Quản trị công ty và hiệu quả tài chính công ty trên thị trường chứng khoán việt nam

BỘ GIÁO D ỤC VÀ ĐÀO T ẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM ……… ……… NGUYỄN ĐÌNH KHƠI QUẢN TRỊ CƠNG TY VÀ HI ỆU QUẢ TÀI CHÍNH CƠNG TY TRÊN TH Ị TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VI ỆT NAM LUẬN ÁN TI ẾN SĨ TPHCM, 2018 BỘ GIÁO D ỤC VÀ ĐÀO T ẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM ******* NGUYỄN ĐÌNH KHƠI QUẢN TRỊ CƠNG TY VÀ HI ỆU QUẢ TÀI CHÍNH CƠNG TY TRÊN TH Ị TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VI ỆT NAM Chun ngành: Tài ngân hàng Mã ngành: 9340201 LUẬN ÁN TI ẾN SĨ Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS Hồ Viết Tiến TS Nguyễn Thanh Phong TPHCM, 2018 i LỜI CẢM ƠN Trong q trình thực hồn thành lu ận án này, nh ận giúp đỡ, hỗ trợ động viên chân thành quý báu nhiều người Tôi xin chân thành c ảm ơn tất Đặc biệt, xin chân thành c ảm ơn PGS.TS Hồ Viết Tiến, người thầy t ận tâm nhi ệt tình hướng dẫn dìu d tơi đường nghiên ứcu học thuật Tôi c ũng chân thành c ảm ơn TS Nguyễn Thanh Phong có nh ững ý ki ến góp ý q báu giúp luận án hồn thiện Xin cảm ơn quý Th ầy, Cô Khoa Ngân hàng, Vi ện Phòng, Khoa liên quan gi ảng dạy, truyền đạt kiến thức t ổ chức buổi hội thảo khoa học, hội thảo quốc tế nhằm tạo điều kiện cho thân NCS tham gia học hỏi, giao lưu nâng cao ki ến thức thời gian học tập trường Cảm ơn bạn NCS khóa khóa tr ước ủng hộ giao l ưu để trao đổi kinh nghiệm học tập th ực luận án Cuối cùng, xin c ảm ơn gia đình t ạo điều kiện thuận lợi giúp tơi hồn thành lu ận án Tơi biết khơng có t ất giúp đỡ trên, luận án ẽs khơng th ể hồn thành Một lần kính chúc tất thật nhiều sức khỏe thành công! TPHCM, ngày tháng năm 20… Người cảm ơn Nguyễn Đình Khơi ii LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan Luận án cơng trình nghiên cứu riêng tơi Các ếkt trình bày Lu ận án chưa công b ố cơng trình khác Các ốs liệu trích d ẫn luận ánđược đảm bảo tính xác, tin cậy trung th ực Vậy vi ết lời cam đoan kính đề nghị Viện đào t ạo SĐH xem xétđể tơi có th ể bảo vệ đề tài Chân thành c ảm ơn! Người cam đoan Nguyễn Đình Khơi iii TĨM T ẮT Luận án ửs dụng liệu 263 công ty niêm yết Sở Giao dịch chứng khoán TPHCM (HOSE) giai đoạn 2013-2015 (789 quan sát/năm) để xácđịnh ảnh hưởng thực hành qu ản trị công ty đến hiệu tài c cơng ty Bênạ nhc đó, luận ánđồng thời sử dụng mơ hình h ồi quy gồm phương phápước lượng bình phương bé (OLS), phương phápước lượng cácảnh hưởng cố định (FEM) ph ương pháp ước lượng cácảnh hưởng ngẫu nhiên (REM)để đánh giá ứmc độ ảnh hưởng thực hành qu ản trị công ty đo lường thông qua ch ấm điểm theo tiêu chuẩn OECD (2004) đến hiệu tài cơng ty đo lường dựa kế toán (ROA ROE) dựa thị trường (Tobin’s Q SRD – bi ến động giá ổc phiếu) năm, lệch năm n ăm công ty niêm ếyt HOSE giaiđoạn 2013-2015 Bên ạcnh đó, đề tài c ũng xem xét mối quan hệ thay đổi điểm thực hành qu ản trị công ty s ự thay đổi hiệu tài Tuy nhiên, phương pháp hồi quy không khắc phục tượng nội sinh có th ể xảy mơ hình nghiên cứu, lu ận án ửs dụng phương pháp hồi quy hai bước (2SLS) sử dụng nhiều nghiên cứu thực nghiệm để khắc phục tượng Kết nghiên ứcu tr ả lời cho giả thuyết nghiên ứcu (1) ch ỉ số thực hành QTCT t có ảnh hưởng tích cực đến HQTC khơng ch ỉ mà đến HQTC n ăm tương lai; (2) Chỉ số Đối xử bình đẳng cổ đơng có tác động ngược chiều với Tobin’s Q, ch ỉ số l ại có tác động dương đến SRD năm, đồng thời số cơng khai minh b ạch có tác động dương đến Tobin’s Q năm; (3) tìm thấy chứng cho thấy quan tâm h ơn đến bên liên quan công khai minh bạch tốt hôm không ch ỉ làm t ăng giá trị công ty (Tobin’s Q), mà làm giảm biến động giá ổc phiếu (SRD), hay giảm rủi ro tương lai; (4) khơng tìm thấy chứng vững mối quan hệ thay đổi số thực hành QTCT s ự thay đổi HQTC qua năm Với kết nghiên ứcu thực nghiệm này, lu ận án cung ấcp chứng cho thấy công ty niêm ếyt Việt Nam t ạo bước tiến thực hành QTCT theo thông l ệ quốc tế so với giai đoạn trước (2010-2012) để hội nhập nhiều với kinh tế toàn c ầu Tuy nhiên, ựs tiến v ẫn chưa đạt theo yêu cầu tối thiểu thông l ệ quốc tế nguyênắ ct quản trị Từ khóa: Quản trị cơng ty, hi ệu tài chính, OECD, Vi ệt Nam iv MỤC LỤC Chương 1: Mở đầu 1.1 1.2 1.3 1.4 1.5 1.6 1.7 1.8 Lý ch ọn đề tài Động nghiên cứu Mục tiêu nghiênứcu Câu h ỏi nghiên cứu Đối tượng ph ạm vi nghiên cứu Phương pháp nghiênứcu Cácđóng góp c nghiên cứu Cấu trúc luận án 8 9 Chương 2: Tổng quan nghiênứ uc phát triển giả thuyết 2.1 Giới thiệu 12 2.2 Các lý thuyết quản trị công ty (QTCT) 12 2.2.1 Lý thuy ết đại diện 12 2.2.2 Lý thuy ết bên liên quan 16 2.2.3 Lý thuy ết thông tin b ất đối xứng 20 2.3 Định nghĩa quản trị công ty (QTCT) 24 2.4 Các hệ thống QTCT (Corporate Governance Systems) 29 2.5 Các nguyênắ ct QTCT theo OECD (OECD principles of CG) 33 2.6 Các chế quản trị công ty 36 2.7 Khung lý thuy ết nghiên cứu 42 2.8 Các nghiênứcu thực nghiệm QTCT hi ệu công ty 42 2.8.1 QTCT hi ệu công ty nước phát triển 42 2.8.1.1 Bối cảnh QTCT nước phát triển 42 2.8.1.2 Các nghiênứcu thực nghiệm QTCT hi ệu công ty 43 2.8.2 QTCT hi ệu công ty thị trường 48 2.8.2.1 Bối cảnh QTCT thị trường 48 2.8.2.2 Các nghiênứcu thực nghiệm QTCT hi ệu công ty 48 2.8.3 