Mối quan hệ giữa quản trị công ty và bất cân xứng thông tin, nghiên cứu thực nghiệm trên thị trường chứng khoán việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN ANH TUẤN MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ BẤT CÂN XỨNG THÔNG TIN NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁNVIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2015 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - NGUYỄN ANH TUẤN MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ BẤT CÂN XỨNG THÔNG TIN NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁNVIỆT NAM CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG MÃ SỐ: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC TS TRẦN THỊ HẢI LÝ TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2015 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn tơi nghiên cứu thực hiện, số liệu thông tin sử dụng luận văn có nguồn gốc trung thực phép cơng bố TP Hồ Chí Minh, ngày tháng 10 năm 2015 Nguyễn Anh Tuấn MỤC LỤC TRANG BÌA PHỤ LỜI CẢM ĐOAN MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG DANH MỤC HÌNH TĨM TẮT Chương - GIỚI THIỆU 1.1 Mục tiêu nghiên cứu 1.2 Câu hỏi nghiên cứu 1.3 Đối tượng nghiên cứu 1.4 Phạm vi nghiên cứu 1.5 Kết cấu đề tài Chương - CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1 Lý thuyết đại diện 2.1.2 Lý thuyết bên hữu quan (Stakeholder) 2.1.3 Lý thuyết quản trị công ty 2.1.4 Hệ thống quản trị công ty 12 2.1.5 Lý thuyết bất cân xứng thông tin 14 2.2 Bằng chứng thực nghiệm quản trị công ty v 2.3 Cơ chế quản trị công ty bất cân xứng thông 2.3.1.Qui mô, cấu hộ 2.3.2.Chính sách lương 2.3.3.Cấu trúc sở hữu v 2.3.4.Các chủ nợ lớn Chương 3- PHƯƠNG PHÁ 3.1 Giả thiết nghiên cứu 3.2 Đo lường mức độ bất cân xứng thông tin 3.3 Đo lường chất lượng quản trị công ty 3.4 Mơ hình 3.5 Dữ liệu Chương 4- KẾT QUẢ NGH 4.1 Phân tích thống kê mô tả 4.2 Kiểm định tương quan đa cộng tuyến 4.2.1.Phân tích nhân tố bất cân xứng thơng tin với biến COMPOSITE 4.2.2.Ma trận tương qua 4.2.3.Kiểm định đa cộn 4.3 Kiểm định tượng phương sai thay đổi ph 4.4 Kiểm định tượng tự tương quan phần dư (2003) 4.5.Phân tích kết hồi quy GMM Chương 5- KẾT LUẬN 5.1.Kết luận chung từ nghiên cứu 5.2.Hạn chế luận văn hướng nghiên cứu tiế 5.2.1.Hạn chế luận v 5.2.2.Hướng nghiên cứu TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT CG IFC OECD HNX HOSE TSSL CEO HĐQT ACMF ADB DANH MỤC BẢNG Bảng 2.3.1: Bảng tóm tắt khảo lược nghiên cứu mối quan hệ chế quản trị công ty bất cân xứng thông tin 25 Bảng 3.2.1: Định nghĩa biến kỳ vọng dấu 31 Bảng 3.3.1: Định nghĩa biến kỳ vọng dấu 34 Bảng 3.5.1: Nguồn liệu biến quan sát 39 Bảng 4.1.1: Thống kê mô tả biến mơ hình 41 Bảng 4.2.1: Phân tích nhân tố 44 Bảng 4.2.2: Kết ma trận tự tương quan biến đến biến COMPOSITE 44 Bảng 4.2.3: Kết ma trận tự tương quan 46 Bảng 4.2.4: Kết kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai 47 Bảng 4.3.1: Kết kiểm tra phương sai thay đổi mơ hình 48 Bảng 4.4.1: Kết kiểm tra tự tương quan mơ hình 49 Bảng 4.5.1: Kết hồi quy phương trình lựa chọn (1) 51 Bảng 4.5.2: Kết hồi quy mối quan hệ quản trị công ty bất cân xứng thơng tin – phương trình (2) 53 DANH MỤC HÌNH Hình 2.1.1: Hệ thống quản trị công ty cổ phần 13 TÓM TẮT Luận văn nhằm khám phá mối quan hệ quản trị công ty với bất cân xứng thông tin Sử dụng mẫu bao gồm khoảng 40 công ty niêm yết sàn giao dịch chứng khốn Hà Nội thành phố Hồ Chí Minh, từ năm 2011 đến năm 2013 với điều kiện chọn lọc định nguồn liệu thu thập công phu đáng tin cậy Tác giả tiến hành kiểm định đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đổi, tự tương quan với phần dư liệu bảng thu thập Ngoài ra, mối quan hệ quản trị công ty bất cân xứng thông tin bị nhiễu sai lệch tự lựa chọn mẫu (selfselection bias) Do đó, tác giả tiến hành khắc phụcvấn đề mơ hình phương pháp Heckman (1979) Sau đó, tác giả thực hồi quy mơ hình phương pháp GMM để khắc phục khuyết tật mơ hình với biến phụ thuộc số đo