CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN
4.3. Kết quả phân tích hồi quy
4.3.2. Kiểm định các khuyết tật của mơ hình
4.3.2.1. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Người viết sử dụng nhân tố phóng đại phương sai VIF để xác định hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả thể hiện ở bảng 4.14 bên dưới:
Bảng 4.14. Giá trị VIF của mơ hình
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)
Giá trị VIF của một biến càng lớn thì biến đó càng cộng tuyến cao với các biến cịn lại trong mơ hình. Ngưỡng giá trị được xem là xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến khi biến độc lập có VIF lớn hơn hoặc bằng 10 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Kết quả từ bảng 4.14 cho thấy tất cả các giá trị VIF của toàn bộ biến độc lập và biến kiểm soát đều nhỏ hơn 2.1 và dao động quanh mức 1.29, nhỏ hơn rất nhiều so với 10. Kết hợp với số liệu ma trận tương quan ở bảng 4.8, một lần nữa khẳng định mơ hình nghiên cứu khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Mean VIF 1.29 TV_DOC_LAP 1.03 0.969374 HOP 1.04 0.964587 KIEM_NHIEM 1.06 0.947061 TV_NU 1.10 0.909410 CHUYEN_MON 1.13 0.885883 CFO 1.24 0.803220 QM_HDQT 1.30 0.770815 TV_NUOC_NG~I 1.31 0.761184 ROA 1.33 0.751186 DON_BAY_TC 1.46 0.687240 BIG4 1.47 0.682553 QM_CONG_TY 2.08 0.481469 Variable VIF 1/VIF
0 1 2 3 4 5 D e n si ty -.5 0 .5 1 1.5 Residuals
4.3.2.2. Kiểm định phân phối của phần dư
Biểu đồ 4.1. Biểu đồ phân phối của phần dư
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)
Hình dạng của biểu đồ 4.1 cho ta thấy phần dư trong mơ hình nghiên cứu có phân phối chuẩn.
4.3.2.3. Kiểm định phương sai của sai số
Người viết sử dụng kiểm định Modified Wald để kiểm định phương sai của sai số. Bằng kiểm định này, có thể phát hiện được hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình. Ta có giả thuyết:
H0: Phương sai của sai số không đổi H1: Phương sai của sai số thay đổi
Bảng 4.15. Kết quả kiểm định Modified Wald
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (196) = 2.5e+07
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Bảng 4.15 cho thấy kết quả kiểm định phương sai của sai số với: Chi2 (196) = 2.5e+07
Prob > chi2 = 0.0000 (< 0.05)
Bác bỏ giả thuyết H0. Như vậy mơ hình xảy ra hiện tượng phương sai của sai số thay đổi.
4.3.2.4. Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Nhằm phát hiện hiện tượng tự tương quan có xảy ra trong mơ hình hay khơng, người viết sử dụng kiểm định Breusch – Godfrey với giả thuyết như sau:
H0: Mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan H1: Mơ hình xảy ra hiện tượng tự tương quan
Bảng 4.16. Kết quả kiểm định Breusch – Godfrey
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)
Bảng 4.16 cho thấy kết quả kiểm định về hiện tượng tự tương quan với: F (1, 195) = 3.236
Prob > F = 0.0736 (> 0.05)
Chấp nhận giả thuyết H0. Như vậy mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.17. Kết quả kiểm định các khuyết tật của mơ hình
Kiểm định Phương pháp kiểm định
Kết quả
kiểm định Kết luận
Đa cộng tuyến Hệ số phóng đại
phương sai VIF VIF = 1.29
Không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập Prob > F = 0.0736 F( 1, 195) = 3.236 H0: no first-order autocorrelation
Kiểm định Phương pháp kiểm định
Kết quả
kiểm định Kết luận
Phân phối của phần dư Phương pháp đồ thị Phần dư có phân phối chuẩn Phần dư có phân phối chuẩn
Phương sai của
sai số Modified Wald
Chi2 (196) = 2.5e+07 Prob > chi2 =
0.0000
Phương sai của sai số thay đổi
Tự tương quan Breusch – Godfrey F (1, 195) = 3.236 Prob > F = 0.0736
Mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan
(Nguồn: Người viết thống kê từ kết quả kiểm định)
Như vậy, thông qua phần tổng kết ở bảng 4.17, có thể thấy rằng trong 4 trường hợp kiểm định khuyết tật của mơ hình, chỉ có 1 khuyết tật xảy ra đó là phương sai của sai số thay đổi. 3 khuyết tật còn lại gồm: hiện tượng đa cộng tuyến, phân phối chuẩn của phần dư và hiện tượng tự tương quan khơng xảy ra trong mơ hình nghiên cứu của luận văn.
