doanh nghiệp
Để xem xét mối quan hệ giữa giới tính giám đốc và sự lo ngại rủi ro, Luận án sử dụng mô hình hồi quy (5).
Trong phần này, tác giả trình bày phương pháp phân tích hồi quy và phân tích phân rã rủi ro với giới tính của các giám đốc.
Bảng 4.3 là kết quả hồi quy chỉ số rủi ro của các ngành kinh doanh mà các doanh nghiệp đang hoạt động lên giới tính của các giám đốc. Nghiên cứu sử dụng dữ
liệu của Tổng điều tra doanh nghiệp năm 2011 và năm 2013.
Nhưđã trình bày ở chương 3, có hai biến phụ thuộc, bao gồm biến chỉ số rủi ro của ngành kinh doanh, và biến giảđể chỉ mức độ chỉ số rủi ro của các ngành lớn hơn 1. Đối với mỗi biến phụ thuộc, có hai mô hình khác nhau: mô hình giản đơn và mô hình mở rộng (tuỳ thuộc vào sự khác nhau của số biến kiểm soát) .
Mô hình giản đơn: ngoài biến độc lập là giới tính của giám đốc thì mô hình có sử dụng 1 số các biến mô tảđặc điểm của giám đốc làm biến kiểm soát như: tuổi tác, dân tộc, trình độ học vấn và khu vực đô thị. Mô hình này để khám phá lý thuyết cấp trên (Hambrick và Mason, 1984, 2007).
Mô hình mở rộng: ngoài các biến mô tả đặc điểm của giám đốc, mô hình mở
rộng có sử dụng bổ sung thêm một số biến khác làm biến kiểm soát như: các loại hình sở hữu doanh nghiệp, quy mô của doanh nghiệp được thể hiện thông qua quy mô lao
động (log của tổng số lao động, tỷ lệ lao động nữ, tỷ lệ lao động đóng BHXH), và quy mô tài sản (log của tổng tài sản, tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng nguồn vốn, tỷ lệ tài sản cố định/tổng nguồn vốn)
Có một vấn đề là biến giới tính giám đốc là là biến nội sinh.So với các doanh nghiệp do nam quản lý, các doanh nghiệp do nữ quản lý có thể khác nhau không chỉ về
các đặc điểm quan sát được như lao động và vốn, mà còn có thể khác nhau về các đặc
điểm không quan sát được, chẳng hạn như thể chế, hệ thống, những định kiến đối với phụ nữ. Để giải quyết sự sai lệch này, tác giả sử dụng hồi quy hiệu ứng cố định, mô hình này có ưu điểm là loại bỏ các biến không quan sát được không thay đổi theo thời gian ui,j (Wooldridge, 2010). Quan trọng, những biến không quan sát được, không thay
đổi theo thời gian, chẳng hạn như các biến văn hóa và địa lý có thể ảnh hưởng đến cả
sự lo ngại rủi ro và định kiến đối với phụ nữ, được loại bỏ khỏi hồi quy hiệu ứng cố định. Việc kiểm soát đối với các biến này cho phép chúng ta kiểm tra xem liệu các biến này có thể giải thích sự khác biệt về chỉ số rủi ro khi giới tính khác nhau hay không. Thống kê tóm tắt của các biến được trình bày tại bảng B.2 trong phần Phụ lục.
