Biến độc lập Stdret Ivol (9) (10) Stdrett-1 0,0923*** (6.26) Ivolt-1 0,1579*** (16.24) Comp -0,0033*** -0,0018*** (-3.00) (-10.02) Size -0,0134*** -0,0041*** (-7.62) (-7.41) Lev 0,1106*** 0,0165*** (12.44) (6.64) Capex 0,0386* 0,0156*** (1.94) (4.59) Cashflows 0,2323*** 0,1099*** (4.52) (10.32) Tobin’s Q -0,0154*** -0,0071*** (-3.60) (-6.43) ROA -0,1383*** -0,0776*** (-3.01) (-10.41) Tác động cốđịnh năm Có Có Tác động cốđịnh ngành Có Có Số nhóm 395 351 Số công cụ 241 241 download by : skknchat@gmail.com
Biến độc lập Stdret Ivol (9) (10) AR (1) (p-value) 0.000 0.000 AR (2) (p-value) 0.104 0.101 Kiểm định Hansen (p-value) 0.182 0.617 Kiểm định khác biệt Hansen (p-value) 0.177 0.502 Ghi chú: *, ** và *** thể hiện mức ý nghĩa tương ứng với 10%, 5%, và 1%. Nguồn: tổng hợp của tác giả từ Stata
Nhìn chung, kết quả hồi quy cho thấy chiều hướng tác động rõ ràng (với mức ý nghĩa 1% và 5%) và nhất quán của các biến QTCT đến mức độ CNRR đối với cả hai thước đo là rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù trong cả mười mô hình nghiên cứu. Điều này chứng tỏ những ảnh hưởng từ độ rộng lớn của thị trường khi đo lường mức độ
CNRR bằng rủi ro tổng thể so với rủi ro đặc thù không ảnh hưởng đến hướng tác động của QTCT đến mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam.
Đối với tác động của các biến đặc thù công ty: kết quảước lượng cho thấy rằng ngoại trừ tác động của Lev trong mô hình số (4) và Cashflows trong mô hình (1) và (5) không có ý nghĩa thống kê. Tác động của các biến đặc thù công ty đến mức độ
CNRR của các CTNY Việt Nam trong các mô hình còn lại đều có ý nghĩa thống kê, cụ thể như sau:
- Quy mô công ty (Size) tác động ngược chiều trong khi tỷ lệ chi tiêu vốn đầu tư trên tổng tài sản (Capex) tác động thuận chiều đến mức độ CNRR trong tất cả các mô hình.
- Đòn bẩy tài chính (Lev) và dòng tiền tự do của công ty trên tổng tài sản (Cashflows) có tác động nghịch chiều đến mức độ CNRR trong các mô hình kiểm định tác động của cơ
cấu HĐQT và sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR (mô hình (1) đến (6)). Ngược lại, tác
động của Lev và Cashflows là thuận chiều trong mô hình tác động của sở hữu nước ngoài và thù lao ban giám đốc đến mức độ CNRR (mô hình (7) đến (10)).
- Tương tự Lev và Cashflows, tác động của tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ
sách của tổng tài sản (Tobin’s Q) đến mức độ CNRR là thuận chiều (ngoại trừ mô hình số (5) tác động nghịch chiều) trong các mô hình (1) đến (6). Tác động của Tobin’s Q
đến mức độ CNRR là nghịch chiều trong mô hình (7) đến (10).
- TSSL trên tổng tài sản (ROA) có tác động âm trong các mô hình, ngoại trừ mô hình số (6) tác động dương khi mức độ CNRR đo lường bởi Ivol trong mô hình tác động của sở hữu kiểm soát nhà nước đến mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam.
