10 Chỉ có một HĐTVcó ít hơn 3 thành viê n– số lượng thối tiểu theo đề nghị của ASXCGC trong HĐT
4.5. Hồi quy 2SLS để kiểm soát vấn đề nội sinh
Trong bài viết này, chúng tôi không cho rằng tồn tại một mối quan hệ cơ bản giữa cơ cấu của ban và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Mối liên quan như vậy bộc lộ vấn đề nội sinh giữa các biến bởi vì cơ cấu ban có thể tác động đến hiệu quả doanh nghiệp và hiệu quả của doanh nghiệp có thể quay trở lại tác động đến sự tồn tại ban. Đó là, cơ cấu ban làm giảm đi mối tương quan ngược chiều giữa rủi ro quá mức và hiệu quả hoạt động. Chúng tôi kiểm soát vấn đề nội sinh bằng việc sử dụng biến công cụ có tương quan với cơ cấu của ban nhưng không tương quan với hiệu quả hoạt động trong năm t+1 và chạy mô hình hồi quy bình phương nhỏ nhất hai giai đoạn (2SLS regression). Biến công cụ được hồi quy theo sự tồn tại và cơ cấu của ban trong giai đoạn thứ nhất là: LIABILITIESt
(tổng nợ), CFOt-1 (dòng tiền tự do từ hoạt động trong năm trước), BSIZEt, và STD.DEVt-1
(tổng rủi ro trong năm trước). Chúng tôi sử dụng những biến này vì nghiên cứu cho thấy những nhân tố này thì liên quan đến những công ty có thiết lập các ban (Bradury, 1990; Carson, 2002; Piot, 2004; Ruigrok cùng cộng sự, 2006; Subramaniam cùng công sự 2009; Yatim, 2010). Hơn nữa, việc sử dụng biến trễ một giai đoạn (LiABILITIESt và SIZEt) và biến trễ hai giai đoạn (CFOt-1 và STD.DEVt-1) đồng nghĩa là các biến công cụ thì không có tương quan với biến phụ thuộc (lead variable) hiệu quả hoạt động (LNEPSt+1) và làm giảm bớt mức độ nội sinh (Doucouliagos cùng cộng sự, 2007). Mô hình chạy riêng lẻ cho mỗi ban; nhưng chỉ phân tích các doanh nghiệp có hai ban và giảm kích thước mẫu còn 146 quan sát.
Kết quả của mô hình 2SLS được trình bày trong bảng 7. Đầu tiên, chúng tôi kiểm tra liệu sự tồn tại của một RC, CC, hoặc thành viên kiêm nhiệm có tác động đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp khi kiểm soát vấn đề nội sinh hay không. Kết quả cho thấy sự tồn tại RC và CC có tương quan cùng chiều và có ý nghĩa thống kê với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp (B = 0.057; z = 4.10 và B = 0.076; z = 5.13 tương ứng). Kết quả này gợi ý rằng hiệu quả hoạt động doanh nghiệp gia tăng khi RC và CC bao gồm các thành viên độc lập với ban quản lý, có kinh nghiệm trong ngành và HĐQT, có trình độ chuyên môn và họp hành thường xuyên.
Quy trở lại với các biến tương tác, trái ngược với dự đoán của chúng tôi, chúng tôi tìm thấy tương tác COMFAC(RC) và COMFAC(CC) với BETA thì ngược chiều với hiệu quả hoạt động (B = -0.016; z = -2.41; B = -0.017; z = -3.85 tương ứng). Quy mô của ban thì không tương quan với hiệu quả hoạt động và không làm giảm mức tương quan giữa rủi ro và hiệu quả hoạt động. Kết quả này thì mâu thuẫn với Yeh cùng công sự 201111 tìm thấy bằng chứng về sự độc lập ban kiềm soát hành vi chấp nhận rủi ro quá mức và nâng cao hiệu quả hoạt động doanh nghiệp cụ thể trong giai đoạn khủng hoảng (200-2008).
Kết quả bảng 7 cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa rủi ro và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp có giám độc là thành viên kiêm nhiệm trong RC và CC. Chúng tôi 11 Yeh cùng cộng sự (2011) điều tra nghiên cứu tương quan giữa sự độc lập ban (kiểm toán, đãi ngộ, rủi ro và bổ nhiệm) và hiệu quả hoạt động của 20 định chế tài chính lớn nhất từ Úc, Canada, Pháp, Ý, Nhật, Anh và Mỹ giai đoạn 2005-2008.
tìm thấy biến tương quan giữa DUAL và BETA là cùng chiều với hiệu quả hoạt động (B =0.055; z= 3.39). Kết quả này củng cố thêm cho nghiên cứu của Laux và Laux (2009) và nghiên cứu gần đây bởi Chandar cùng cộng sự (2012) tác giả phát hiện các doanh nghiệp mà có thành viên trùng lấp trong ban kiểm toán và đãi ngộ thì tiền lương cho ban quản lý (earnings management) thấp hơn. BETA thì tương quan ngược chiều và có ý nghĩa thống kê với hiệu quả hoạt động, gợi ý rằng gia tăng mức độ rủi ro làm gia tăng xác suất phá sản, cụ thể trong giai đoạn dẫn đến khủng khoảng tài chính toàn cầu năm 2008.
