Mối quan hệ giữa kiêm nhiệm giám đốc điều hành, số lượng thành viên hội đồng quản trị, thành viên nữ và hiệu quả hoạt động công ty

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN DUY LÂN MỐI QUAN HỆ GIỮA KIÊM NHIỆM GIÁM ĐỐC ĐIỀU HÀNH, SỐ LƯỢNG THÀNH VIÊN HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ, THÀNH VIÊN NỮ VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CÔNG TY LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH- NĂM 2019 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN DUY LÂN MỐI QUAN HỆ GIỮA KIÊM NHIỆM GIÁM ĐỐC ĐIỀU HÀNH, SỐ LƯỢNG THÀNH VIÊN HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ, THÀNH VIÊN NỮ VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CƠNG TY Chun Ngành: Tài Chính-Ngân Hàng Mã Số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Hướng Dẫn Khoa Học: PGS.TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2019 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan số liệu kết nghiên cứu luận văn trung thực giúp đỡ việc thực luận văn cảm ơn thơng tin trích dẫn rỏ nguồn gốc rỏ ràng phép công bố TP Hồ Chí Minh, ngày 18 tháng 09 năm 2019 Người cam đoan Nguyễn Duy Lân MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG TÓM TẮT BÀI NGHIÊN CỨU SUMMARY OF THE RESEARCH CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Tính cấp thiết đề tài 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.3 Phương pháp nghiên cứu .4 1.3.1 Phương pháp thu thập số liệu 1.3.2 Phương pháp xử lý số liệu 1.4 Cấu trúc nghiên cứu CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY .6 2.1 Khung lý thuyết .6 2.1.1 Thuyết đại diện 2.1.2 Thuyết quản trị 2.2 Tổng quan nghiên cứu trước CHƯƠNG 3: DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 15 3.1 Dữ liệu 15 3.2 Phương pháp nghiên cứu 15 3.2.1 Mô tả biến 15 3.2.2 Xây dựng giả thuyết 19 3.2.3 Phương pháp hồi quy .21 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 23 4.1 Thống kê mô tả 23 4.2 Kết hồi quy 25 4.3 Các kiểm định liên quan 26 4.4 Kết nghiên cứu .29 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 32 5.1 Kết luận .32 5.2 Khuyến nghị nghiên cứu .33 5.3 Hạn chế nghiên cứu 34 5.4 Hướng nghiên cứu 34 PHỤ LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT CEO : Giám đốc điều hành/ Tổng giám đốc FEM : Mô hình biến động cố định GLS : Phương pháp ước lượng bình phương tổng quát HNX : Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội HSX : Sở giao dịch chứng khốn Hồ Chí Minh OLS : Phương pháp ước lượng bình phương nhỏ REM : Mơ hình biến động ngẫu nhiên ROA : Tỷ lệ lợi nhuận ròng tổng tài sản ROE : Tỷ lệ lợi nhuận ròng vốn chủ sở hữu TTCK : Thị trường chứng khoán VNR500 : Top 500 doanh nghiệp lớn Việt Nam DANH MỤC BẢNG Bảng 3.1: Tóm tắt tên biến, kì vọng dấu cách tính .22 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến độc lập 23 Bảng 4.2: Thống kê mô tả biến phụ thuộc 24 Bảng 4.3: Ma trận hệ số tương quan ROA biến mơ hình .24 Bảng 4.4: Ma trận hệ số tương quan ROE biến mơ hình .25 Bảng 4.5: Kết hồi quy theo phương pháp: OLS; FEM; REM .25 Bảng 4.6: Kết kiểm tra đa cộng tuyến 26 Bảng 4.7: Kết F-test 27 Bảng 4.8: Kết kiểm định Hausman 27 Bảng 4.9: Kết