lường bất cân xứng thông tin (SPREAD, VOLATILITY, TRADE VOLUME, TRADE VALUE COMPOSITE), biến độc lập đại diện cho quản trị công ty (INDEPENDENCE, FEMALE, ATTENDANCE, BOARD MEETS, STOCK COMPENSATION, BIG OWN, DEBT RATIO MARKET VALUE), chia chúngthành nhóm bao gồm cấu hội đồng quản trị, hoạt động hội đồng quản trị, sách lương thưởng & quyền sở hữu tập trung, tài trợ nợ để nghiên cứu mối quan hệ quản trị công ty bất cân xứng thông tin Kết nghiên cứu cho thấy rằng, với chế quản trị công ty khuyến khích gia tăng việc giám sát nhà quản lý làm giảm bất cân xứng thông tin Cụ thể, tính độc lập hội đồng quản trị cao, hội đồng quản trị động bất cân xứng thông tin (được phản ánh thông qua chênh lệch giá giao dịch (bid-ask spread), biến động tỷ suất sinh lợi, khối lượng giao dịch cổ phần thường giá trị giao dịch cổ phiếu) giảm Vì thế, với chế quản trị cơng ty gia tăng giám sát nhà quản lý dẫn đến việc cải thiện môi trường thông tin doanh nghiệp Từ khóa: quản trị cơng ty, bất cân xứng thơng tin, lý thuyết đại diện, chênh lệch giá giao dịch Chương - GIỚI THIỆU Sau thập kỷ hình thành phát triển thị trường chứng khốn Việt Nam dần vào hoạt động ổn định chuyên nghiệp Sự đời thị trường chứng khốn Việt Nam khơng có ý nghĩa quan trọng q trình hồn thiện hệ thống thị trường tài mà cịn góp phần làm lành mạnh hóa thị trường đầu tư, tạo thuận lợi kênh dẫn vốn cho doanh nghiệp, đáp ứng nhu cầu vốn cho kinh tế không ngừng chuyển đổi vận hành theo chế thị trường Bên cạnh thuận lợi thành tựu đạt được, thị trường chứng khốn cịn nhiều vấn đề cịn tồn cần phải khắc phục để phát triển bền vững Điển hình vấn đề hệ thống pháp luật chưa bao qt, sách điều hành cịn mang tính mệnh lệnh hành chính, hành vi giao dịch nhà đầu tư cịn mang tính bầy đàn cao, sở hạ tầng phục vụ thị trường chưa đáp ứng nhu cầu phát triển…vv đặc biệt mức độ minh bạch thơng tin cịn thấp Đối với thị trường chứng khốn cịn Việt Nam, mà nguồn thơng tin thống chưa nhiều, số liệu thống kê thông tin kinh tế vi mơ vĩ mơ cịn chưa đầy đủ, nhà đầu tư chủ yếu dựa vào báo cáo mà doanh nghiệp niêm yết công bố để đưa định đầu tư Tuy nhiên, với nhiều bất cập cịn tồn hoạt động cơng bố thông tin doanh nghiệp niêm yết, mức độ tin cậy báo cáo nàyđến đâu…vv tất liệu có giúp nhà đầu tư có thơng tin xác đầy đủ để đưa định đầu tư hay khơng cịn câu hỏi bỏ ngỏ Một nguyên nhân quan trọng làm cho thị trường thất bại tình trạng bất cân xứng thông tin công ty niêm yết nhà đầu tư Bất cân xứng thông tin làm cho bên giao dịch khơng có thơng tin đầy đủ, xác kịp thời từ dẫn đến lựa chọn bất lợi, gây cung cầu ảo, thị trường bong bóng tiềm ẩn nguy sụp đổ thị trường Phụ lục 3: Ma trận tương quan spread 1.0000 volatility 0.3054 tradevolume 0.1105 tradevalue -0.0728 independence 0.1202 female -0.1055 boardmeets -0.0996 attendance 0.0778 bigown -0.1402 debtratio -0.2040 marketvalue -0.2588 stockcompe~n -0.0333 Phụ lục 4: Nhân tử phóng đại phương sai VIF Source Model Residual Total spread independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons vif Variable mills_ratio marketvalue bigown female debtratio boardmeets attendance stockcompe~n independence Mean VIF Phụ lục 5a: Kiểm định phương sai thay đổi xtreg spread independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid R-sq: within = = = between overall corr(u_i, Xb) = spread independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons sigma_u sigma_e rho F test that all xttest3 u_i=0: Modified Wald test for groupwise in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 chi2 (40) Prob>chi2 = = = Phụ lục 5b: Kiểm định phương sai thay đổi xtreg volatility independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid Number Number R-sq: Obs per group: = within = 0.1790 between = 0.0259 overall = 0.0281 corr(u_i, Xb) F(9,67) Prob > = -0.8599 volatility Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons -.0011591 -.006638 -.0234313 -.000464 -.0000251 -.0002837 -.0000934 -1.62e-07 