Ngoài ra, kết quả kiểm tra sự phù hợp của các ước lượng GMM trong mô hình số (1) đến mô hình số (10) cho thấy các biến độ trễ của biến phụ thuộc (Stdrett-1 và Ivolt- 1) đều mang giá trị dương như kỳ vọng và đều có ý nghĩa ở mức 1% trong tất cả các mô hình. Điều này thể hiện mức độ CNRR trong hiện tại chịu sự tác động của mức độ CNRR trong năm trước đó. Trong cả 10 mô hình, số nhóm công cụđều nhỏ hơn số nhóm là phù hợp với yêu cầu của ước lượng GMM. Bên cạnh đó, giá trị p-value của AR (1) trong tất cả các mô hình có giá trị bằng 0,000 < 0,05, đồng thời các giá trị p-value của AR (2)
đều lớn hơn 0,1. Những giá trị này cho thấy trong các mô hình không tồn tại hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc 1 và bậc 2. Kết quả của kiểm định Hansen cho tính hiệu lực của mô hình có giá trị p-value trong các mô hình > 0,05 (mô hình (5) có giá trị 0,051; các mô hình còn lại đều lớn hơn 0,1) cho thấy các công cụđược sử dụng trong các ước lượng là hợp lệ. Thêm vào đó, kiểm định khác biệt Hansen cho giá trị p-value chứng tỏ
vấn đề nội sinh đã được xử lý bởi các công cụ phù hợp được sử dụng trong mô hình.
4.3.2. Tác động phi tuyến tính của sở hữu nhà nước đến mức độ chấp nhận rủi ro tại các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam ro tại các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Kết quảước lượng của mô hình (11) và (12) được trình bày trong bảng 4.7 thể
hiện kết quả kiểm định tác động phi tuyến tính của sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR. Mức độ CNRR được đo lường lần lượt bởi Stdret thể hiện trong mô hình (11) và Ivol trong mô hình (12).
Kết quả ước lượng cho thấy biến sở hữu nhà nước (State) có tác động nghịch chiều trong khi biến bậc 2 của biến sở hữu nhà nước (State2) tác động thuận chiều đến mức độ CNRR. Kết quả tác động của biến State và State2đến biến mức độ CNRR đều có ý nghĩa ở mức 1%. Phát hiện này cũng được củng cố bởi kết quả tác động nghịch chiều của tỷ lệ sở hữu nhà nước (State) đã được tìm thấy trong mô hình (3), (4) và tác
động thuận chiều của sở hữu kiểm soát của nhà nước (StateControl) đến mức độ đến mức độ CNRR trong mô hình (6) và (7) ở trên. Như vậy, có thể kết luận rằng sở hữu nhà nước có tác động phi tuyến tính (dạng chữ U) đến mức độ CNRR của các CTNY trên TTCK Việt Nam. Cụ thể, sở hữu nhà nước tăng lên làm giảm mức độ CNRR nhưng khi sở hữu nhà nước tăng cao đến một tỷ lệ nhất định thì làm cho mức độ CNRR của công ty tăng lên.