kiểm định Wald 28 Bảng 4.10: Kết kiểm định Wooldridge 28 Bảng 4.11: Kết hồi quy theo phương pháp GLS 28 TÓM TẮT BÀI NGHIÊN CỨU Bài viết nghiên cứu tác động cấu hội đồng quản trị, kiêm nhiệm giám đốc điều hành chủ tịch hội đồng quản trị, đa dạng giới tính lên hiệu hoạt động công ty thể qua số ROA ROE Bài nghiên cứu sử dụng mẫu gồm 220 cơng ty phi tài niêm yết sở giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh Hà Nội giai đoạn 2009-2017 Thông qua phương pháp ước lượng OLS, FEM, REM, GLS kiểm định liên quan đến khuyết tật mơ hình, kết nghiên cứu cho thấy không đồng thước đo hiệu hoạt động công ty Cụ thể, sử dụng ROA làm hiệu hoạt động, kết cho thấy thành viên hội đồng quản trị kiêm nhiệm giám đốc điều hành có tương quan dương với hiệu hoạt động cơng ty, yếu tố cịn lại khơng có ý nghĩa thống kê Bên cạnh đó, sử dụng ROE làm thước đo hiệu hoạt động, kết thực nghiệm thành viên hội đồng quản trị, tỷ lệ thành viên không điều hành kiêm nhiệm số năm chức giám đốc điều hành có tương quan dương với hiệu hoạt động cơng ty Sự xuất phụ nữ hội đồng mang lại tương quan âm cho hiệu công ty Điều phản ánh rằng, nghiên cứu thước đo ROE thích hợp so với ROA Từ khóa: hiệu hoạt động; hội đồng quản trị; đa dạng giới; kiêm nhiệm CEO; giám đốc điều hành (CEO) SUMMARY OF THE RESEARCH The paper examines the impact of the board structure, the concurrent CEO and chairman of the board, the gender diversity on the performance of the company expressed through indicators: ROA and ROE The study uses a sample of 220 nonfinancial companies listed on the Ho Chi Minh City and Hanoi Stock Exchange in 2009-2017 Through the methods of estimating OLS, FEM, REM, GLS and tests related to the model's defects, the results of the research show the heterogeneity between company performance measures Specifically, using ROA as a performance, the results show that the members of the board of directors and the CEO's duality are positively correlated with the performance of the company, the remaining factors are not available statistical significance In addition, when using ROE as a measure of performance, the empirical results show that board members, the percentage of nonexecutive members and the part-time and number of years in office of a director The firm's performance is positively correlated with company performance The presence of women on the council brings a negative correlation to firm efficiency It also reflects that, in this paper, ROE is more appropriate than ROA Keywords: Operational efficiency; Administrative Council; Gender diversity; CEO duality; CEO CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Tính cấp thiết đề tài TTCK cho thấy vai trò ngày quan trọng việc thu hút dòng vốn Cùng với dòng vốn ngân hàng, TTCK tạo kênh dẫn vốn ngắn hạn dài hạn cho tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, bên cạnh yếu tố tích cực nêu trên, TTCK Việt Nam hạn chế, cần phải nhìn nhận để tiếp tục khắc phục, từ phát triển TTCK theo hướng bền vững Trong bối cảnh kinh tế Việt Nam hội nhập ngày sâu rộng với khu vực giới, việc cấp thiết cải thiện môi trường kinh doanh, giải pháp hỗ trợ tích cực cho thị trường chứng khốn, minh