Đầu tiên, bắt đầu với hồi quy bình phương nhỏ nhất (OLS) và dữ liệu gộp từ
các VEC 2011 và 2013. Các kết quả hồi quy OLS được thể hiện trong Bảng B.3 ở
tương quan đáng kể giữa giới tính giám đốc và mức độ rủi ro của các ngành kinh doanh của các doanh nghiệp. Kết quả cho thấy các doanh nghiệp có giám đốc là nữ có chỉ số rủi ro thấp hơn các doanh nghiệp có giám đốc là nam. Điều này được thể hiện ở
cả hai mô hình. Ở mô hình giản đơn, hệ số của nữ giám đốc là âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Uớc tính của hệ số này là –0,0377. Điều này có nghĩa là trung bình, các doanh nghiệp có giám đốc là nữ có chỉ số rủi ro thấp hơn 3,7% so với các doanh nghiệp có giám đốc là nam. Và khi kiểm soát thêm một số biến ở mô hình mở rộng, hệ
số này có giảm nhẹ xuống -0,0213, và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Khi xét những doanh nghiệp hoạt động trong những ngành có chỉ số rủi ro cao, kết quả cũng tương tự, nhưng khoảng cách chênh lệch có lớn hơn đáng kể. Các hệ số ước lượng ở cả mô hình giản đơn và mô hình mở rộng lần lượt là -0,1122 và -0,0586, và đều có ý nghĩa thống kê 1%.
Để giải quyết sự sai lệch của mô hình, tác giả sử dụng mô hình hồi quy tác động cốđịnh. Kết quả được trình bày ở bảng 4.8. Kết quả cũng không khác biệt mấy so với kết quả của mô hình OLS. Các doanh nghiệp có giám đốc là nữ cũng có chỉ số rủi ro thấp hơn so với các doanh nghiệp có giám đốc là nam. Hệ số của nữ giám đốc là âm và có ý nghĩa thống kê ở mức dưới 1%. Trong mô hình phân tích, ước tính của hệ số này bằng -0,0348. Điều này có nghĩa là trung bình, các ngành được điều hành bởi các doanh nghiệp có giám đốc là nữ có rủi ro thấp hơn 3,5% so với các ngành được điều hành bởi các doanh nghiệp có giám đốc là nam. Khi các biến giải thích bổ sung để
kiểm soát, các hệ số của biến nữ giám đốc giảm nhẹ xuống còn 0,0242 nhưng vẫn rất có ý nghĩa thống kê (ý nghĩa thống kê ở mức 1%).
Khi các biến phụ thuộc là biến nhị phân thì nên sử dụng mô hình probit hoặc mô hình logit. Tuy nhiên, các mô hình probit hiệu ứng cố định có sẵn vấn đề của các tham số ngẫu nhiên (Green, 2004). Mặc dù công cụ ước tính logit hiệu ứng cốđịnh có sẵn, nhưng nó không hiệu quả vì nó giảm các quan sát với các giá trị bất biến theo thời gian của biến phụ thuộc. Do đó, tác giả ước tính mô hình rủi ro cao (các doanh nghiệp trong các ngành có chỉ số rủi ro lớn hơn 1) bằng cách sử dụng hồi quy tác động cố định. Các mô hình xác suất tuyến tính được sử dụng rộng rãi khi không có công cụước tính xác suất phi tuyến tính (ví dụ: Angrist, 2001; Angrist và Krueger, 2001).
Kết quả của được thể hiện ở hai cột cuối cùng của Bảng 4.8. Nó cho thấy trong những ngành kinh doanh có chỉ số rủi ro cao, tỷ lệ doanh nghiệp có giám đốc nữ cũng thấp hơn so với doanh nghiệp có giám đốc nam. Với mô hình giản đơn, hệ số của nữ
giám đốc là âm và có ý nghĩa thống kê ở mức dưới 1%. Trong mô hình phân tích, ước tính của hệ số giới tính giám đốc lên chỉ số rủi ro là -0,0965 với mức ý nghĩa 1%. Điều
này có nghĩa là trung bình, các ngành được điều hành bởi các doanh nghiệp có giám
đốc là nữ có rủi ro thấp hơn 9,6% so với các ngành được điều hành bởi các doanh nghiệp có giám đốc là nam. Theo mô hình mở rộng, xác suất các doanh nghiệp có giám đốc là nữ hoạt động trong các ngành có rủi ro cao thấp hơn 0,066 hoặc 6,6% so với các doanh nghiệp có giám đốc là nam. Kết quả này chỉ rõ khoảng chênh lệch về tỷ
lệ này tính riêng ở những ngành có chỉ số rủi ro cao sẽ lớn hơn so với khoảng chênh lệch được tính chung cho tất cả các ngành. Điều này có thể cho thấy nam giới thể hiện sự tự tin quá mức trong việc ra quyết định so với phụ nữ.