Bảng 4.7. Kết quả tác động phi tuyến tính của sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR Biến độc lập Stdret Ivol (11) (12) Stdrett-1 0,1514*** (19.49) Ivolt-1 0,2280*** (39.61) State -0,0535*** -0,0183*** (-6.20) (-4.90) State2 0,0603*** 0,0240*** (4.69) (4.15) Size -0,0034*** -0,0042*** (-3.85) (-22.57) Lev -0,0089 0,0015 (-1.63) (1.29) Capex 0,1642*** 0,0178*** (8.16) (5.42) Cashflows 0,0342 0,0009 (1.37) (0.18) Tobin’s Q 0,0090*** 0,0026*** (3.03) (4.04) ROA -0,0891*** -0,0106** (-4.61) (-2.16) Tác động cốđịnh năm Có Có Tác động cốđịnh ngành Có Có Số nhóm 547 547 Số công cụ 417 480 AR (1) (p-value) 0.000 0.000 AR (2) (p-value) 0.299 0.244 Kiểm định Hansen (p-value) 0.100 0.225 Kiểm định khác biệt Hansen (p-value) 0.460 0.860 Ghi chú: *, ** và *** thể hiện mức ý nghĩa tương ứng với 10%, 5%, và 1%. Nguồn: tổng hợp của tác giả từ Stata download by : skknchat@gmail.com
Kết quảước lượng cho giá trị p-value của AR (2) trong mô hình (11) và (12) lần lượt là 0,299 và 0,244 (đều lớn hơn 0,1). Điều này cho thấy không tồn tại vấn đề tương quan chuỗi trong AR (2). Giá trị p-value là 0,100 trong mô hình (11) và 0,225 trong mô hình (12) của kiểm định Hansen đã cho thấy các công cụđược sử dụng trong mô hình là hợp lệ. Bên cạnh đó, kiểm định khác biệt Hansen cho giá trị p-value là 0,460 và 0,860 trong mô hình (11) và (12) cho thấy vấn đề nội sinh đã được xử lý bởi các công cụ phù hợp và các công cụđược sử dụng trong nghiên cứu là ngoại sinh. Điều này đảm bảo các kết quảước lượng từu mô hình là đáng tin cậy.
4.3.3. Tác động của quy định về tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT đến mức độ chấp nhận rủi ro tại các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam chấp nhận rủi ro tại các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Kết quả hồi quy của mô hình nghiên cứu về tác động của quy định tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT tại Thông tư 121/2012/TT-BTC đến mức độ CNRR được thể
hiện ở Bảng 4.8. Mô hình (13) thể hiện kết quảước lượng khi mức độ CNRR được đo lường bởi rủi ro toàn bộ, mô hình (14) là kết quả khi đo lường thông qua rủi ro đặc thù. Với mỗi thước đo, tác giả thực hiện kiểm soát hiệu ứng ngành và kết hợp hiệu ứng ngành và hiệu ứng niêm yết, do đó hai mô hình trên được triển khai lần lượng là (13a) và (13b); (14a) và (14b). Cả bốn mô hình đều được thực hiện hồi quy OLS thông thường. Vấn đề
nội sinh đã được loại bỏ do tác động ngoại sinh từ của Thông tư 121. Kết quả cho thấy: - Hệ số ước lượng của NonCompliant trong cả 4 mô hình đều dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, mô hình (14a) có mức ý nghĩa thống kê 5%. Như vậy, trước khi Thông tư 121 có hiệu lực các công ty có số thành viên độc lập trong HĐQT ít hơn 1/3 có mức độ CNRR cao hơn so với các công ty có ít nhất 1/3 thành viên độc lập trong HĐQT. Tương tự Jiraporn & Lee (2017).
- Biến tương tác giữa nhóm công ty không tuân thủ và Thông tư 121 (NonCompiant*Cir121) chỉ rõ tác động của việc gia tăng số lượng thành viên độc lập trong HĐQT đến mức độ CNRR của nhóm công ty không tuân thủ do tác động của Thông tư 121. Hệ sốước lượng của biến tương tác trong cả bốn mô hình đều âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, mô hình (14a) ở mức 5%. Điều này cho thấy tác động của việc gia tăng số lượng thành viên độc lập trong HĐQT làm giảm mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam.
Ngoài ra, kết quả hồi quy cho thấy chiều hướng tác động nhất quán với cả hai thước đo là rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù. Điều này chứng tỏ, những ảnh hưởng từđộ
rộng lớn của thị trường khi đo lường mức độ CNRR bằng rủi ro toàn bộ so với rủi ro
đặc thù không ảnh hưởng đến hướng tác động của mối quan hệ trên. Kết quả này cũng tương tự nghiên cứu của Jiraporn & Lee (2017) tại thị trường Mỹ.