Để khắc phục khuyết tật nói trên, như người viết đã trình bày ở chương III, người viết sẽ tiến hành thực hiện hồi quy bằng ước lượng bình phương bé nhất tổng quát khả thi FGLS.
4.3.3. Kết quả hồi quy mơ hình FGLS
Bảng 4.18. Kết quả hồi quy mơ hình FGLS
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)
Kết quả từ bảng 4.18 cho thấy trong 7 biến độc lập và 5 biến kiểm sốt đưa vào mơ hình, có 9 biến tác động đến hành vi QTLN: 5 biến có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 3 biến có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và 1 biến có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Tính độc lập của HĐQT, số lượng cuộc họp của HĐQT, sự hiện diện của thành viên nước ngồi trong HĐQT, quy mơ cơng ty và ROA tác động cùng chiều đến hành vi QTLN với mức độ tác động mạnh nhất đến từ ROA, tiếp đến là quy mô cơng ty, tính độc lập của HĐQT, sự hiện diện của thành viên nước ngoài trong HĐQT và cuối cùng là số lượng cuộc họp của HĐQT.
_cons -.2064437 .0290923 -7.10 0.000 -.2634636 -.1494238 CFO -1.74e-08 1.92e-09 -9.04 0.000 -2.12e-08 -1.36e-08 ROA .4625564 .0282175 16.39 0.000 .4072511 .5178616 DON_BAY_TC -.02256 .0128735 -1.75 0.080 -.0477917 .0026717 QM_CONG_TY .0355531 .0050096 7.10 0.000 .0257345 .0453718 BIG4 -.0102706 .0051661 -1.99 0.047 -.020396 -.0001453 TV_NUOC_NGOAI .0129112 .0062262 2.07 0.038 .000708 .0251144 HOP .0013116 .0002724 4.81 0.000 .0007777 .0018455 CHUYEN_MON -.0181559 .0083746 -2.17 0.030 -.0345699 -.001742 TV_NU -.0086525 .0150326 -0.58 0.565 -.0381158 .0208108 TV_DOC_LAP .030347 .0115602 2.63 0.009 .0076895 .0530046 KIEM_NHIEM .0044403 .0051086 0.87 0.385 -.0055724 .0144531 QM_HDQT .0004261 .0017139 0.25 0.804 -.0029331 .0037852 DA Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(12) = 504.11 Estimated coefficients = 13 Time periods = 4 Estimated autocorrelations = 0 Number of groups = 196 Estimated covariances = 196 Number of obs = 784 Correlation: no autocorrelation
Panels: heteroskedastic
Coefficients: generalized least squares Cross-sectional time-series FGLS regression
Trong khi đó, mức độ chun mơn tài chính của các thành viên trong HĐQT, loại cơng ty kiểm tốn, địn bẩy tài chính và dịng tiền từ hoạt động kinh doanh tác động ngược chiều đến hành vi QTLN với mức độ tác động mạnh nhất đến từ địn bẩy tài chính, tiếp đến là mức độ chun mơn tài chính của các thành viên trong HĐQT, loại công ty kiểm tốn và cuối cùng là dịng tiền từ hoạt động kinh doanh. Các biến cịn lại gồm quy mơ HĐQT, sự kiêmnhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ và thành viên nữ trong HĐQT không ảnh hưởng đến hành vi QTLN trong nghiên cứu này.