bạch thơng tin, phát triển doanh nghiệp bền vững, nâng cao hiệu quản trị công ty nhằm bảo vệ nhà đầu tư nhằm thu hút vốn tối đa từ nhà đầu tư thị trường vốn Tuy thực tế cho thấy dù có bước tiến dài, song quản trị cơng ty niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam cịn có hạn chế so với nhiều quốc gia khu vực giới Thực tế đòi hỏi, cần tiếp tục cải thiện chất lượng quản trị công ty nhằm mang lại giá trị bền vững cho doanh nghiệp Quản trị công ty xem khuôn khổ luật chơi thị trường dành cho công ty đại chúng niêm yết Quản trị công ty đảm bảo quyền lợi cho bên liên quan tham gia vào doanh nghiệp để đảm bảo doanh nghiệp phát triển bền vững Để thị trường phát huy chế tự điều tiết giúp cho doanh nghiệp hồn thiện phát triển bền vững, doanh nghiệp phải thừa nhận nguyên tắc giá trị thị trường Hiệu hoạt động công ty phụ thuộc vào tác động vĩ mô kinh tế mà phụ thuộc vào kiểm soát, điều hành ban hội đồng quản trị Có thể nói, phận có quyền lực cao thiếu cơng ty cổ phần Chính vậy, hội đồng quản trị phát triển thành chủ đề “nóng” giới học thuật năm vừa qua Trong đó, khơng thể khơng nói đến kiêm nhiệm giám đốc điều hành, diện thành viên hội đồng quản trị không điều hành, đa 34 5.3 Hạn chế nghiên cứu Bài nghiên cứu đưa số kết thực nghiệm, nhiên tồn số hạn chế Đầu tiên, mẫu liệu nghiên cứu nhỏ, 220 công ty niêm yết nên chưa thể đại diện hết cho toàn thể thị trường Việt Nam Thứ hai, thời gian quan sát mẫu liệu ngắn, năm 2009 bỏ qua quan sát từ 2008 trở trước kết thúc năm 2017 không gần với nên chưa thể tính kịp thời đề tài Chính mà nghiên cứu chưa thể đưa nhìn khách quan chưa phản ánh thực trạng cấu hội đồng quản trị, kiêm nhiệm đa dạng giới công ty giai đoạn trước khủng hoảng Thứ ba, nghiên cứu sử dụng biến kiểm soát thiếu biến kiểm soát quan trọng, kết nghiên cứu chưa thực tốt Cuối cùng, báo cáo tài cơng ty làm đẹp để thu hút nhà đầu tư dẫn đến thơng tin báo cáo thiếu xác 5.4 Hướng nghiên cứu Thứ nhất, nghiên cứu vai trò hội đồng quản trị, thành viên không điều hành, kiêm nhiệm CEO đa dạng giới công ty Tuy nhiên chưa xem xét đến cổ phần mà cổ đông nắm giữ, liệu cổ đông nắm giữ lượng lớn cổ phần có thao túng hội đồng quản trị hay không Hoặc xem xét doanh nghiệp nhà nước, doanh nghiệp tư nhân nước doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngồi có khác cấu, cách quản lý vận hành hay khơng Bên cạnh đó, diện phụ nữ hội đồng biểu thị tỷ lệ phần trăm nghiên cứu này, nhiên xem xét phụ nữ đồng thời quản lý cấp cao như: tổng giám đốc chủ tịch hội đồng quản trị liệu hiệu hoạt động cơng ty có cải thiện đáng kể hay khơng Đây vấn đề mà nghiên cứu chưa đề cập đến chủ đề doanh nghiệp Việt Nam Thứ hai, hội đồng quản trị xem phận trung tâm để điều hành, quản lý kiểm sốt cơng ty nghiên cứu xem xét dựa số lượng 35 thành viên hội đồng mà chưa xem xét đến khả quản trị thực họ Bên cạnh đó, mở rộng mẫu quan sát cách kéo dài thời gian nghiên cứu đề tài bao gồm giai đoạn trước khủng hoảng (2008) sau khủng hoảng tài hướng nghiên cứu TÀI LIỆU THAM KHẢO Tài liệu tiếng Việt - Đoàn Ngọc Phúc & Lê Văn Thông, 2014, “Tác động quản trị doanh nghiệp đến hiệu hoạt động kinh doanh doanh nghiệp sau cổ phần hóa Việt