Bảng 4.8. Sự gia tăng tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập và mức độ CNRR
Biến Stdret Ivol
(13a) (13b) (14a) (14b) NonCompliant 0.003*** 0.003*** 0.003** 0.003*** (5.50) (7.54) (2.55) (3.17) NonCompliant*Cir121 -0.003*** -0.004*** -0.002** -0.003*** (-8.51) (-10.32) (-2.28) (-3.05) Tobin's Q -0.001*** -0.001*** 0.000 0.000 (-3.33) (-3.80) (0.42) (0.55) Size -0.002*** -0.001*** -0.005*** -0.004*** (-11.30) (-6.84) (-12.55) (-9.49) Lev 0.007*** 0.004*** 0.015*** 0.011*** (6.06) (3.48) (5.99) (4.39) Cash flows -0.010*** -0.011*** -0.025*** -0.027*** (-4.05) (-4.83) (-4.91) (-5.21) Capex 0.000 0.000 -0.000 0.000 (0.00) (0.04) (-0.01) (0.01) Bsize 0.000 0.000 0.000 0.000 (0.30) (0.45) (0.93) (1.03) Female -0.000 -0.000 0.000 0.001 (-0.87) (-0.63) (0.94) (1.15) Kiểm soát hiệu ứng I IL I IL Số quan sát 2,843 2,843 2,843 2,843 R2điều chỉnh 18.9% 24.6% 14.7% 16.2% Ghi chú: *, ** và *** thể hiện mức ý nghĩa tương ứng với 10%, 5%, và 1%. I-Industry: Hiệu ứng ngành; L-Listed: Hiệu ứng niêm yết.
Nguồn: tổng hợp của tác giả từ Stata
4.4. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Luận án nghiên cứu tác động của QTCT đến mức độ CNRR của các CTNY trên TTCK Việt Nam trong giai đoạn 2007 – 2017 với ba vấn đề nghiên cứu trọng tâm bao gồm: (i) Tác động tuyến tính của QTCT (bao gồm cơ cấu HĐQT, cấu trúc sở hữu và cơ
chếđãi ngộ) đến mức độ CNRR; (ii) Tác động phi tuyến tính của sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR; và (iii) Tác động của Thông tư 121/2012/TT-BTC đến mức độ CNRR. Các vấn đề nghiên cứu được triển khai thành 14 mô hình thực nghiệm và được kiểm
định bằng các phương pháp ước lượng phù hợp. Kết quảước lượng là cơ sởđể đưa ra các luận giải sau đây:
Thứ nhất, kết quả nghiên cứu cho thấy quy mô HĐQT có tác động làm giảm rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù của các CTNY Việt Nam. Kết quả này cung cấp bằng chứng ủng hộ cho quan điểm của lý thuyết ra quyết định cho rằng các công ty có HĐQT lớn hơn thường gặp khó khăn bởi các vấn đề giao tiếp và phối hợp dẫn đến quá trình ra quyết định mất nhiều thời gian và kém năng suất hơn. Bên cạnh đó, việc thuyết phục một nhóm lớn các thành viên HĐQT chấp nhận các dự án rủi ro cũng khó khăn hơn so với một nhóm nhỏ, cần có nhiều sự thỏa hiệp hơn đểđạt được sự đồng thuận. Vì thế các quyết định cuối cùng trong HĐQT lớn hơn ít cực đoan hơn, tức là không tốt hoặc không xấu. Điều này dẫn đến việc CNRR ít hơn và thu nhập của công ty cũng ít biến động hơn.
Mặc khác, quy mô HĐQT cũng thường tỷ lệ thuận với quy mô công ty. Các công ty có quy mô nhỏ (tương ứng với HĐQT nhỏ) thường theo đuổi các chiến lược rủi ro nhiều hơn nhằm đạt được mục tiêu tăng trưởng của công ty. Do đó, quy mô HĐQT nhỏ
có liên quan với mức độ CNRR cao hơn. Ngược lại, các công ty có quy mô lớn (tương
ứng HĐQT lớn) thường đã trải qua giai đoạn tăng trưởng nhanh và bước vào giai đoạn
ổn định, cùng với quy mô lớn nên có thểđa dạng hóa đầu tưđể cân bằng rủi ro. Do đó, các công ty có quy mô HĐQT lớn liên quan đến mức độ CNRR thấp hơn.