Vậy mơ hình hồi quy về sự tác động của đặc điểm HĐQT đến hành vi QTLN của các CTNY trên HOSE, giai đoạn 2015 – 2018 được xác định như sau:
DA = -0.2064437 + 0.030347*TV_DOC_LAP - 0.0181559*CHUYEN_MON + 0.0013116*HOP + 0.0129112*TV_NUOC_NGOAI - 0.0102706*BIG4 + 0.0355531*QM_CONG_TY - 0.02256*DON_BAY_TC + 0.4625564*ROA
- 0.0000000174*CFO
Ý nghĩa của các hệ số hồi quy trong phương trình hồi quy:
Hệ số β3 = 0.030347 > 0 thể hiện mối quan hệ đồng biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng: Khi tính độc lập của HĐQT tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ QTLN sẽ tăng lên (giảm xuống) 0.030347 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β5 = -0.0181559 < 0 thể hiện mối quan hệ nghịch biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng: Khi mức độ chun mơn tài chính của HĐQT tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ QTLN sẽ giảm xuống (hoặc tăng lên) 0.0181559 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β6 = 0.0013116 > 0 thể hiện mối quan hệ đồng biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đoán rằng: Khi số lần họp của HĐQT tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ QTLN sẽ tăng lên (giảm xuống) 0.0013116 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β7 = 0.0129112 > 0 thể hiện mối quan hệ đồng biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng: Khi HĐQT có (khơng có) sự hiện diện
của thành viên nước ngồi thì mức độ QTLN sẽ tăng lên (giảm xuống) 0.0129112 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β8 = -0.0102706 < 0 thể hiện mối quan hệ nghịch biến giữa biến kiểm soát và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng: Khi cơng ty được (khơng được) kiểm tốn bởi Big4 thì mức độ QTLN sẽ giảm xuống (hoặc tăng lên) 0.0102706 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β9 = 0.0355531 > 0 thể hiện mối quan hệ đồng biến giữa biến kiểm soát và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng: Khi quy mơ cơng ty tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ QTLN sẽ tăng lên (giảm xuống) 0.0355531 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β10 = -0.02256 < 0 thể hiện mối quan hệ nghịch biến giữa biến kiểm soát và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng: Khi địn bẩy tài chính tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ QTLN sẽ giảm xuống (hoặc tăng lên) 0.02256 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β11 = 0.4625564 > 0 thể hiện mối quan hệ đồng biến giữa biến kiểm soát và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đoán rằng: Khi ROA tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ QTLN sẽ tăng lên (giảm xuống) 0.4625564 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β12 = -0.0000000174 < 0 thể hiện mối quan hệ nghịch biến giữa biến kiểm soát và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đoán rằng: Khi dòng tiền từ hoạt động kinh doanh tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ QTLN sẽ giảm xuống (hoặc tăng lên) 0.0000000174 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Bảng 4.19. Tổng hợp kết quả nghiên cứu Giả Giả thuyết Nội dung giả thuyết Kỳ vọng Kết quả kiểm định
H1 Cơng ty có quy mơ HĐQT càng lớn thì mức độ
QTLN càng thấp - 0
H2 Cơng ty có sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT
Giả thuyết Nội dung giả thuyết Kỳ vọng Kết quả kiểm định
cơng ty khơng có sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ
H3 Cơng ty có tính độc lập của HĐQT càng cao thì
mức độ QTLN càng thấp - +
H4 Công ty có tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT càng
lớn thì mức độ QTLN càng thấp - 0
H5 Cơng ty có mức độ chun mơn tài chính của
HĐQT càng cao thì mức độ QTLN càng thấp - - H6 Cơng ty có số lần họp của HĐQT càng nhiều thì
mức độ QTLN càng thấp - +
H7
Cơng ty có sự hiện diện của thành viên nước ngồi trong HĐQT thì mức độ QTLN thấp hơn so với các cơng ty khơng có sự hiện diện của thành viên nước ngoài trong HĐQT
- +
H8
Cơng ty được kiểm tốn bởi Big4 thì mức độ QLTN thấp hơn so với các công ty không được kiểm toán bởi Big4
- -
H9 Cơng ty có quy mơ càng lớn thì mức độ QTLN
càng cao + +
H10 Cơng ty có địn bẩy tài chính càng lớn thì mức độ
QTLN càng cao + -
H11 Cơng ty có tỷ suất sinh lời trên tài sản càng lớn
thì mức độ QLTN càng cao + +
H12 Cơng ty có dịng tiền từ hoạt động kinh doanh
càng lớn thì mức độ QLTN càng thấp - -
Ghi chú:
(+) : tác động cùng chiều (-) : tác động ngược chiều (0) : không tác động
4.4. Bàn luận kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu cho thấy những nhân tố thuộc đặc điểm HĐQT có tác động đến hành vi QTLN gồm: tính độc lập của HĐQT, số lượng cuộc họp của HĐQT, sự hiện diện của thành viên nước ngoài trong HĐQT, mức độ chuyên mơn tài chính của các thành viên trong HĐQT. Trong đó tính độc lập của HĐQT, số lượng cuộc họp của HĐQT và sự hiện diện của thành viên nước ngoài trong HĐQT tác động cùng chiều đến hành vi QTLN cịn mức độ chun mơn tài chính của các thành viên trong HĐQT lại tác động ngược chiều đến hành vi QTLN.
4.4.1. Quy mô hội đồng quản trị
Dựa trên cơ sở nền tảng của lý thuyết ủy nhiệm và lý thuyết phụ thuộc nguồn lực, người viết đưa ra giả thuyết về sự tác động ngược chiều của quy mô HĐQT đến hành vi QTLN. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu lại cho thấy giữa quy mô HĐQT và hành vi QTLN không tồn tại mối quan hệ với hệ số β1 = 0.0004261, p-value = 0.804 > 0.05. Điều này có nghĩa là số lượng thành viên trong HĐQT nhiều hay ít cũng khơng ảnh hưởng đến việc QTLN. Kết quả này tương tự kết quả nghiên cứu của Saleh và cộng sự (2005), Jaggi và cộng sự (2009), Gulzar (2011), Nugroho và Eko (2012), Moradi và cộng sự (2012), Metawee (2013), Nguyễn Thị Phương Hồng (2016), Dang và cộng sự (2017), Sajjad (2017), Ngơ Hồng Điệp (2018), Al Azeez và cộng sự (2019),… nhưng lại khác với kết quả nghiên cứu của Kao và Chen (2004), Haniffa và cộng sự (2006), Liu (2012), González và García-Meca (2014), Kankanamage (2015), Bùi Văn Dương và Ngơ Hồng Điệp (2017),… đưa ra kết luận về việc doanh nghiệp có quy mơ HĐQT càng lớn thì đồng thời mức độ QTLN cũng sẽ càng cao. Nghiên cứu của nhóm tác giả gồm Chtourou và cộng sự (2001), Peasnell và cộng sự (2005), Ebrahim (2007), Houqe và cộng sự (2011), Abed và cộng sự (2012), Soliman và Ragab (2013), Hsu và Wen (2015), Bala và Kumai (2015), Daghsni và cộng sự
(2016), Thinh và Tan (2019), Hamid và Bello (2019), Hooghiemstra và cộng sự (2019),… lại chỉ ra những ảnh hưởng ngược chiều của nhân tố quy mô HĐQT đến hành vi QTLN của doanh nghiệp. Quy mô HĐQT không ảnh hưởng đến hành vi QTLN có thể xuất phát từ việc mỗi thành viên trong HĐQT chưa phát huy được hết trách nhiệm của mình trong việc kiểm sốt hoạt động của Ban Giám đốc, dẫn đến HĐQT dù có ít hay nhiều thành viên cũng khơng thể kiểm sốt được hành vi QTLN.