QTCT hi ệu công ty Châu Á Vi ệt Nam 49 2.8.3.1 Bối cảnh nghiên cứu thực ngiệm QTCT nước Châu Á 49 2.8.3.2 QTCT Việt Nam 51 2.9 Các nghiênứcu Chỉ số QTCT (CGI) hi ệu công ty 53 2.9.1 Giới thiệu 53 2.9.2 CGI hi ệu công ty nước phát triển 55 v 2.9.3 CGI hi ệu công ty thị trường nổi, phát triển 59 2.10 Khoảng trống gi ả thuyết nghiên ứcu 70 Chương 3: Phương pháp mơ hình nghiên ứcu 3.1 Giới thiệu 85 3.2 Xây d ựng biến mơ hình 85 3.2.1 Phương pháp chấm điểm QTCT 85 3.2.2 Các biến mơ hình 94 3.3 Mơ hình h ồi quy 102 3.4 Phương pháp nghiênứcu 104 Chương 4: Chỉ số QTCT hi ệu tài chính: B ằng chứng từ Việt Nam 4.1 Giới thiệu 108 4.2 Mô t ả liệu 108 4.3 Kết th ảo luận 109 4.3.1 Thống kê mô tả 109 4.3.2 Các kết phân tích h ồi quy 119 4.3.2.1 Quan hệ số QTCT tổng HQTC 119 4.3.2.2 Quan hệ số QTCT thành ph ần HQTC 130 4.3.2.3 Quan hệ số công khai minh b ạch HQTC 139 4.3.2.4 Quan hệ thay đổi số QTCT HQTC 148 4.4 Kết luận 152 Chương 5: Kết luận hàm ý sách 5.1 Giới thiệu 154 5.2 Kết luận 154 5.3 Cácđóng góp h ọc thuật 156 5.4 Hàm ý sách qu ản trị 156 5.5 Hạn chế đề xuất hướng nghiên ứcu tiếp 158 Tài li ệu tham khảo 159 Phụ lục vi DANH MỤC SƠ ĐỒ, HÌNH Sơ đồ 1.1 Khung nghiên ứcu đề tài 10 Hình 2.1 Sự khác lựa chọn ngược r ủi ro đạo đức 23 Hình 2.3: QTCT mơ hình b ảng cân đối tài s ản công ty theo Ross et al (2005) 29 Hình 2.4: Mơ hình b ảng cân đối mở rộng Quản trị công ty c Gillan (2006) 29 Hình 2.5: Các nguyênắ ct OECD QTCT 40 Hình 2.6 Quản trị cơng ty: b ức tranh tổng quát 42 Hình 3.1 Mơ hình nghiên cứu đề tài (tác giả) 103 Hình 4.1 Điểm CGI trung bình giai đoạn 2013–2015 108 vii DANH MỤC BẢNG Bảng 2.1 Các loại đại diện r ủi ro thường gặp công ty 14 Bảng 2.2 So sánh hệ thống quản trị Mỹ Đức 36 Bảng 2.3: Các số quản trị công ty nước giới 65 Bảng 2.4: Tổng hợp nghiênứcu liên quanđến mối quan hệ QTCT hi ệu tài 72 Bảng 3.1: Thống kê ốs lượng tiêu chíđánh giá câu ỏhi theo số QTCT thành ph ần theo OECD (2004) 91 Bảng 4.1 Chỉ số quản trị cơng ty trung bình nước Asean giai đoạn 2012–2013 102 Bảng 4.2 Chỉ số quản trị cơng ty trung bình nước Asean giai đoạn 2012–2013 102 Bảng 4.3a Thống kê mô tả biến với số QTCT tổng tính theo không tr ọng số 106 Bảng 4.3b Thống kê mô tả biến với số QTCT tổng tính theo có tr ọng số khảo sát ủca ADB (2013) , gồm 15% cg_rosh + 5%cg_etsh + 20%cg_rost + 30%cg_dat + 30%cg_roeb 107 Bảng 4.3c Thống kê tóm tắt số QTCT tổng số thành ph ần qua năm 108 Bảng 4.3d: So sánh ựs khác quyđịnh thực hành QTCT gi ữa Thông t 121 OECD (2004) 109 Bảng 4.4a: Hệ số tương quan biến quản trị công ty t (total_cg) hi ệu tài cơng ty n ăm 111 Bảng 4.4b: Hệ số tương quan biến quản trị công ty t (total_cg) tính ổtng trọng số số QTCT thành ph ần theo ADB (2013) (15%cg_rosh + 20%cg_etsh + 5%cg_rost + 30%cg_dat + 30%cg_reob) hi ệu tài cơng ty n ăm 112 Bảng 4.4c: Hệ số tương quan biến quản trị công ty t (total_cg) (năm t) hi ệu tài cơng ty (n ăm t+1) 112 Khảo sát ADB (2013) VN vào 2012-2013 dựa Nguyênắc tQTCT OECD (2004) cách tính số tổng QTCT có tr ọng số viii Bảng 4.4d: Hệ số tương quan biến quản trị công ty t (total_cg) (năm t) hi ệu tài cơng ty (n ăm t+2) 113 Bảng 4.4e: Hệ số tương quan thay đổi biến QTCT tổng ( total_cg) s ự thay đổi hiệu tài công ty giai đoạn 2013-2015 113 Bảng 4.5a: Hệ số tương quan biến quản trị công ty thành ph ần (sub-indices) hi ệu tài cơng ty n ăm 114 Bảng 4.5b: Hệ số tương quan biến quản trị công ty thành ph ần (năm t) hi ệu tài cơng ty (n ăm t+1) 114 Bảng 4.5c: Hệ số tương quan biến quản trị công ty hi ệu tài cơng ty l ệch năm (t+2) 115 Bảng 4.5d: Hệ số tương quan thay đổi biến số QTCT thành ph ần ( cg) s ự thay đổi hiệu tài cơng ty giai đoạn 2013-2015 115 Bảng 4.6a Kết hồi quy quản trị công ty t (totalcg) hi ệu tài cơng ty năm 121 Bảng 4.6b: Các kết hồi quy với 2SLS ảnh hưởng số QTCT tổng (total_cg) đến HQTC năm 122 Bảng 4.7a Kết hồi quy số QTCT thành ph ần (sup-indices) hi ệu tài cơng ty n ăm 123 Bảng 4.7b: Các kết hồi quy 2SLS ảnh hưởng số QTCT thành ph ần đến HQTC năm 124 Bảng 4.8a Kết hồi quy quản trị công ty t (total_cg) năm (t) hi ệu tài cơng ty n ăm (t+1) 125 Bảng 4.8b: Các kết hồi quy với 2SLS ảnh hưởng số QTCT tổng (total_cg) năm (t) đến HQTC năm (t+1) 126 Bảng 4.9a Kết hồi quy số quản trị công ty t (totalcg) năm (t) hi ệu tài cơng ty n ăm (t+2) 127 Bảng 4.9b: Các kết hồi quy với 2SLS ảnh hưởng số QTCT tổng (totalcgi) năm (t) đến HQTC năm (t+2) 128 61 Bảng 4.8b: Các kết hồi quy với 2SLS ảnh hưởng số QTCT tổng (total_cg) năm (t) đến HQTC năm (t+1) ROA ROE lnQ Biến (t+1) total_cg(t) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) 2,1642*** 9,25 (0,000) size(t) Coef t-stat (sig) -0,087*** -7,60 (0,000) 0,0358*** 11,15 (0,000) lev(t) Coef t-stat (sig) 0,0053 0,34 (0,731) -0,0012 -0,19 (0,846) totalcg(t) roa_a Wald (χ2) totalcg(t) 0,2890*** 10,50 (0,000) F Prob > F R2 (t+1) total_cg(t) 1,5774 0,71 (0,480) totalcg(t) 0,0250*** 3,71 (0,000) roe_a size(t) -0,0661 -0,78 (0,435) 0,0346*** 10,12 (0,000) lev(t) -0,0226 -0,31 (0,760) -0,02*** -3,12 (0,002) 79,25*** (0,0000) 0,2325 (t+1) total_cg(t) 24,7517*** 8,88 (0,000) size(t) -0,9694*** -7,53 (0,000) 0,0371*** 11,33 (0,000) lev(t) 0,2857* 1,74 (0,083) -0,0116* -1,86 (0,063) 