Nam”, tạp chí Nghiên cứu – Trao đổi, số 203 tháng 5/2014 - Hoàng Cẩm Trang & Võ Văn Nhị, 2014, “Ảnh hưởng thành viên nữ hội đồng quản trị đến hiệu hoạt động công ty niêm yết”, tạp chí Phát triển Kinh tế (12/2014) - Hoàng Thị Phương Thảo & cộng sự, 2015, “Giới tính, sở hữu nhà nước thành cơng ty”, tạp chí Phát triển Kinh tế (08/2015) - Lê Quang Cảnh & cộng sự, 2015, “Quản trị doanh nghiệp với kết hoạt động doanh nghiệp tư nhân lớn Việt Nam”, tạp chí Phát triển Kinh tế, số 215 tháng 5/2015 - Nguyễn Mạnh Hà, 2016, “Quan hệ quản trị doanh nghiệp với hiệu hoạt động ngân hàng Việt Nam”, tạp chí Tài kỳ II, số tháng 7/2016 - Phạm Hữu Hồng Thái & Phan Thị Mỹ Kiều, 2018, “Quy mô hội đồng quản trị, kiêm nhiệm giám đốc điều hành giá trị doanh nghiệp”, tạp chí Tài chính, số tháng 3/2018 Tài liệu tiếng Anh - Ali Ahmadi; Nejia Nakaa; Abdelfettah Bouri (2018), “Chief Executive Officer attributes, board structures, gender diversity and firm performance among French CAC 40 listed firms”, Research in International Business and Finance - Abigail Levrau & Lutgart V Berghe, 2004, “Corporate Governance and Board Effectiveness: Beyond Formalism” - Claude Francouer, Bernard S Desgagné, Real Labelle, 2008, “Gender diversity in corporate governance and top management”, Journal of Business Ethics 81(1), 8395 - Chau, G.; Gray, S.J., 2010, “Family Ownership, Board Independence and Voluntary Disclosure: Evidence from Hong Kong”, Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, 19, 93-109 - Daniel P Forbes; Frances J Milliken, 1999, “Cognition and Corporate Governance: Understanding Boards of Directors as Strategic Decision-Making Groups”, The Academy of Management Review 24(3) - Eugene F Fama; Michael C Jensen 1983, “Separation of Ownership and Control”, Journal of Law and Economics, 301-325 - Frank Dobbin; Jiwook Jung, 2011, “Corporate Board Gender Diversity and Stock Performance: The Competence Gap or Institutional Investor Bias”, North Carolina Law Review - Goshi, 2002, “Board structure, executive compensation and firm performance Evidence from India Mumbai, India, Indra Ghandi” Institute of Development Research - Junyon Im; Xian Cao (2015), “CEO Tenure and Financial Performance: A MetaAnalysis”, Academy of Management Proceedings - Jonathan L Johnson; Catherine M Daily; Alan E Ellstrand, 1996, “Boards of directors: A review and research agenda”, Journal of Management, 22 409-438 - Johnny Jermias, 2008, “Board Capital, Board Characteristics, and Managerial Share Ownership: Impact on Firm Performance”, SSRN Electronic Journal - Joseph E Stiglitz; Raaj Kumar Sah 1991, “The Architecture of Economic Systems: Hierarchies and Polyarchies”, American Economic Review 76(4), 716-27 - Jeffrey L Coles; Naveen D Daniel; Lalitha Naveen, 2008, “Boards: Does One Size Fit All?”, Journal of Financial Economics 87(2), 329-356 - J Linck; J Netter; T Yang, 2006, “The determinants of board structure”, Journal of Financial Economics 87: 308-328 - Julizaerma M K; Zulkarnain M Sorib, 2012, “Gender Diversity in the Boardroom and Firm Performance of Malaysian Public Listed Companies”, Procedia - Social and Behavioral Sciences 65 ( 2012 ) 