Điều này hoàn toàn phù hợp với thực trạng của các CTNY Việt Nam. Đa số các CTNY tại Việt Nam là công ty nhỏ và vừa, thể hiện qua số liệu trong mẫu nghiên cứu
đã cho thấy số lượng CTNY có số thành viên HĐQT 5-6 thành viên là vượt trội so với các quy mô còn lại. Ngoài ra, mức độ CNRR trung bình đo lường bởi rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù của nhóm công ty có HĐQT từ 3 đến 6 thành viên là cao hơn so với nhóm công ty có từ 7 đến 11 thành viên trong HĐQT.
Thứ hai, tác động của sựđộc lập của HĐQT đến mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam là mối quan hệ nghịch chiều. Bằng chứng này hỗ trợ cho quan điểm cho rằng khi cơ chếđãi ngộ của nhà quản lý được gắn liền với kết quả hoạt động của công ty sẽ thúc đẩy các nhà quản lý CNRR nhiều hơn. Các dự án rủi ro cao có thể mang về
thu nhập cao hơn cho công ty qua đó giúp nhà quản lý nhận được các đãi ngộ tương xứng. Sự hiện diện của thành viên độc lập, những người không tham gia điều hành công ty và không có các lợi ích từđãi ngộ nhà quản lý có thể giúp làm giảm mức độ
CNRR thông qua việc tư vấn và kiểm soát lựa chọn các chiến lược của công ty theo hướng ít rủi ro hơn. Hơn nữa, sự hiện diện của các thành viên HĐQT độc lập đại diện cho một nhân tố QTCT hiệu quả và mạnh mẽ làm cho các nhà quản lý có xu hướng thỏa thuận với các cổđông nhiều hơn, dẫn đến nhiều quyết định cân bằng không thực
sự tốt cũng không thực sự xấu. Những quyết định cân bằng đó gắn với mức độ biến
động thấp hơn của thu nhập công ty. Trong bối cảnh như vậy, sựđộc lập của HĐQT gắn với mức độ CNRR của công ty ít hơn.
Số liệu trong mẫu nghiên cứu cho thấy tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT trung bình chỉ chiếm 13,77%, thấp hơn nhiều so với mức 1/3 (tương đương 33,33%). Điều này cho thấy số lượng thành viên HĐQT độc lập trong các CTNY còn thấp. Ngay cả
sau thời điểm Thông tư 121/2012/TT-BTC có hiệu lực từ cuối năm 2012 thì số công ty chưa đủ tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT ở mức tối thiểu 1/3 vẫn còn khá lớn. Số liệu trong thống kê cũng cho thấy rằng nhóm các CTNY Việt Nam có tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT chiếm tỷ lệ ít nhất 1/3 có mức độ CNRR bao gồm cả rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù thấp hơn so với nhóm công ty có tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT thấp hơn 1/3. Tuy nhiên sự chênh lệch mức CNRR giữa hai nhóm là không đáng kể.
Thứ ba, sự kiêm nhiệm các chức vụ trong ban giám đốc của thành viên HĐQT có tác động tích cực đến mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam. Kết quả này ủng hộ
cho quan điểm của lý thuyết nhà quản lý cho rằng người quản lý cần có nhiều quyền lực hơn để thực hiện tốt hơn các nhiệm vụđược giao. Qua đó có thể nâng cao hiệu quả hoạt
động và làm tăng giá trị cho công ty. Mặc dù vậy điều này tiềm ẩn rủi ro cao hơn cho công ty. Khi quyền lực quá lớn được trao cho các nhà quản lý đồng thời thành viên