000289 0600715 sigma_u sigma_e rho 01004275 00669982 69201204 F test that all u_i=0: (fraction of variance due to u_i) F(39, 67) = 1.37 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (40) Prob>chi2 Prob > F = 0.1297 Phụ lục 5c: Kiểm định phương sai thay đổi xtreg tradevolume independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid Number Number R-sq: Obs per group: = within = 0.0990 between = 0.0617 overall = 0.0656 corr(u_i, Xb) F(9,67) Prob > = 0.1855 tradevolume Coef Std Err independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons -.0000523 -.0001245 0000933 -4.29e-07 -.0000256 -9.24e-07 1.30e-06 -1.98e-09 -.0002164 0022961 0000756 0002447 0000543 2.71e-06 0000248 3.13e-06 1.17e-06 2.09e-09 0002938 0003369 sigma_u sigma_e rho 00052065 00004849 99139943 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(39, 67) = 296.69 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (40) Prob>chi2 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 5d: Kiểm định phương sai thay đổi xtreg tradevalue independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid Number Number R-sq: Obs per group: = within = 0.1190 between = 0.0342 overall = 0.0555 corr(u_i, Xb) F(9,67) Prob > = 0.1737 tradevalue Coef Std Err independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons 234.996 -939.9139 483.8609 -4.939373 -64.92157 -11.90293 3.569597 -.0074775 -1278.196 8401.3 272.9975 883.7404 195.9565 9.798465 89.45875 11.30981 4.238381 0075381 1060.839 1216.374 sigma_u sigma_e rho 3122.2471 175.11067 99686436 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(39, 67) = 726.33 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (40) Prob>chi2 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 5e: Kiểm định phương sai thay đổi xtreg composite independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid R-sq: within = between overall = = corr(u_i, Xb) = composite independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons sigma_u sigma_e rho F test that all xttest3 Modified Wald test for groupwise in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 chi2 (40) Prob>chi2 = = = Phụ lục 6: Kiểm định tự tương quan xtserial spread independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 2.244 Prob > F = 0.1429 xtserial volatility independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 0.363 Prob > F = 0.5504 xtserial tradevolume independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 104.317 Prob > F = 0.0000 xtserial tradevalue independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 112.564 Prob > F = 0.0000 xtserial composite independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 9.750 Prob > F = 0.0035 Phụ lục 7a: Kết hồi quy Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: codeid Time variable Number of instruments = 14 Wald chi2(9) Prob > chi2 Instruments for first differences equation Standard D.L.boardmeets GMM-type (missing=0, separate instruments for each L(1/.).(boardmeets stockcompensation bigown) Instruments for levels equation Standard _cons L.boardmeets GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(boardmeets stockcompensation bigown) Arellano-Bond Arellano-Bond Sargan (Not test of robust, Phụ lục 7b: Kết hồi quy – biến SPREAD Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: codeid Time variable : year Number of instruments = 19 Wald chi2(9) Prob > chi2 stockcompensation Instruments for first differences equation Standard D.(D.independence L.attendance) GMM-type (missing=0, separate instruments for each L(1/2).(debtratio attendance stockcompensation independence) Instruments for levels equation Standard D.independence L.attendance _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each D.