1077 – 1085 - Kevin Campbell; Antonio Minguez Vera, 2010, “Female board appointments and firm valuation: short and long-term effects”, Journal of Management and Governance, 37-59 - Kathleen Eisenhardt, 1989, “Building theory from case study research”, The Academy of Management Review, 532-550 - Krishna Reddy; Stuart M Locke; Frank Scrimgeour, 2008, “Corporate governance practices of small cap companies and their financial performance: An empirical study in New Zealand”, International Journal of Business Governance and Ethics 4(1) - Kathleen A Farrell; Kathleen A Farrell, 2005, “Additions to corporate boards: The effect of gender”, Journal of Corporate Finance, 85–106 - Lex Donaldson; James H Davis, 1991, “Stewardship Theory or Agency Theory: CEO Governance and Shareholder Returns”, Australian Journal of Management - Michael C Jensen, William H Meckling, 1976, “Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure”, Journal of Financial Economics 3, 305-360 - Nermeen F Shehata, 2013, “How could board diversity influence corporate disclosure?”, Corporate board: Role, Duties and Composition, (3), 42-49 - Niclas L Erhardt; James D Werbel; Charles B Shrader, 2003, “Board of Director Diversity and Firm Financial Performance”, Corporate Governance: An International Review, 102-11 - Olubunmi Faleye, 2007, “Classified Boards, Firm Value, and Managerial Entrenchment”, Journal of Financial Economics 83(2) 501-529 - Renee Adams, Daniel V Ferreira, 2009, “Women in the boardroom and their impact on governance and performance”, Journal of Finance Economics 94(2), 291309 - Sabina Nielsen, Morten Huse, 2010, “Women directors’ contribution to board decision-making and strategic involvement: the role of equality perception” European Management Review 7, (1) - Shijun Cheng, 2008 “Board Size and the Variability of Corporate Performance”, Journal of Financial Economics 87(1), 157-176 - Turhan Kaymak; Eralp Bektas, 2008, “East Meets West? Board Characteristics in an Emerging Market: Evidence from Turkish Banks”, Corporate Governance: An International Review, (6), 549–561 - Yonca Ertimura; Fabrizio Ferri; Stephen R Stubben, 2010, “Board of Directors' Responsiveness to Shareholders: Evidence from Shareholder Proposals”, SSRN Electronic Journal 16(1), 53-72 - Yi Wang; Bob Clift, 2009, “Is There a ‘Business Case’ for Board Diversity?”, Pacific Accounting Review 21(2) 88-103 PHỤ LỤC Bảng kết kiểm tra đa cộng tuyến Variable | VIF 1/VIF -+ -DUAL | 1.08 0.922206 BSIZE | 1.08 0.924473 LOGCP | 1.07 0.930799 GNDR | 1.06 0.947772 CEOTENUR | 1.04 0.957898 BINDP | 1.04 0.959764 GEAR | 1.04 0.964083 -+ -Mean VIF | 1.06 Bảng thống kê mô tả biến phụ thuộc Variable | Obs Mean Std Dev Min Max -+ -ROA | 1980 0733274 0949159 -1.778708 7836998 ROE | 1980 1280545 2113576 -3.674005 9821288 Min Max Bảng thống kê mô tả biến độc lập Variable | Obs Mean Std Dev -+ -BSIZE | 1980 5.876263 1.399611 11 BINDP | 1980 5614995 1756102 DUAL | 1980 3020202 45925 CEOTENUR | 1980 5.269697 3.99469 25 GNDR | 1980 1425639 1607592 -+ -GEAR | 1980 4773249 2182533 0019807 9706117 LOGCP | 1980 27.0624 3.320057 10.30007 31.92202 Bảng mô tả tương quan ROA biến