Mặt khác, hệ số của các giám đốc nữ trong mô hình mở rộng nhỏ hơn hệ số của các giám đốc nữ trong mô hình giản đơn. Điều này cho thấy rằng một phần của sự
khác biệt về rủi ro giữa các giám đốc nữ và các giám đốc nam có thể được giải thích bằng sự khác biệt trong các biến giải thích khác được sử dụng trong các mô hình. Do
đó, các doanh nghiệp do nữ quản lý có xu hướng hoạt động trong các ngành có rủi ro thấp hơn so với các doanh nghiệp do nam quản lý ngay cả sau khi một số lượng lớn các biến quan sát và các biến không quan sát được theo thời gian được kiểm soát. Kết quả cho thấy các giám đốc nữ thường không thích rủi ro bằng các giám đốc nam.
Ngoài ra, bảng 4.8 cũng cho thấy có mối tương quan giữa hệ số rủi ro với loại hình doanh nghiệp, quy mô lao động, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng số vốn và tỷ lệ tài sản cố định trên tổng số vốn của doanh nghiệp. Cụ thể, các doanh nghiệp nhà nước, doanh nghiệp có vốn đầu tư trực tiếp từ nước ngoài và các công ty cổ phần có nhiều khả năng để hoạt động trong các ngành kinh doanh có rủi ro cao hơn so với những doanh nghiệp tư nhân. Kết quả này khá hợp lý với kết quả thu được ở phần 4.1.1 khi nghiên cứu về “Sự phổ biến của các doanh nghiệp có giám đốc là nữ”. Đó là loại hình công ty tư nhân có tỷ lệ nữ giám đốc nhiều nhất trong các loại hình doanh nghiệp, vì vậy các doanh nghiệp tư nhân có khả năng hoạt động trong những ngành kinh doanh có mức độ rủi ro thấp nhất. Cụ thể, ở bảng 4.8, hệ sốước lượng của DNNN là 0,0105 (với mức ý nghĩa 5%), của công ty TNHH là 0,0427 (với mức ý nghĩa 1%), của công ty cổ phần là 0,0629 (với mức ý nghĩa 1%), và doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài là 0,0833 (với mức ý nghĩa 1%). Các hệ số ước lượng này cũng có mối tương quan tương tự như vậy với chỉ số rủi ro khi xét riêng trong những ngành có chỉ số rủi ro cao.
Điều này có nghĩa là các DNNN, công ty TNHH, công ty cổ phần, doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài đều có khả năng hoạt động trong những ngành có chỉ số rủi ro cao hơn so với các doanh nghiệp tư nhân.