42,54*** (0,0000) 0,1399 (t+1) total_cg(t) -3,030*** -8,23 (0,000) totalcg(t) 0,0368*** 8,93 (0,000) lnq_a SRD -0,221*** -9,10 (0,000) srd_a size 0,0399** 2,34 (0,020) 0,0241*** 6,88 (0,000) lev -0,0223 -1,01 (0,310) -0,0147** -2,40 (0,016) 67,66*** (0,0000) 0,2055 68,85*** (0,0000) 0,2083 98,35*** 2,09 84,48*** 108,40*** Durbin (χ2) test 136,48*** 0,2081 397,27*** 168,93*** Wu-Hausman test 163,99*** 0,2069 795,09*** 213,60*** (Nguồn: Tính tốn tác giả) Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý ngh ĩa 10%, 5%, 1% roa_a, lnq_a and srd_a biến công c ụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý n ội sinh 62 Bảng 4.9b: Các kết hồi quy với 2SLS ảnh hưởng số QTCT tổng (totalcg) năm (t) đến HQTC năm (t+2) ROA ROE lnQ Biến (t+2) Totalcg(t) Coef totalcg(t) t-stat (sig) Coef roa_at-stat (sig) 2.4168*** 6.60 (0.000) size(t) Coef t-stat (sig) -0.089*** -5.28 (0.000) 0.0351*** 9.03 (0.000) lev(t) Coef t-stat (sig) -0.007 -0.37 (0.708) -0.0003 -0.05 (0.958) totalcgi(t) 0.2524*** 7.64 (0.000) F Prob > F R2 (t+2) totalcg(t) -0.3064 -0.07 (0.941) totalcgi(t) 0.0138* 1.93 (0.054) roe_a size(t) -0.0128 -0.09 (0.931) 0.0343*** 8.39 (0.000) lev(t) -0.0745 -0.94 (0.346) -0.0125* -1.84 (0.066) 46.91*** (0.0000) 0.2123 (t+2) 27.3717*** 6.99 (0.000) size(t) -1.1579*** -6.63 (0.000) 0.0369*** 9.18 (0.000) lev(t) 0.54091*** 2.85 (0.004) -0.0060 -0.82 (0.414) 26.13*** (0.0000) 0.1306 (t+2) totalcg(t) -2.836*** -6.91 (0.000) totalcgi(t) 0.0351*** 6.93 (0.000) lnq_a SRD totalcg(t) -0.222*** -8.19 (0.000) srd_a size 0.0363* 1.88 (0.061) 0.0232*** 5.64 (0.000) lev -0.0272 -1.22 (0.221) -0.0104 -1.62 (0.106) 37.42*** (0.0000) 0.2006 50.26*** (0.0000) 0.2241 Wald (χ2) 49.21*** 1.72 53.13*** 71.67*** Durbin (χ2) test 81.98*** 0.0159 106.03*** 104.82*** Wu-Hausman test 96.20*** 0.0158 254.43*** 129.66*** (Nguồn: Tính tốn tác giả) Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý ngh ĩa 10%, 5%, 1% roa_a, lnq_a and srd_a biến cơng c ụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý n ội sinh 63 Xem xét mối quan hệ lệch năm Mối quan hệ dương số vai trò bên liên quancg(_rost) công khai minh b ạch (cg_dat) Tobin’s Q (sau x lý n ội sinh) Điều cho th công ty quan tâm đáng kể đến bên liên quan người lao động, khách hàng, cộng đồng, nhà đầu tư, mơi tr ường,…, khơng nh ững tạo hình ảnh tích cực cơng ty thị trường, mà làm t ăng hiệu tài c cơng ty Bên cạnh đó, ch ỉ số cg_dat có quan h ệ tích cực đến Tobin’s Q cho th chất lượng thông tin k ịp thời công ty v ấn đề mà nhà đầu tư quan tâm b ối cảnh thị trường chứng khoán Việt Nam Hơn nữa, từ kết phân tích cho thấy mối quan hệ số có tác dụng hỗ trợ lẫn rõ ràng cơng ty th ực hành t ốt QTCT nhằm để công khai minh b ạch thông tin cho bên liên quanếbitvề hoạt động k ế hoạch công ty tại, nhằm không ch ỉ làm gi ảm bất cân x ứng thông tin cho nhà đầu tư mà gia t ăng niềm tin cho bên liên quanđể tiếp tục mối quan hệ hợp tác ươtng lai, điều d ẫn đến giá trị công ty tăng thị trường Xem xét mối quan hệ lệch năm Kết mơ hình h ồi quy với biến phụ thuộc SRD cho thấy tồn mối quan hệ nghịch yếu số vai trò bên liên quancg(_rost) bi ến động giá cổ phiếu thị trường năm (sau kết xử lý n ội sinh) Điều cho th cơng ty quan tâm đến vai trị l ợi ích bên liên quan cơng tyẽ sgiảm rủi ro biến động giá ươtng lai (2 năm kế tiếp) Nói cách khác, cơng ty niêm yết thị trường Việt Nam muốn phát triển bền vững tương lai cơng ty c ần phải không ch ỉ quan tâm th ật đến lợi ích mà cịn tr thành ng ười bạn đáng tin ậcy bên liên quan từ bây gi theo lý thuy ết bên liên quan thìốimquan hệ cơng ty bên liên quanđược xây dựng dựa niềm tin (Freeman 1984) Kết tìm thấy đề tài phù h ợp với nghiênứcu trước (Chicago Press & Freeman 1984; Donaldson & Prest on 1995) Hay nói cách khác, việc thực tốt trách nhiệm thông tin, trách nhiệm giải trình trách nhiệm tài bên liên quanđã phản ánh cụ thể báo cáoườthng niên báo cáo tài yếu tố quan trọng có tácđộng tích cực đến giá trị cổ phiếu công ty thị trường Điều phù h ợp với nghiên cứu Healy & Palepu (2001), Black, Love, et al (2006) Meek et al (1995) cho r ằng chất lượng công b ố thông tin c ũng phản ánh mâu thuẫn đại diện s ự bất cân x ứng thơng tin bên cơng ty, thơng tin có ch ất lượng tốt giúp nhàđầu tư đánh giáốtt chất lượng tài s ản rủi ro đầu tư Công khai minh b ạch ảnh hưởng trực tiếp đến nhà đầu tư, từ t ạo nên phản ứng thị trường, điều minh chứng qua kết từ bảng 4.11a cho thấy số công khai minh b ạch có ngh ĩa với biến hiệu đo lường dựa vào th ị trường Tobin’s Q SRD Điều có ngh ĩa thông tin công b ố đầy đủ không ch ỉ giúp tăng Tobin’s Q dẫn đến tăng giá trị công ty, mà đồng thời giúp giảm rủi ro biến động giá cổ phiếu (hay nói cách khác giáổcphiếu ổn định hơn) dẫn đến tăng giá trị công ty thị trường Trong biến độc lập thành ph ần số QTCT có ch ỉ số cơng khai minh b ạch có ý ngh ĩa nhiều trường hợp, tương đối đồng thuận với nhau: (1) chủ yếu ảnh hưởng đến biến hiệu dựa thị trường, (2) tăng Tobin’s Q gi ảm rủi ro biến động giá Do vậy, luận án ẽs khảo sát sâu thêm ềvảnh hưởng biến thành ph ần “Công khai minh b ạch” đến HQTC nội dung 4.7.2.3 Mối quan hệ số công khai minh b ạch (cg_dat) HQTC Các kết hồi quy