(debtratio attendance stockcompensation independence) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z Sargan test of overid restrictions: chi2(9) (Not robust, but not weakened by many instruments.) Difference-in-Sargan tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Sargan test excluding group: Difference (null H = exogenous): chi2(8) iv(D.independence L.attendance) Sargan test excluding group: Difference (null H = exogenous): chi2(2) Phụ lục 7c: Kết hồi quy – biến VOLATILITY Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: codeid Time variable : year Number of instruments = 19 Wald chi2(9) Prob > chi2 stockcompensation Instruments for first differences equation Standard D.(D.independence L.attendance) GMM-type (missing=0, separate instruments for each L(1/2).(debtratio attendance stockcompensation independence) Instruments for levels equation Standard D.independence L.attendance _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each D.(debtratio attendance stockcompensation independence) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z Sargan test of overid restrictions: chi2(9) (Not robust, but not weakened by many instruments.) Difference-in-Sargan tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Sargan test excluding group: Difference (null H = exogenous): chi2(8) iv(D.independence L.attendance) Sargan test excluding group: Difference (null H = exogenous): chi2(2) Phụ lục 7d: Kết hồi quy – biến TRADE VOLUME Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: codeid Time variable Number of instruments Wald chi2(8) Prob > chi2 Instruments for first Standard D.(L.bigown L.boardmeets) GMM-type (missing=0, separate L(1/.).(bigown boardmeets) Instruments for levels equation Standard _cons L.bigown L.boardmeets GMM-type (missing=0, separate D.(bigown boardmeets) instruments for each period unless collapsed) instruments for each period unless collapsed) Arellano-Bond Arellano-Bond Sargan (Not test of robust, Phụ lục 7e: Kết hồi quy – biến TRADE VALUE Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: codeid Time variable Number of instruments Wald chi2(8) Prob > chi2 Instruments for first Standard D.(D.bigown L.boardmeets boardmeets) GMM-type (missing=0, separate instruments L(1/.).(bigown boardmeets boardmeets) Instruments for levels equation Standard _cons D.bigown L.boardmeets boardmeets GMM-type (missing=0, separate instruments D.(bigown boardmeets boardmeets) for each period unless collapsed) for each period unless collapsed) Arellano-Bond Arellano-Bond Sargan (Not test of robust, Phụ lục 7f: Kết hồi quy – biến COMPOSITE Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: codeid Time variable Number of instruments Wald chi2(8) Prob > chi2 Instruments for first Standard D.(L.bigown L.boardmeets) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/.).(bigown boardmeets) Instruments for levels equation Standard _cons L.bigown L.boardmeets GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(bigown boardmeets) Arellano-Bond Arellano-Bond Sargan (Not test of robust, Phụ lục 8: Tính giá trị MILLS RATIO probit g independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue industrial consumerservices predict predicted_values, xb generate denominator = normal(predicted_values) generate numerator = normalden(predicted_values) generate mills_ratio = numerator/denominator generate denominator = normal(predicted_values) generate numerator = normalden(predicted_values) generate mills_ratio = numerator/denominator ... Để nghiên cứu mối quan hệ quản trị công ty bất cân xứng thông tin thị trường chứng khoán Việt Nam, trước tiên luận văn giới thiệu lý thuyết liên quan đến quản trị công ty bất cân xứng thông tin,. .. bất cân xứng thông tin 2.3 Cơ chế quản trị công ty bất cân xứng thông tin Mặc dù có nhiều nghiên cứu bất cân xứng thông tin quản trị công ty, nhiên khơng có nhiều chứng thực nghiệm mối quan hệ. .. chế quản trị công ty bất cân xứng thông tin Cơ chế quản trị công ty làm giảm mức độ bất cân xứng thông tin nào? Trong phần khảo lược nghiên cứu liên quan chế quản trị công ty bất cân xứng thông