Bảng 4.8. Kết quả hồi quy tác động cố định chỉ số rủi ro ngành và những ngành có rủi ro cao
Các biến giải thích
Chỉ số rủi ro ngành Doanh nghiệp hoạt động trong ngành có chỉ số rủi ro > 1 (có=1, không=0) Mô hình giản đơn Mô hình mở rộng Mô hình giản đơn Mô hình mở rộng Giới tính của giám đốc (nữ=1, nam=0) -0.0348*** -0.0242*** -0.0965*** -0.0661*** (0.0011) (0.0011) (0.0022) (0.0022) Tuổi của giám đốc 0.0025*** 0.0023*** 0.0070*** 0.0066*** (0.0003) (0.0003) (0.0006) (0.0006) Tuổi bình phương của giám đốc -0.0000*** -0.00003*** -0.0001*** -0.0001*** (0.0000) (0.00001) (0.0000) (0.0000) Dân tộc của giám đốc
(Kinh=1, dân tộc thiểu số=0)
0.0209*** 0.0118*** 0.0412*** 0.0254*** (0.0029) (0.0029) (0.0051) (0.0050) Giám đốc là người nước ngoài 0.0582*** 0.0109* 0.0977*** 0.0087
(0.0043) (0.0060) (0.0074) (0.0103) Giám đốc có bằng THPT và đào tạo nghề 0.0014 -0.0008 0.0416*** 0.0372*** (0.0014) (0.0014) (0.0024) (0.0024) Giám đốc có bằng cao đẳng hoặc bằng đại học 0.0096*** -0.0021* 0.0517*** 0.0272*** (0.0012) (0.0012) (0.0021) (0.0021) Biến giả khu vực (thành thị=1, nông thôn=0) 0.0053*** 0.0002 0.0241*** 0.0185***
(0.0014) (0.0014) (0.0024) (0.0025) Doanh nghiệp tư nhân Nhóm cơ sở
Doanh nghiệp Nhà nước 0.0105** 0.0013
(0.0044) (0.0078)
Công ty TNHH 0.0427*** 0.0673***
(0.0017) (0.0030)
Công ty cổ phần 0.0629*** 0.1594***
(0.0019) (0.0035)
Doanh nghiệp có vốn đầu tư trực tiếp từ nước
ngoài 0.0833*** 0.1465***
(0.0057) (0.0100)
Log của quy mô lao động 0.0177*** 0.0463***
(0.0005) (0.0008) Tỷ lệ lao động nữ -0.0575*** -0.1684*** (0.0020) (0.0035) Tỷ lệ lao động có BHXH -0.0331*** -0.0267*** (0.0013) (0.0024) Log của tổng tài sản 0.0022*** 0.0023*** (0.0004) (0.0006) Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trong tổng số vốn 0.0174*** 0.0979*** (0.0015) (0.0027) Tỷ lệ tài sản cốđịnh trong tổng số vốn -0.0413*** -0.0838*** (0.0020) (0.0035) Biến giả năm 2013 -0.1257*** -0.1186*** -0.0737*** -0.0535*** (0.0006) (0.0007) (0.0010) (0.0012) Hệ số cốđịnh 1.0189*** 0.9612*** 0.2096*** 0.0550*** (0.0079) (0.0084) (0.0153) (0.0159) Số quan sát 381184 381184 381184 381184 R-squared 0.17 0.16 0.02 0.02
Sai số chuẩn vững được ghi ở trong ngoặc.
* mức ý nghĩa ở 10%; ** mức ý nghĩa ở 5%; *** mức ý nghĩa ở 1%.
Khi xét mối tương quan giữa chỉ số rủi ro với quy mô lao động cũng cho kết quả hoàn toàn phù hợp với kết quả thu được ở phần 4.1.1. Ở phần 4.1.1. cho kết luận là phụ nữ chủ yếu hoạt động với loại hình doanh nghiệp vừa, nhỏ và siêu nhỏ. Quy mô doanh nghiệp càng nhỏ thì tỷ lệ doanh nghiệp có giám đốc nữ càng cao. Nhìn kết quả ở bảng 4.3 cũng cho kết quả tương tự như vậy. Các doanh nghiệp có quy mô lớn có xu hướng hoạt động trong các ngành kinh doanh có nguy cơ rủi ro cao. Các doanh nghiệp có quy mô càng nhỏ sẽ có xu hướng hoạt động trong những ngành kinh doanh có nguy cơ thấp. Vậy có thể nói rằng phụ nữ chủ yếu chọn loại hình doanh nghiệp có quy mô vừa, nhỏ và siêu nhỏ để hoạt động, và họ cũng hay chọn những ngành kinh doanh có chỉ số rủi ro thấp.
Ngoài ra, những doanh nghiệp có tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng số vốn lớn và tỷ lệ tài sản cố định trong tổng số vốn nhỏ có nhiều khả năng để hoạt động trong các ngành kinh doanh có hệ số rủi ro cao.