thực sau: c) Chỉ số cg_dat với HQTC năm; d) Chỉ số cg_dat năm HQTC n ăm kế tiếp; Bảng 4.13a cho th kết hồi quy theo mơ hình g ồm Pooled OLS, FEM REM ảnh hưởng cg_dat đến HQTC năm, bảng 4.13b trình bày kết xử lý n ội sinh theo phương pháp hồi quy bước (2SLS) Bảng 4.13b cho thấy mô hình hồi quy với biến HQTC gồm ROA, lnq SRD xảy tượng nội sinh mơ hình qua ki ểm định Durbin Wu-Hausman, bi ến số công khai minh b ạch (cg_dat) có m ối quan hệ tương quan dương mạnh 1% với biến lnq năm, hệ số tương quan mối quan hệ 27.751 sau xử lý n ội sinh so với 0.585 mô hình FEM tr ước xử lý n ội sinh Kết phù h ợp với nghiên cứu Cheung, Jiang & Tan (2010) Chi (2009), ch ấp nhận giả thuyết đề tài, c ũng ủng hộ lý thuy ết đại diện Trong đó, k ết mối quan hệ biến cg_dat bi ến SRD t ương quan nghịch mạnh với mức ý ngh ĩa 1% sau xử lý n ội sinh, dấu hệ số tương quan -5.007 (b ảng 4.13b) phù hợp với dấu hệ số tương quan bảng thống kê mơ tả (bảng 64 4.3a), theo mơ hình FEM (b ảng 4.13a) dấu hệ số tương quan d ương với biến SRD mô hình h ồi quy khơng có ý ngh ĩa Bên cạnh kết cho thấy, biến công c ụ (IV) sử dụng mơ hình h ồi quy phù hợp Đầu tiên, hiệp phương sai biến IV ph ần dư mơ hình b ằng Điều kiện thứ hai hi ệp phương sai biến IV bi ến quan tâm không b ằng Điều thể kết bảng 4.13b mối tương quan chặt chẽ (1%) biến lnq_a, srd_a với cg_dat cho thấy phù hợp biến IV Đối với mơ hình s dụng biến hiệu ROE kết từ bảng 4.13b cho thấy mơ hình h ồi quy không xảy vấn đề nội sinh, nên kết giải thích dựa vào mơ hình phù h ợp Pooled OLS Qua k ết hồi quy bảng 4.13a thể tồn mối quan hệ dương yếu với mức ý ngh ĩa 10% số công khai minh bạch ROE Về kết 2SLS biến hiệu đo lường ROA bảng 4.13b cho thấy mơ hình khơng có ý ngh ĩa thống kê biến roa_a khơng thích h ợp bi ến IV khơng khơng có quan h ệ có ý ngh ĩa thống kê với biến cg_dat Qua kết phân tích thấy rõ thông tin công khai minh b ạch khơng làm t ăng hiệu tài cơng ty niêm ếyt, mà cịn giúp ổn định giá cổ phiếu thị trường tài Tương tự, xem xét mối quan hệ trênở năm t+1 (bảng 4.14a 4.14b) t+2 (b ảng 4.15a 4.15b) cho th số cg_dat có quan h ệ dương mạnh với ROA lnq, quan hệ tỷ lệ nghịch với biến SRD Và, biến bình quân hi ệu sử dụng làm bi ến công c ụ (IV) điều phù hợp Điều cho thấy thông tin công b ố minh bạch quan tâm hôm d ẫn đến hiệu tài t ốt tương lai Nói cách khác, công khai minh bạch thông tin t ốt không ch ỉ có ảnh hưởng tích cực đến hiệu tài mà cịn tác động đến hiệu tài dài h ạn Riêngđối với biến ROE, kết khơng tìm thấy mối quan hệ biến cg_dat ROE tương lai; biến ROE đại diện cho hiệu tài liên quanđến chủ sở hữu, vấn đề mà cơng ty cơng khai ch ủ sở hữu bi ết, thơng tin cơng khai khơng có m ối quan hệ thống kê với biến ROE Các kết phù h ợp với nghiên cứu Haat et al (2008) Chen et al (2013) Và, điều c ũng phù hợp với khuyến khích phát triển bền vững công ty theo thông lệ quốc tế Kết luận Luận án cố gắng điều tra phần lớn công ty niêm ếyt HOSE cho giaiđoạn năm 2013-2015 vấn đề công khai minh b ạch thị trường chứng khoán Việt Nam Các kết cho thấy cg_dat có ảnh hưởng tích cực đến HQTC khơng ch ỉ năm mà n ăm 4.7.2.4 Xem xét mối quan hệ thay đổi số QTCT s ự thay đổi HQTC Có nhi ều nghiên cứu quan hệ thực hành QTCT hi ệu Tuy nhiên, nghiênứucnày ch ỉ tập trung vào m ức độ quản trị công ty mà không gi ải thích mức độ thực hành qu ản trị cơng ty có th ể cải thiện hay suy giảm theo thời gian Vì vậy, đề tài t ập trung vào gi ải thích mối quan hệ thay đổi chất lượng thực hành qu ản trị cơng ty hi ệu tài Bảng 4.7b: Các kết hồi quy 2SLS ảnh hưởng số QTCT thành ph ần đến HQTC năm Biến cg_rosh cg_etsh cg_rost cg_dat cg_reob size ROA Coef t-stat (sig) Coef, t-stat (sig) Coef, t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Coef 0,0359 0,08 (0,936) -1,5560 -1,29 (0,197) 1,0732 1,58 (0,113) 0,2513 0,21 (0,830) 0,4461 0,7 (0,482) -0,0783*** ROE -0,6011 -0,28 (0,777) 0,6572 0,16 (0,869) 2,6598 1,17 (0,242) -4,3351 -1,14 (0,253) 3,2224 1,18 (0,237) -0,1029 lnq 3,2976 0,46 (0,643) -18,2157** -2,24 (0,025) 8,3335 1,19 (0,233) 16,0521** 2,30 (0,022) -9,4963 -1,04 (0,298) -0,5886*** SRD -0,2216 -0,17 (0,862) 4,9557* 1,75 (0,080) -2,0742 -1,20 (0,229) -3,111 -1,33 (0,183) 0,899 0,56 (0,575) 0,6900 65 t-stat (sig) Coef t-stat (sig) lev Wald (χ2) (sig) Durbin (χ2) test Wu-Hausman test Sargan (score) χ2 Prob > χ2 -3,22 (0,001) -0,0428* -1,92 (0,055) 47,17*** (0,0000) 42,48*** 8,83*** 0,0444 (0,8331) -1,41 (0,159) -0,0311 -0,37 (0,715) 10,10 (0,1827) 9,1336 1,8176 -2,66 (0,008) -0,1526* -0,57 (0,571) 69,26*** (0,0000) 167,469*** 202,114*** 0,0205 (0,8862) 1,07 (0,287) 0,0366 0,62 (0,534) 25,89*** (0,0005) 144,282 *** 49,255*** 0,011 (0,9166) (Nguồn: Tính tốn tác giả) Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý ngh ĩa 10%, 5%, 1% roa_a,roe_a, lnq_a, srd_a, bcom, bsize, ib, duality firmyear l ần lượt biến công c ụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý n ội sinh phát xảy nội sinh mơ hình h ồi quy Bảng 4.10b: Các kết hồi quy 2SLS ảnh hưởng số QTCT thành ph ần năm (t) đến HQTC năm (t+1) ROA ROE lnq SRD Biến (t+1) (t+1) (t+1) (t+1) cg_rosh Coef t-stat (sig) 0.5915 0.79 (0.429) 2.2124 1.03 (0.035) 1.0037 0.15 (0.878) -1.1269 -0.89 (0.372) cg_etsh Coef t-stat (sig) -2.4728 -1.23 (0.218) -0.2518 -0.06 (0.952) -15.0479 -1.34 (0.179) 4.6686 1.04 (0.300) cg_rost Coef t-stat (sig) 1.0191 1.24 (0.217) -0.0657 -0.03 (0.977) 11.0616* 1.70 (0.089) -1.3001 -0.80 (0.422) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) 1.1924 0.70 (0.483) -0.4156 -0.4 (0.687) -2.3456 -0.59 (0.553) -1.6968 -0.56 (0.578) 16.7497* 1.81 (0.070) -7.0760 -0.81 (0.416) -3.4449 -0.90 (0.368) 1.8531 0.95 (0.342) size Coef t-stat (sig) -0.0993*** -3.20 (0.001) -0.0539 -0.64 (0.524) -0.6414*** -2.75 (0.006) 0.0475 0.67 (0.506) lev Coef t-stat (sig) -0.0128* -0.4 (0.688) 0.0124 0.13 (0.893) -0.1383* -0.51 (0.610) 0.0132 0.25 (0.799) 43.4*** (0.0000) 3.72 (0.8116) 64.39*** (0.0000) 25.89*** (0.0005) 137.153*** 2.9461 396.823*** 161.73*** 32.655*** 0.4244 (0.5147) 0.5816 157.038*** 0.1430 (0.7052) 40.0154*** 0.5334 (0.4652) cg_dat cg_reob Wald (χ2) (sig) Durbin (χ2) test Wu-Hausman test Sargan (score) χ2 Prob > χ2 Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý ngh ĩa 10%, 5%, 1% (Nguồn: Tính tốn tác giả) roa_a,roe_a, lnq_a, srd_a, bcom, bsize, ib, duality firmyear l ần lượt biến công c ụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý n ội sinh phát xảy nội sinh mơ hình h ồi quy (vui lịng xem thêm kết phụ lục) 66 Bảng 4.11b: Các kết hồi quy 2SLS ảnh hưởng số QTCT thành ph ần năm (t) đến HQTC năm (t+2) ROA ROE lnq SRD Biến (t+2) (t+2) (t+2) (t+2) -0.2759 1.1737 -5.2540 0.2747 -0.25 0.51 -0.63 0.28 (0.800) (0.609) (0.526) (0.781) -4.0056 0.7553 -23.9688 2.5425 cg_etsh -1.38 0.14 -1.34 0.79 (0.168) (0.886) (0.179) (0.429) 0.9286 0.4785 15.7152 -2.6184* cg_rost 0.51 0.13 1.08 -1.84 (0.613) (0.900) (0.279) (0.066) 2.4980 -5.7680 23.0651 -0.8104 cg_dat 0.91 -1.07 1.41 -0.28 (0.364) (0.284) (0.157) (0.783) 0.8010 0.5888 0.9204 -0.5170 cg_reob 0.52 0.18 0.08 -0.36 (0.606) (0.857) (0.939) (0.718) -0.1006*** -0.0762 -0.8218 0.0694 size -1.36 -0.44 -1.34 1.20 (0.174) (0.658) (0.179) (0.229) -0.0713* 0.1051 -0.2716 -0.0675 lev -0.46 0.34 -0.24 -0.63 (0.649) (0.730) (0.812) (0.527) Wald (χ2) 13.94* 4.33 22.76*** 31.83*** (sig) (0.0522) (0.7405) (0.0019) (0.0005) Durbin (χ2) test 70.8863*** 4.9371 233.268*** 82.3416*** Wu-Hausman test 15.9805*** 9721 81.7584*** 19.0422*** Sargan (score) χ2 0.8530 0.6974 3.1515 Prob > χ2 (0.3557) (0.6864) (0.0759) Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý ngh ĩa 10%, 5%, 1% (Nguồn: Tính tốn tác giả) roa_a,roe_a, lnq_a, srd_a, bcom, bsize, ib, duality firmyear l ần lượt biến công c ụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý n ội sinh phát xảy nội sinh mơ hình h ồi quy (vui lịng xem thêm kết phụ lục) cg_rosh Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Sau kiểm tra tượng nội sinh mơ hình h ồi quy, kết cho thấy mơ hình có x ảy nội sinh Tuy nhiên, kết đạt sau xử lý n ội sinh theo phương pháp 2SLSđược trình bày b ảng 4.16b mơ hình khơng có ý ngh ĩa thống kê, dođó đề tài không th ể dựa vào k ết sau xử lý để giải thích ý nghĩa mối tương quan biến mơ hình h ồi quy Vì vậy, kết nghiên cứu đạt từ mơ hình h ồi quy theo OLS dùng để thảo luận Kết hồi quy OLS từ bảng 4.16a cho thấy thay đổi chất lượng thực hành QTCT có tác động tích cực có ý ngh ĩa thống kêđến thay đổi không hiệu tài d ựa vào th ị trường (Tobin’s Q , SRD) mà v ề hiệu tài d ựa vào s ổ sách kế tốn ROA() giai đoạn nghiên cứu; cụ thể, số cơng khai minh b ạch ( cg_dat) có tác động dương mạnh mức ý ngh ĩa 1% với thay đổi biến lnq (Tobin’s Q) SRD, đồng thời số trách nhiệm HĐQT ( cg_reob) có t ương quan dương mạnh mức ý ngh ĩa 1% với biến ROA Hơn nữa, dấu mối tương quan c ũng phù hợp với hệ số tương quan thể bảng 4.5d Mối quan hệ dương công khai minh b ạch hi ệu tài đo lường Tobin’s Q tiết lộ việc công ty thay đổi thực hành công khai minh b ạch thông tin không ch ỉ giúp nhàđầu tư giảm rủi ro đại diện hình thành t bất cân x ứng thơng tin, mà cịn bi ện phápđể kiểm sốt giám sát nhà quản lý t ốt tối thiểu hóa hành vi hội tư lợi nhà qu ản lý; t đó, h ọ tập trung đưa định có l ợi cho cổ đơng, điều giúp nâng cao giá trị công ty nhà đầu tư, làm t ăng giá trị công ty K ết nghiên cứu phù h ợp với nghiênứcu trước (Durnev & Kim 2005; Klapper & Love 2004) Mối tương quan dương cg_dat SRD có ngh ĩa cơng ty công khai minh b ạch thông tin làm cho giá cổ phiến biến động thị trường Điều cho th nâng cao nh ận thức công 67 ty việc công khai minh b ạch thông tin so v ới trước t ạo nên ựs tin tưởng nhà đầu tư, nên làm t ăng sóng đầu tư vào công ty tiềm từ nhàđầu tư nước nước (do b ị giới hạn khối lượng cổ phiếu nắm giữ) Bên cạnh đó, s ự thay đổi lớn giá cổ phiếu thị trường chất lượng s ố lượng thông tin nâng cao có th ể bị ảnh hưởng nhà đầu tư lướt sóng thị trường, họ nắm giữ cổ phiếu thời gian ngắn ch đợi Khi công ty công b ố thông tin t ốt hội phát triển hay tiềm đầu tư tương lai, điều t ăng tính hấp dẫn nhà đầu tư khác làm cho giá cổ phiếu công ty t ăng Lúc này, nhàđầu tư lướt sóng s ẽ bán cổ phiếu Do đó, vi ệc cơng khai minh bạch thông tin h ấp dẫn nhà đầu tư, từ làm bi ến động giá cổ phiếu thị trường Kết phù hợp với đặc điểm thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn nghiên cứu nghiên cứu trước (Lang & Lundholm 1993; Leuz & Verrecchia 2000) Tuy nhiên,đây c ũng h ạn chế nghiên cứu thời gian mẫu nghiên cứu ngắn (3 năm), n ếu thực nghiênứcu với thời gian dài h ơn vi ệc thông l ệ công khai minh b ạch công ty theo chu ẩn quốc tế ngày ph ổ biến có th ể giảm biến động giá ổc phiếu thị trường Cuối cùng, đề tài th ất bại việc khơng tìm th mối quan hệ cg_rosh cg_reob với HQTC đo lường thị trường (Tobin’s Q hay SRD), không gi ống nghiênứcu trước nh Cheung (2010), Gomper (2003) Klein (2005) tìm th mối quan hệ dương cg_rosh (quyền cổ đông) v ới HQTC đo lường Tobin’s Q ho ặc stock returns Tuy nhiên, nghiênứucđó c ũng khơng tìm thấy chứng trách nhiệm HĐQT HQTC 4.8 Kết luận Kết khảo sát phân tích cơng ty niêm ếyt HOSE có cơng bố sách QTCT báo cáo công khai giaiđ oạn 2013–2015 cho th ấy: (1) Chỉ số QTCT tổng hợp QTCT thành phần có tác động đến HQTC năm so sánh ệlch năm; (2) Chỉ số QTCT tổng hợp khơng có tác động đến HQTC năm mà ảnh hưởng đến HQTC n ăm so sánh lệch t+1 t+2 n ăm, kết phù h ợp với giả thuyết 2; (3) Ảnh hưởng số Đối xử bình đẳng cổ đơng ( cg_etsh) có tác động tỷ lệ nghịch với Tobin’s Q, ch ỉ số có tác động dương đến SRD năm, đồng thời số công khai minh b ạch (cg_dat) có tác động dương đến Tobin’s Q năm; (4) Quan tâm h ơn đến bên liên quancg ( rost) công khai minh b ạch (cg_dat) tốt hôm không ch ỉ làm t ăng giá trị cơng ty ( lnq), mà cịn làm gi ảm biến động giá cổ phiếu (SRD), hay giảm rủi ro tương lai, kết phù h ợp với giả thuyết 3; (5) thay đổi chất lượng thực hành qu ản trị công ty nh công khai minh b ạch không ch ỉ dẫn đến làm t ăng hiệu tài ( Tobin’s Q ) mà t ăng biến động giá ổc phiếu (SRD), thay đổi trách nhiệm HĐQT dẫn đến làm t ăng hiệu tài (ROA ROE), kết nghiên ứcu phù hợp với giả thuyết 68 Bảng 4.13b: Các kết hồi quy 2SLS ảnh hưởng Chỉ số Công khai minh b ạch thông tin ( cg_dat) đến HQTC năm Var ROA ROA cg_dat roa_a Coef 8.2921 t-stat Coef 1.03 ROE cg_dat 0.0191 ROE cg_d 2.6467 at roe_ 1.16 cg_dat 0.0246** -1.98 -0.10 8.03*** (0.0000) 0.0488 27.751*** dat t-stat Coef 6.10 lnq_a t-stat 0.031*** -4.20 -0.1557 3.49 0.0049 -0.90 0.72 13.64*** (0.0000) 0.0834 -5.0770*** at srd_ t-stat Coef -3.94 a t-stat t-stat -0.51 -0.13 6.94*** (0.0000) 0.0424 Wald (χ2) (sig) 2.73 ( 0.742 ) 11.51** (0.0421) 47.90*** (0.0000) 25.69*** (0.0001) Durbin (χ2) test 36.68*** 1.2734 166.97*** 122.36*** Wu-Hausman test 38.13*** 1.2641 967.59*** 135.17*** lev 5.99 0.014*** Coef 3.28 -0.0010 size -0.502*** cg_d -1.06 -0.0342 F Prob > F R2 3.02 -0.0007 Coef cg_dat t-stat Coef lev -0.42 -0.085** cg_ SRD 1.01 0.014*** lev 2.50 0.013*** cg_dat -0.1187 size -0.0160 lnQ SRD t-stat Coef size a lnQ size lev -0.11*** 0.0130 -4.09 0.0100** 0.47 0.0313 2.51 -0.0008 0.77 -0.12 9.58*** (0.0000) 0.0583 (Nguồn: Tính tốn tác giả) Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý ngh ĩa 10%, 5%, 1% roa_a,roe_a, lnq_a, srd_a biến công c ụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý n ội sinh phát xảy nội sinh mơ hình h ồi quy 69 Var Bảng 4.14b: Các kết hồi quy 2SLS ảnh hưởng Chỉ số Công khai minh b ạch thông tin ( cg_dat) năm (t) đến HQTC năm (t+1) ROA ROE lnQ SRD (t+1) ROA Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) 3.525*** 5.66 (0.000) size Coef t-stat (sig) lev Coef t-stat (sig) cg_dat roa_a (t+1) cg_dat ROE cg_ dat 0.171*** 4.17 (0.000) roe_ a -0.06*** -3.70 (0.000) 0.015*** 3.98 (0.000) size -0.0067 -0.30 (0.764) -0.0004 -0.06 (0.951) lev F Prob > F R2 cg_dat 1.4646 0.37 (0.708) lnQ cg_ dat 0.0144* 1.83 (0.067) lnq_a -0.0122 -0.19 (0.848) 0.014*** 3.36 (0.001) size -0.0775 -1.15 (0.252) -0.0098 -1.39 (0.166) lev 11.48*** (0.0000) 0.0747 Wald (χ2) (sig) (t+1) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) cg_dat 26.94*** 6.53 (0.000) SRD cg_dat Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) (t+1) cg_dat -6.87*** -3.32 (0.000) 0.033*** 6.67 (0.000) srd_a -0.549*** -4.48 (0.000) 0.017*** 4.34 (0.000) size 0.0404 0.98 (0.326) 0.0103** 2.42 (0.016) 0.1573 0.87 (0.382) -0.0022 -0.35 (0.726) lev -0.0500 -0.92 (0.355) -0.0094 -1.34 (0.180) 7.98*** (0.0000) 0.0485 -0.1*** -3.36 (0.001) 16.55*** (0.0000) 0.0948 9.63*** (0.0000) 0.0579 38.67*** (0.000) 7.25 ( 0.2027 ) 52.54*** (0.0000) 17.27*** (0.0040) Durbin (χ2) test 70.22*** 1.2734 163.87*** 192.5*** Wu-Hausman test 41.21*** 1.2641 563.43*** 252.4*** (Nguồn: Tính tốn tác giả) Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý ngh ĩa 10%, 5%, 1% roa_a, roe_a, lnq_a, srd_a biến công c ụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý n ội sinh phát xảy nội sinh mơ hình h ồi quy 70 Var Bảng 4.15b: Các kết hồi quy 2SLS ảnh hưởng Chỉ số Công khai minh b ạch thông tin ( cg_dat) năm (t) đến HQTC năm (t+2) ROA ROE lnQ SRD (t+2) ROA Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) 3.184*** 4.34 (0.000) size Coef t-stat (sig) lev Coef t-stat (sig) cg_dat roa_a (t+2) cg_dat ROE cg_ dat 0.187*** 4.80 (0.000) roe_a -0.05*** -2.75 (0.006) 0.013*** 2.80 (0.005) size -0.0264 -1.23 (0.220) 0.0057 0.82 (0.411) lev F Prob > F R2 cg_dat -1.4017 -0.19 (0.853) lnQ cg_ dat 0.0076 0.88 (0.380) lnq_a 0.0085 0.09 (0.932) 0.012** 2.33 (0.020) size -0.0748 -1.18 (0.238) -0.0034 -0.41 (0.682) lev 8.70*** (0.0000) 0.0724 Wald (χ2) (sig) (t+2) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) cg_dat 30.833*** 4.81 (0.000) SRD cg_dat Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) (t+2) cg_dat -5.671*** -3.16 (0.002) 0.029*** 4.58 (0.000) srd_a -0.677*** -4.20 (0.000) 0.016*** 3.14 (0.002) size 0.0293 0.58 (0.563) 0.0084** 1.57 (0.118) 0.3100 1.48 (0.140) 0.0022 0.31 (0.758) lev -0.0182 -0.31 (0.760) -0.0028 -0.34 (0.730) 4.23*** (0.0009) 0.0391 -0.090** -2.51 (0.012) 8.49*** (0.0000) 0.0740 5.38*** (0.0000) 0.0491 24.14*** (0.0002) 3.43 (0.6339 ) 34.07*** (0.0000) 15.00*** (0.0018) Durbin (χ2) test 46.29*** 0.0343 109.21*** 113.4*** Wu-Hausman test 22.48*** 0.0339 249.56*** 142.6*** (Nguồn: Tính tốn tác giả) Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý ngh ĩa 10%, 5%, 1% roa_a, roe_a, lnq_a, srd_a l ần lượt biến công c ụ sử dụng mô hình 2SLS để xử lý n ội sinh phát xảy nội sinh mơ hình h ồi quy Chương 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý 5.6 Giới thiệu 5.7 Kết luận Nội dung luận án xem xét mối quan hệ số thực hành QTCT hi ệu tài ảnh hưởng lan truyền thực hành QTCT t ốt có ảnh hưởng tốt đến lợi ích cơng ty t ương lai Kết nghiên cứu tìm th số QTCT tổng có m ối quan hệ tích cực mức ý ngh ĩa 1% với HQTC không ch ỉ năm mà ảnh hưởng đến năm Để làm rõ h ơn ảnh hưởng nguyên ắtc quản trị nào, đề tài ti ến hành xem xét tácđộng số QTCT thành ph ần đến HQTC Kết phân tích cho th năm có ch ỉ số có m ối quan hệ đến HQTC; đó, hai ch ỉ số đối xử bình đẳng cơng khai minh b ạch có m ối quan hệ đến biến HQTC đo lường Tobin’s Q SRD, hai ch ỉ số khác quyền cổ đông trách nhiệm HĐQT có quan h ệ đến HQTC đo lường ROE Hơn nữa, để đánh giáựslan tỏa việc thực tốt QTCT đến HQTC tương lai, đề tài ti ến hành đánh giá ốmi quan hệ n ăm Kết phân tích năm (t+1) HQTC cho thấy hai số QTCT vai trò bên liên quan cơng khai minh bạch có tác động tích cực đến HQTC đo lường Tobin’s Q; năm (t+2) tìm thấy số vai trị bên liên quan cóảnh hưởng lan tỏa theo hướng tỷ lệ nghịch đến HQTC đo lường SRD Bên cạnh đó, đề tài c ũng điều thay đổi chất lượng thực hành QTCT có liên quan đến thay đổi HQTC Kết mơ hình t phương pháp hồi quy OLS cho thấy mối quan hệ dương thay đổi công khai minh b ạch hi ệu đo lường Tobin’s Q SRD, c ũng quan hệ dương trách nhiệm HĐQT với hiệu đo lường ROA ROE Tuy nhiên, tính thuyết phục kết nghiên ứcu khơng cao mơ hình h ồi quy theo phương pháp OLS có tính vững không phù h ợp với liệu bảng Kết luận ánđã tr ả lời cho giả thuyết nghiên cứu (gi ả thuyết 1) số thực hành QTCT có ảnh hưởng tích cực đến HQTC khơng ch ỉ tại; mà (gi ả thuyết 2) đến HQTC năm tương lai; (giả thuyết 3) tìm thấy chứng cho thấy cơng khai minh b ạch thông tin không ảnh hưởng đến HQTC mà tác động đến HQTC tương lai năm (t+1) (t+2); (giả thuyết 4) tìm thấy chứng khơng ch ắc chắn mối quan hệ thay đổi số chất lượng thực hành QTCT hi ện d ẫn đến thay đổi HQTC tương lai Đặc biệt, công khai minh b ạch tácđộng đến HQTC, cụ thể sau: + Tácđộng tích cực đến ROA, điều có ngh ĩa cơng khai minh b ạch quan tâm b ởi chủ nợ; + Tácđộng dương đến Tobin’s Q cho th công khai minh b ạch quan tâm c thị trường (đối với nhà đầu tư bên ngoài); + Tácđộng tỷ lệ nghịch với SRD nghĩa cơng khai minh b ạch tácđộng tích cực đến ổn định giá ịthtrường, hay nói khác giúp nhà đầu tư giảm rủi ro biến động giá cổ phiếu Ở đây, công khai minh b ạch tácđộng đến ROE (vốn chủ sở hữu) lại tácđộng tích cực đến ROA, nghĩa có thêm thơng tin công khai minh b ạch giúp chủ nợ tham gia kiểm soát ốtt khoản vay, nên dẫn đến làm t ăng ROA, chủ sở hữu biết thông tin t nội bộ, nên họ khơng có hành động, từ ROE khơng b ị ảnh hưởng công khai minh b ạch Cuối cùng, luận án cung cấp chứng thực nghiệm Vi ệt Nam t ạo bước tiến thực hành QTCT theo thông l ệ quốc tế so với trước để hội nhập nhiều với kinh tế toàn c ầu Tuy nhiên, ựs tiến v ẫn chưa đạt theo yêu cầu tối thiểu thông l ệ quốc tế nguyên tắc quản trị 5.8 Cácđóng góp h ọc thuật Đề tài đóng góp vào l ược khảo học thuật liên quanđến thực hành QTCT Việt Nam, quốc gia phát triển Đóng góp c nghiên cứu điều tra tiến đổi thực hành QTCT Việt Nam để hội nhập sâu r ộng vào kinh t ế tồn c ầu, nghiên ứcu cung c ấp tầm nhìn hữu ích s ự cần thiết để thực QTCT không ch ỉ học thuật, mà thực trạng QTCT công ty niêm ếyt công ty nhỏ v ừa tương lai Kết tìm thấy nghiên cứu hoàn toàn phù h ợp với lý thuy ết đại diện (chỉ số đối xử bình đẳng cổ đông), lý thuy ết bên liên quan (chỉ số vai trị bên liên quan) lý thuyết thơng tin b ất cân x ứng (chỉ số công khai minh b ạch) Hơn nữa, việc sử dụng tiêu chuẩn chấm điểm chất lượng thực hành QTCT theo chu ẩn quốc tế OECD nghiên cứu thực Việt Nam Bên cạnh đó, đề tài cung c ấp chứng tácđộng số QTCT thành ph ần đến HQTC để làm ti ền đề cho hướng nghiên ứcu thực nghiệm cho thị trường tài ch ứng khoán Việt Nam, cho nhà sách đưa quy định QTCT liên quanđến số QTCT thành ph ần có ảnh hưởng đến HQTC tìm thấy kết nghiên cứu xxiii 5.9 Hàm ý sách qu ản trị 5.10 Hạn chế đề xuất hướng nghiên ứcu tiếp Trong đề tài này, m ột vài h ạn chế thảo luận Thứ nhất, số QTCT chấm điểm dựa cách khơng ửs dụng trọng số, điều có th ể khơng ph ản ánh xácềvtầm