Phỏng đoán từ kết quả nghiên cứu này là các công ty tài chính có rủi ro hệ thống cao và dẫn đến bất cân xứng thông tin lớn hơn cần có sự phối hợp thông tin và những quyết định được đưa ra bởi hai ban. Mối đe dọa từ những tổn thức trong tương lai vì rủi ro cao và sự không chắc chắn minh giải cho việc đưa vào các phương pháp bổ sung nhằm kiểm soát vấn đề chấp nhận rủi ro quá mức (excessive risk –taking). Khi có các thành viên HĐQT kiêm nhiệm cả hai ban, họ có khả năng xem qua mối tương quan giữa mức độ rủi ro của doanh nghiệp và lợi ích của việc chấp nhận rủi ro (risk – taking incentives) của gói đãi ngộ. Kết quả này ngụ ý rằng mặc dù việc phân tách các ban có thể giúp các ban tập trung vào nhiệm vụ của mình, tuy nhiên sự hợp tác giữa ban đãi ngộ và quản trị rủi ro thì có lợi cho doanh nghiệp (nâng cao hiệu quả hoạt động doanh nghiệp). Do đó, sự cộng tác giữa các ban này làm giảm bất cân xứng thông tin và nâng cao việc kiểm soát mức độ đãi ngộ và rủi ro, theo đó quay lại tác động đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp.
Bảng 7. Hồi quy (2SLS) biến công cụ: biến phụ thuộc: hiệu quả hoạt động (EPSt+1)
LNEPSt+1: lợi nhuận ròng sau thuế trước các khoản bất thường trong năm t+1; RCEXT, CCEXT biến giả bằng 1 nếu tồn tại một RC hoặc CC; 0 nếu ngược lại; COMFAC: điểm nhân tố cho các đặc trưng ban; COOMSIZE: số lượng thành viên HĐQT trong ban; DUAL: bằng 1 nếu một thành viên HĐQT phụ trách cả RC và CC, bằng 0 nếu ngược lại; BETA: rủi ro thị trường; COMCEO: biến gải bằng 1 nếu CEO cũng là 1 thành viên của RC (CC); LNEPSt: thu nhập hiện tại trên mỗi cổ phần trước những khoảng mục bất thường vào năm t; LNASSET: ln của tổng tài sản tính bằng triệu dollar; LEVERAGE: tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản; BSIZE: Tổng số thành viên HĐQT trong HĐTV; YEAR: biến giả cho năm; GROWTH: Giá trị sổ sách được tính toán theo giá đóng cửa của cổ phiếu vào ngày cuối cùng của năm tài chính chia cho shareholders equity per share
Giá trị thống kê z trong ngoặc đơn. * p < 0.10, ** p < 0.05, *** p < 0.001
Chúng tôi cũng chạy hồi quy 2SLS theo nhóm các doanh nghiệp và kết quả vẫn không thay đổi. Cuối cùng, chúng tôi kiểm tra vấn đề nội sinh bằng mô hình hồi quy có sử dụng biến công cụ và trình bày kết quả hai kiểm định trong bảng 8. Kiểm định Durbin–Wu–Hausman (DWH) và Wu–Hausman (W–H) kiểm tra giả thuyết H0 của các nhân tố hồi quy (COMFAC(CC), COMFAC(RC) và DUAL). Các kiểm định ước lượng tham số trong mô hình bình phương nhỏ nhất (OLS) và bình phương nhỏ nhất hai giai đoạn (2SLS) tính toán mức độ thay đổi giữa hệ số OLS và 2SLS. Giả thuyết H0 là không có vấn đề nội sinh trong mô hình, nghĩa là, không có sự khác nhau giữa ước lượng OLS và 2SLS. Kiểm định W-H và DWH (p = 0.009 và p = 0.005) có ý nghĩa cho thấy hai bộ các giá trị ươc lượng thì khác nhau. Giả thuyết H0 bị bát bỏ, tức là, vấn đề nội sinh thì tồn tại trong mô hình OLS và biến công cụ được sử dụng để điều chính nó. Chúng tôi suy ra điều này vì các ước lượng 2SLS khác nhau có ý nghĩa thống kê so với các ước lượng OLS.
Bảng 8. Kiểm định vấn đề nội sinh của COMFAC(CC/RC), DUAL