Một yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến cả giới tính của giám đốc và lựa chọn ngành kinh doanh, đó là quyền sở hữu doanh nghiệp. Các doanh nghiệp nhà nước và doanh nghiệp FDI có tỷ lệ nữ giám đốc thấp hơn các loại hình doanh nghiệp còn lại (Hình 4.6). Các doanh nghiệp nhà nước có tỷ lệ hoạt động thấp nhất trong một ngành có rủi ro cao, trong khi các doanh nghiệp FDI và các công ty cổ phần có tỷ lệ hoạt
động cao nhất trong một ngành có chỉ số rủi ro cao. Để tìm hiểu sâu hơn về vấn đề
này, tác giả chia mẫu của các doanh nghiệp theo các loại hình sở hữu: Doanh nghiệp Nhà nước, doanh nghiệp tư nhân và doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài, và ước tính ảnh hưởng của giới tính giám đốc đối với các biến rủi ro cho từng loại hình doanh nghiệp.
Bảng 4.9 trình bày hệ số của các giám đốc nữ trong các hồi quy. Các kết quả
hồi quy đầy đủ được báo cáo trong Bảng A.4 ở phần Phụ lục. Kết quả từ phương pháp hồi quy tác động cố định cho thấy ảnh hưởng tiêu cực của nữ giám đốc đối với mức
độ rủi ro đối với các doanh nghiệp tư nhân và doanh nghiệp có vốn đầu tư trực tiếp từ
nước ngoài.
Xét cho tất cả các ngành, đối với loại hình doanh nghiệp tư nhân, hệ số hồi quy của giới tính lên chỉ số rủi ro của ngành là – 0,0252 với mức ý nghĩa 1%. Điều này có nghĩa là các doanh nghiệp tư nhân có giám đốc là nữ có chỉ số rủi ro thấp hơn các doanh nghiệp do nam giới là giám đốc. Đối với loại hình doanh nghiệp có vốn đầu tư
trực tiếp từ nước ngoài, hệ số hồi quy của giới tính lên chỉ số rủi ro của ngành là –0,0257 với mức ý nghĩa 1%, hàm ý rằng các doanh nghiệp có vốn đầu tư trực tiếp từ
nước ngoài cũng cho kết quả như vậy, các doanh nghiệp có giám đốc là nữ có chỉ số
Tương tự, xét những ngành có chỉ số rủi ro lớn hơn 1. Với hệ sốước lượng của Doanh nghiệp tư nhân là – 0,0635 (mức ý nghĩa là 1%) và của doanh nghiệp có vốn
đầu tư trực tiếp từ nước ngoài là – 0,0817 (mức ý nghìa là 1%) ta thấy kết quả cũng giống như vậy: các doanh nghiệp có giám đốc là nữ sẽ có chỉ số rủi ro thấp hơn so với
đối tác của họ, và sự chênh lệch vềđộ rủi ro ở những ngành có chỉ số rủi ro lớn hơn 1 lại cao hơn khi tính cho toàn bộ tất cả các ngành.
Bảng 4.9: Ảnh hưởng của giám đốc nữ đến các biến rủi ro
Mô hình Biến phụ thuộc: Chỉ số rủi ro của ngành Biến phụ thuộc: Chỉ số rủi ro lớn hơn 1 (có=1, không=0) Mẫu doanh nghiệp nhà nước Mẫu doanh nghiệp tư nhân Mẫu doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài Mẫu doanh nghiệp nhà nước Mẫu doanh nghiệp tư nhân Mẫu doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài Hồi quy hiệu ứng cốđịnh (sử dụng dữ liệu bảng của Tổng điều tra DNVN 2011 và 2013) -0.0194 -0.0252*** -0.0257*** -0.0247 -0.0635*** -0.0817*** (0.015) (0.001) (0.002) (0.023) (0.002) (0.005)
Sai số chuẩn vững được ghi ở trong ngoặc.
* mức ý nghĩa ở 10%; ** mức ý nghĩa ở 5%; *** mức ý nghĩa ở 1%.
Nguồn: Tính toán của tác giả dựa vào số liệu của Tổng điều tra doanh nghiệp Việt Nam năm 2011 và năm 2013,