4.4.2. Sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch hội đồng quản trị và Tổng Giám đốc
Sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ được kỳ vọng sẽ ảnh hưởng cùng chiều đến mức độ QTLN. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu với hệ số β2 = 0.0044403 và p-value = 0.385 > 0.05 đã cho thấy sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ không tác động đến việc QTLN. Kết quả này giống với kết quả nghiên cứu của Chtourou và cộng sự (2001), Kao và Chen (2004), Peasnell và cộng sự (2005), Ebrahim (2007), Jaggi và cộng sự (2009), Abed và cộng sự (2012), Moradi và cộng sự (2012), Metawee (2013), Fathi (2013), González và García-Meca (2014), Hsu và Wen (2015), Bùi Văn Dương và Ngơ Hồng Điệp (2017), Nguyễn Hà Linh (2017), Ngơ Hồng Điệp (2018), Hooghiemstra và cộng sự (2019),… nhưng lại khác với kết quả nghiên cứu của Saleh và cộng sự (2005), Gulzar (2011), Nugroho và Eko (2012), Soliman và Ragab (2013), Daghsni và cộng sự (2016), Nguyễn Thị Phương Hồng (2016), Dang và cộng sự (2017), Sajjad (2017), Hamid và Bello (2019), Al Azeez và cộng sự (2019),… đưa ra bằng chứng về sự tác động cùng chiều của việc kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ đến hành vi QTLN. Với kết quả nghiên cứu này, có thể thấy rằng, tại các CTNY trên HOSE trong giai đoạn 2015 – 2018, việc kiêm nhiệm giữa chức danh Chủ tịch HĐQT và TGĐ không tác động đến mức độ QTLN. Điều này có thể được lý giải do sự kiểm sốt nội bộ chặt chẽ trong quy định về trách nhiệm, quyền hạn của hai vị trí nêu trên hoặc giữa hai vị trí này có tính thống nhất cao nên dù có tách biệt hay khơng vẫn khơng có sự khác nhau.
4.4.3. Tính độc lập của hội đồng quản trị
Với hệ số β3 = 0.030347 và p-value = 0.009 < 0.01, kết quả này cho thấy sự ảnh hưởng cùng chiều của tính độc lập của HĐQT đến hành vi QTLN và trái với kỳ
vọng ban đầu của người viết khi đề ra giả thuyết tính độc lập của HĐQT sẽ tác động ngược chiều đến hành vi QTLN. Tuy vậy, kết quả nghiên cứu của luận văn phù hợp với kết quả nghiên cứu của một số tác giả như Liu (2012), Bala và Kumai (2015), Al- Rassas và Kamardin (2015),… Kao và Chen (2004), Peasnell và cộng sự (2005) cho thấy tác động ngược chiều của tính độc lập của HĐQT đến hành vi QTLN, Ebrahim (2007), Jaggi và cộng sự (2009), Metawee (2013), Hsu và Wen (2015), Nguyễn Thị Phương Hồng (2016), Sajjad (2017), Al Azeez và cộng sự (2019),… cũng đồng ý với kết quả này. Một số phân tích từ kết quả thực nghiệm chứng minh rằng khơng tồn tại mối liên hệ giữa tính độc lập của HĐQT và QTLN hoặc sự ảnh hưởng của nhân tố này đến QTLN là khơng đáng kể. Tiêu biểu có nghiên cứu của Chtourou và cộng sự (2001), Saleh và cộng sự (2005), Haniffa và cộng sự (2006), Gulzar (2011), Houqe và cộng sự (2011), Abed và cộng sự (2012), Nugroho và Eko (2012), Soliman và Ragab (2013), Fathi (2013), González và García-Meca (2014), Daghsni và cộng sự (2016), Bùi Văn Dương và Ngơ Hồng Điệp (2017), Nguyễn Hà Linh (2017), Ngơ Hồng Điệp (2018), Thinh và Tan (2019),… Như vậy, có thể thấy rằng, trong phạm vi nghiên cứu của luận văn này, khi HĐQT của cơng ty có số lượng thành viên độc