mơ hình | ROA BSIZE BINDP DUAL CEOTENUR GNDR GEAR LOGCP -+ ROA | 1.0000 BSIZE | 0.0546 1.0000 BINDP | 0.0627 0.1308 1.0000 DUAL | -0.0267 -0.0024 -0.1288 1.0000 CEOTENUR | 0.1180 0.0891 -0.0120 0.1611 1.0000 GNDR | 0.0212 0.0266 -0.0043 0.1824 0.1158 1.0000 GEAR | -0.3978 -0.0149 -0.0816 0.0802 -0.0247 -0.0843 1.0000 LOGCP | -0.0256 0.2314 0.0653 -0.0226 0.0107 0.0311 0.1034 GNDR GEAR 1.0000 Bảng mô tả tương quan ROE biến mơ hình | ROE BSIZE BINDP DUAL CEOTENUR LOGCP -+ ROE | 1.0000 BSIZE | 0.0643 1.0000 BINDP | 0.0460 0.1308 1.0000 DUAL | -0.0022 -0.0024 -0.1288 1.0000 CEOTENUR | 0.0686 0.0891 -0.0120 0.1611 1.0000 GNDR | -0.0219 0.0266 -0.0043 0.1824 0.1158 1.0000 GEAR | -0.1590 -0.0149 -0.0816 0.0802 -0.0247 -0.0843 1.0000 LOGCP | -0.0083 0.2314 0.0653 -0.0226 0.0107 0.0311 0.1034 1.0000 Bảng kết hồi quy theo phương pháp OLS – ROA Source | SS df MS Number of obs = -+ F( 7, 1972) = 1980 58.89 Model | 3.08272255 440388936 Prob > F = 0.0000 Residual | 14.7461255 1972 007477751 R-squared = 0.1729 Adj R-squared = 0.1700 Root MSE 08647 -+ -Total | 17.828848 1979 009009019 = -ROA | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ BSIZE | 0023776 0014445 1.65 0.100 -.0004552 0052105 BINDP | 0141368 0112988 1.25 0.211 -.0080219 0362955 DUAL | -.0009255 0044076 -0.21 0.834 -.0095695 0077185 CEOTENUR | 0025904 0004972 5.21 0.000 0016153 0035655 GNDR | -.0146661 0124204 -1.18 0.238 -.0390245 0096924 GEAR | -.1716524 0090708 -18.92 0.000 -.1894417 -.1538631 LOGCP | 0001398 0006069 0.23 0.818 -.0010504 0013299 _cons | 1182893 0178023 6.64 0.000 0833761 1532026 Bảng kết hồi quy FEM – ROA Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1980 Group variable: FIRM1 Number of groups = 220 R-sq: = 0.0649 Obs per group: = between = 0.0795 avg = 9.0 overall = 0.0577 max = F(7,1753) = 17.37 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.5075 -ROA | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -BSIZE | 0059449 002281 2.61 0.009 0014713 0104186 BINDP | 003709 0142199 0.26 0.794 -.0241808 0315988 DUAL | 0138887 0059252 2.34 0.019 0022675 02551 CEOTENUR | -.0004947 0006944 -0.71 0.476 -.0018565 0008672 GNDR | 0007632 0204378 0.04 0.970 -.0393218 0408482 GEAR | -.1524613 0173423 -8.79 0.000 -.1864752 -.1184475 LOGCP | -.0145414 0043863 -3.32 0.001 -.0231442 -.0059386 _cons | 5009128 1151645 4.35 0.000 2750385 726787 -+ -sigma_u | 07474646 sigma_e | 07014012 rho | 5317606 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(219, 1753) = 5.68 Prob > F = 0.0000 Bảng kết hồi quy REM – ROA Random-effects GLS regression Number of obs = 1980 Group variable: FIRM1 Number of groups = 220 R-sq: = 0.0568 Obs per group: = between = 0.2713 avg = 9.0 overall = 0.1603 max = Wald chi2(7) = 189.98 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -ROA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -BSIZE | 0041011 0018595 2.21 0.027 0004565 0077457 BINDP | 0093661 0127415 0.74 0.462 -.0156067 0343389 DUAL | 0102797 0051489 2.00 0.046 000188 0203714 CEOTENUR | 0002177 0005825 0.37 0.709 -.0009241 0013594 GNDR | -.0079299 0163449 -0.49 0.628 -.0399653 0241055 GEAR | -.1692518 0127598 -13.26 0.000 -.1942605 -.144243 LOGCP | -.000848 0011173 -0.76 0.448 -.0030379 0013418 _cons | 1445864 0310603 4.66 0.000 0837093 2054635 -+ -sigma_u | 0496005 sigma_e | 07014012 rho | 33336867 (fraction of variance due to u_i) Bảng kết kiểm định Hausman Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fe1 re1 Difference S.E -+ -BSIZE | 0059449 0041011 0018438 001321 BINDP | 003709 0093661 -.0056571 0063136 DUAL | 0138887 0102797 0036091 002932 CEOTENUR | -.0004947 0002177 -.0007123 0003779 GNDR | 0007632 -.0079299 0086931 0122698 GEAR | -.1524613 -.1692518 0167904 011745 LOGCP | -.0145414 -.000848 -.0136933 0042416 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 36.22 Prob>chi2 = 0.0000 Bảng kết kiểm định phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (220) = Prob>chi2 = 5.8e+05 0.0000 Bảng kết kiểm định tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 219) = Prob > F = 14.571 0.0002 Bảng kết hồi quy GLS – ROA Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = 220 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients (0.6428) = 1980 Number of groups = 220 Time periods = Wald chi2(7) = 893.17 Prob > chi2 = 0.0000 = Number of obs -ROA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -BSIZE | 0026115 0007218 3.62 0.000 0011969 0040261 BINDP | 0020636 0047388 0.44 0.663 -.0072242 0113514 DUAL | 004624 002139 2.16 0.031 0004317 0088163 CEOTENUR | -.0000425 0002633 -0.16 0.872 -.0005586 0004735 GNDR | -.0061477 0067094 -0.92 0.360 -.0192978 0070025 GEAR | -.156823 0054196 -28.94 0.000 -.1674452 -.1462008 LOGCP | -6.28e-06 0004703 -0.01 0.989 -.000928 0009154 _cons | 1317697 0132084 9.98 0.000 1058817 1576577 Bảng kết hồi quy theo phương pháp OLS – ROE Source | SS df MS Number of obs = -+ -Model | 3.13388458 447697797 Residual | 85.272041 1972 0432414 F( -+ -Total | 88.4059256 1979 044672019 7, 1972) = 1980 10.35 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.0354 Adj R-squared = 0.0320 Root MSE 20795 = -ROE | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -BSIZE | 0083238 0034735 2.40 0.017 0015116 015136 BINDP | 0341122 0271703 1.26 0.209 -.0191734 0873978 DUAL | 0056742 010599 0.54 0.592 -.0151121 0264606 CEOTENUR | 0033622 0011956 2.81 0.005 0010175 005707 GNDR | -.0605694 0298675 -2.03 0.043 -.1191446 -.0019941 GEAR | -.1535629 0218127 -7.04 0.000 -.1963412 -.1107845 LOGCP | -.0003513 0014593 -0.24 0.810 -.0032133 0025107 _cons | 1319972 0428095 3.08 0.002 0480407 2159538 Bảng kết hồi quy FEM – ROE Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1980 Group variable: FIRM1 Number of groups = 220 R-sq: Obs per group: = within = 0.0300 between = 0.0184 avg = 9.0 overall = 0.0151 max = F(7,1753) = 7.74 Prob > F = 0.0000 corr(u_i, Xb) = -0.4332 -ROE | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -BSIZE | 0213498 0060872 3.51 0.000 0094108 0332888 BINDP | 0204273 0379491 0.54 0.590 -.0540029 0948574 DUAL | 0491137 0158128 3.11 0.002 0180998 0801275 CEOTENUR | -.0011375 0018531 -0.61 0.539 -.0047719 0024969 GNDR | -.1277245 0545428 -2.34 0.019 -.2347003 -.0207487 GEAR | -.2095987 0462819 -4.53 0.000 -.3003723 -.1188252 LOGCP | -.0170353 0117057 -1.46 0.146 -.0399939 0059233 _cons | 5615603 3073422 1.83 0.068 -.0412354 1.164356 -+ -sigma_u | 12656292 sigma_e | 18718454 rho | 31373596 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(219, 1753) = 3.11 Prob > F = 0.0000 Bảng kết hồi quy REM – ROE Random-effects GLS regression Number of obs = 1980 Group variable: FIRM1 Number of groups = 220 R-sq: = 0.0264 Obs per group: = between = 0.0588 avg = 9.0 overall = 0.0320 max = Wald chi2(7) = 54.91 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -ROE | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -BSIZE | 0129154 0043869 2.94 0.003 0043171 0215136 BINDP | 0296329 0313952 0.94 0.345 -.0319007 0911664 DUAL | 0266781 0125462 2.13 0.033 002088 0512682 CEOTENUR | 0010225 0014182 0.72 0.471 -.0017571 0038021 GNDR | -.0877193 038228 -2.29 0.022 -.1626447 -.0127938 GEAR | -.1753495 0291217 -6.02 0.000 -.2324269 -.118272 LOGCP | -.0011019 002247 -0.49 0.624 -.005506 0033022 _cons | 1481009 0636853 2.33 0.020 02328 2729218 -+ -sigma_u | 08876834 sigma_e | 18718454 rho | 18360225 (fraction of variance due to u_i) Bảng kết kiểm định Hausman Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fe2 re2 Difference S.E -+ -BSIZE | 0213498 0129154 0084344 0042201 BINDP | 0204273 0296329 -.0092056 0213183 DUAL | 0491137 0266781 0224356 0096248 CEOTENUR | -.0011375 0010225 -.00216 0011927 GNDR | -.1277245 -.0877193 -.0400052 0389042 GEAR | -.2095987 -.1753495 -.0342493 0359714 LOGCP | -.0170353 -.0011019 -.0159334 011488 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 23.87 Prob>chi2 = 0.0012 Bảng kết kiểm định phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (220) = Prob>chi2 = 1.0e+06 0.0000 Bảng kết kiểm định tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 219) = Prob > F = 0.443 0.5062 Bảng kết hồi quy GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = 220 = 1980 Estimated autocorrelations = Number of groups = 220 Estimated coefficients Time periods = Wald chi2(7) = 220.68 Prob > chi2 = 0.0000 = Number of obs -ROE | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -BSIZE | 006575 0011861 5.54 0.000 0042504 0088997 BINDP | 0496842 0098543 5.04 0.000 03037 0689983 DUAL | 0121055 0040175 3.01 0.003 0042314 0199797 CEOTENUR | 001586 0004763 3.33 0.001 0006525 0025195 GNDR | -.0394263 0110135 -3.58 0.000 -.0610123 -.0178402 GEAR | -.0973736 0084285 -11.55 0.000 -.1138932 -.080854 LOGCP | 8.48e-06 0007166 0.01 0.991 -.001396 001413 _cons | 1034134 0200781 5.15 0.000 0640609 1427658 ... thành viên hội đồng quản trị hiệu hoạt động công ty có mối tương quan nào? (2) Sự kiêm nhiệm hai vị trí tổng giám đốc chủ tịch hội đồng quản trị có mối quan hệ với hiệu hoạt động công ty? (3) Thành. .. DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN DUY LÂN MỐI QUAN HỆ GIỮA KIÊM NHIỆM GIÁM ĐỐC ĐIỀU HÀNH, SỐ LƯỢNG THÀNH VIÊN HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ, THÀNH VIÊN NỮ VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG... hiệu ứng cố định (FE) nhằm đánh giá tác động cấu hội đồng quản trị, thành viên hội đồng quản trị nữ, kiêm nhiệm chủ tịch hội đồng quản trị CEO, thành viên độc lập hội đồng quản trị đến hiệu hoạt