quan trọng nguyên ắtc QTCT quốc gia khác vìđây b ộ nguyên ắtc chung, văn hóa, tập quánở nước Châu Á s ẽ khác với Châu M ỹ hay Châu Âu, điểm số bị ảnh hưởng đến điểm thực hành QTCT c số thành ph ần Tuy nhiên, khơng trọng số có thu ận lợi việc áp dụng dễ dàng, minh b ạch có th ể so sánh với quốc gia với Thứ hai, khơng ki ểm tra tính minh bạch thơng tin phi tài cơng ty niêm yết tự cung cấp báo cáo Thứ ba, có th ể xảy chồng lắp thông tin b ảng câu h ỏi Thứ tư, hạn chế thời gian mẫu nghiên cứu, đề tài khơng th ể kiểm tra điểm dừng tácđộng lan truyền thực hành t ốt QTCT đến HQTC Cuối cùng, mục tiêu ủca đề tài ch ỉ xem xét chiều tácđộng số QTCT đến HQTC, nênđề tài không nghiên cứu đầy đủ quan hệ hai chiều nghiênứcu n ước trước hạn chế liệu Do đó, h ướng nghiên cứu có th ể sử dụng khoảng thời gian dài h ơn để kiểm tra tácđộng lan truyền số QTCT HQTC Ngoài ra, nghiên cứu cần xem xét lại mối quan hệ hai chiều số QTCT HQTC, c ũng thay đổi số chất lượng thực hành QTCT thay đổi HQTC Cuối cùng, cần có nghiên cứu so sánh kết phân tích t hai nguồn liệu nghiên cứu khác nhau, gồm liệu thứ cấp thu thập tay d ữ liệu thu thập từ khảo sát trực tiếp 24 CỘNG HÒA XÃ H ỘI CHỦ NGHĨA VIỆT NAM Độc lập - Tự - Hạnh phúc TP Hồ Chí Minh, ngày 25 tháng năm 2018 NHỮNG ĐÓNG GÓP M ỚI VỀ MẶT HỌC THUẬT, LÝ LU ẬN CỦA LUẬN ÁN Tên luận án:Quản trị công ty hi ệu tài cơng ty thị trường chứng khốn Việt Nam Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã s ố: 9340201 Nghiên ứcu sinh: Nguyễn Đình Khơi Khóa: 2013 Cơ sở đào t ạo: Trường Đại học Kinh tế TP Hồ Chí Minh Người hướng dẫn luận án: (1) PGS.TS Hồ Viết Tiến (2) TS Nguy ễn Thanh Phong Những đóng góp v ề mặt học thuật, lý lu ận, luận điểm luận án sau: I Đóng góp v ề mặt học thuật Đề tài đóng góp vào l ược khảo học thuật liên quanđến thực hành QTCT Việt Nam, quốc gia phát triển Thứ nhất, đóng góp nghiên ứcu điều tra tiến đổi thực hành QTCT t ại Việt Nam để hội nhập sâu r ộng vào kinh t ế tồn c ầu, nghiên ứcu cung cấp tầm nhìn hữu ích s ự cần thiết để thực QTCT không ch ỉ học thuật, mà thực trạng QTCT công ty niêm yết công ty nhỏ v ừa tương lai Kết tìm thấy nghiên cứu hoàn toàn phù h ợp với lý thuy ết đại diện (chỉ số đối xử bình đẳng cổ đông), lý thuy ết bên liên quan (chỉsố vai trị bên liên quan) lý thuyết thơng tin bất cân x ứng (chỉ số công khai minh b ạch) 25 Thứ hai, việc sử dụng tiêu chuẩn chấm điểm chất lượng thực hành QTCT theo chu ẩn quốc tế OECD (2004) m ột nghiên cứu thực Việt Nam Cuối cùng, đề tài cung c ấp chứng tácđộng không ch ỉ số QTCT tổng, mà c số QTCT thành ph ần đến HQTC để làm ti ền đề cho hướng nghiên ứcu thực nghiệm thị trường tài ch ứng khốn Việt Nam, cho nhà sáchđưa quy định QTCT liên quanđến số QTCT thành ph ần có ảnh hưởng đến HQTC tìm thấy kết nghiên ứcu II Đóng góp v ề mặt thực tiễn Thứ nhất, chứng thực nghiệm nghiên ứcu ủng hộ quan điểm công ty quan tâm v ề công khai minh b ạch thơng tin góp ph ần tácđộng tích cực đến hiệu tài c cơng ty, c ụ thể sau: + Tácđộng tích cực đến ROA, điều có ngh ĩa cơng khai minh b ạch quan tâm b ởi chủ nợ; + Tácđộng dương đến Tobin’s Q cho th công khai minh b ạch quan tâm c thị trường (đối với nhà đầu tư bên ngoài); + Tácđộng tỷ lệ nghịch với biến động giá cổ phiếu, nghĩa cơng khai minh bạch tácđộng tích cực đến ổn định giá ịthtrường, hay nói khác giúp nhà đầu tư giảm rủi ro biến động giá ổc phiếu đây, công khai minh b ạch tácđộng đến ROE (vốn chủ sở hữu) lại tácđộng tích cực đến ROA, nghĩa có thêm thơng tin công khai minh bạch giúp chủ nợ tham gia kiểm soát ốtt khoản vay, nên dẫn đến làm t ăng ROA, chủ sở hữu biết thông tin t nội bộ, nên họ khơng có hành động, từ ROE khơng b ị ảnh hưởng cơng khai minh bạch Do đó, hi ểu biết tốt công khai minh b ạch r ất quan trọng không ch ỉ nhà đầu tư tiềm tàng bên liên quan, mà cònđối Ở 26 với nhà sách cácổ tchức quốc tế mà mong mu ốn tìm kiếm nhiều giá trị từ kinh tế động d ễ hấp thu Việt Nam Thực hành công khai minh b ạch công ty t ốt cần cải thiện để xây d ựng môi tr ường kinh doanh tốt không ch ỉ để thu hút nhàđầu tư ngồi n ước mà cịn để tạo dựng niềm tin, trung thực giá trị đạo đức thị trường Thứ hai, kết nghiên ứcu cho thấy cơng ty có h ệ thống QTCT tốt, cụ thể có trách nhiệm với bên liên quanưnhngười lao động, môi tr ường s ản phẩm giúp tăng hiệu tài Cuối cùng, luận án cung ấcp chứng thực nghiệm Vi ệt Nam tạo bước tiến thực hành QTCT theo thông l ệ quốc tế so với trước để hội nhập nhiều với kinh tế toàn c ầu Tuy nhiên, ựs tiến chưa đạt theo yêu ầcu tối thiểu thông l ệ quốc tế nguyên ắtc quản trị Nghiên ứcu sinh Nguyễn Đình Khơi ... hưởng đến quản trị công ty Quản trị công ty Chấm điểm thực hành QTCT Hiệu tài cơng ty Hiệu đo lường theo thị trường Giá trị công ty (Tobin’s Q) Biến động giá (stock returns deviation) Hiệu đo lường... thiết cho công ty (Claessens et al 2000) Các ơc chế quản trị công ty thủ tục thực công ty để giải vấn đề quản trị công ty; nhiên, việc sử dụng ơc chế phụ thuộc vào h ệ thống quản trị công ty (Weimer... định ủca Bộ Tài có hi ệu lực Xuất phát ừt lý trên, đề tài “ Quản trị công ty hi ệu tài cơng ty thị trường chứng khốn Việt Nam? ?? thực để giải hai vấn đề Thứ nhất, thị trường vốn Việt Nam cịn non