value = 0.169) đối với cơng ty cổ phần khơng có sự kiểm sốt. Điều này cho rằng khi độ phân tán của cấu trúc sở hữu càng lớn thì sẽ làm giảm Asset turnover ngụ ý chi phí đại diện càng tăng ( Mike Burkart, Denis gromb, Fausto Panunzi, 1997).
Bảng 4.14 Kết quả hồi quy với ROA là biến phụ thuộc, biến kiểm sốt DIF Có kiểm sốt của một tổ chức hoặc Có kiểm sốt của một tổ chức hoặc
gia đình Khơng có kiểm sốt của một tổ chức hoặc gia đình
Unstandard ized Coefficient s t Sig. Unstandardized Coefficients t Sig. (Constant) .073 4.531 .000 (Constant) .077 5.654 .000 VGHDQ T .055 2.343 .022 VGHDQT .032 1.359 .176 VGBDH -.077 -2.299 .024 VGBDH -.047 -1.239 .217 TM .321 5.023 .000 TM .289 4.958 .000 NNH -.116 -2.734 .008 NNH -.113 -4.102 .000 NDH -.126 -2.921 .005 NDH -.108 -2.516 .013 DIF .000 .069 .945 DIF .000 .129 .898 R Square .550 R Square .361
Adjusted R Square .513 Adjusted R Square .336
Std. Error of the Estimate 0.048150494338 Std. Error of the Estimate 0.05183929692 F 14.866 F 14.507 Sig. .000 Sig. .000
Khi đưa tất cả các biến giải thích bao gồm: VGHDQT, VGBDH, CON, REP, TM, NNH, NDH, SIZE, AGE, DIF vào mơ hình hồi quy với ROA là biến phụ thuộc bằng phương pháp Enter, tác giả nhận thấy biến CON, REP, SIZE, AGE khơng có ý nghĩa thống kê, hệ số p-value >0.05 (7). Tác giả loại bỏ bốn biến trên và chạy lại hồi quy, kết quả thể hiện ở bảng 4.14 với R2 điều chỉnh tăng lên và R2 là 0.550 và 0.361. Mơ hình giải thích được từ 36.1% đến 55% quan hệ giữa các biến.
Tuy nhiên kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là ROA thể hiện các kết quả không có ý nghĩa thống kê. Khơng kết luận được sự ảnh hưởng của độ phân tán cấu trúc sở hữu tác động đến chi phí đại diện dựa vào biến ROA.
Tóm lại, bài nghiên cứu này sử dụng mơ hình ước tính cấu trúc sở hữu tập trung có sự kiểm sốt của một tổ chức hoặc gia đình tác động đến chi phí đại diện của các cơng ty niêm yết tại Sở giao dịch chứng khốn TP.HCM theo mơ hình tương tự của ang Sridhar Gogineni, Scott C.Linn, Pradeep K.Yadav, 2009 với phương pháp bình phương tối thiểu đối với dữ liệu bảng để xử lý dữ liệu. Kết quả nghiên cứu cho thấy cấu trúc sở hữu có tác động đến chi phí đại diện.
Phân tích phi biến cho rằng nhóm cơng ty với cấu trúc sở hữu có kiểm sốt của tổ chức gia đình hoạt động hiệu quả hơn các cơng ty khơng có kiểm sốt, tuy nhiên sự chênh lệch là không quá lớn, chứng tỏ chi phí đại diện là có chênh lệch nhưng khơng q lớn giữa hai nhóm cơng ty này. Vậy cấu trúc sở hữu có tác động đến chi phí đại diện
Từ kết quả thực nghiệm của mơ hình nghiên cứu, các yếu tố như mức độ tập trung quản lý của hội đồng quản trị(CON) có tương quan dương với Asset turnover nghĩa là khi tỷ lệ các thành viên hội đồng quản trị tham gia điều hành công ty càng lớn sẽ làm tăng hiệu quả sử dụng tài sản làm giảm chi phí đại diện; Vốn góp của
(7)
hội đồng quản trị (VGHDQT) có tương quan dương với ROA, nghĩa là khi vốn góp của hội đồng quản trị tăng lên sẽ làm cho ROA tăng lên. Vốn góp của ban điều hành (VGBDH) có tương quan âm với ROA nghĩa là khi vốn góp của ban điều hành tăng lên ROA sẽ giảm đi. Tuy nhiên mức độ biến đổi không quá lớn.
Các hệ số nợ ngắn hạn (NNH), nợ dài hạn (NDH) có tương quan âm với Asset turnover và ROA nghĩa là khi nợ tăng lên sẽ làm giảm hiệu quả sử dụng tài sản và suất sinh lợi trên tài sản, ngụ ý làm tăng chi phí đại diện . Điều này trái với kết luận của Rebel A. Cole and James Wuh Lin* 1999, Hongxia Li and Liming Cui 2003, James S.Ang, Sridhar Gogineni, Scott C. Linn, Pradeep K. Yadav 2009.
Tỷ lệ tiền mặt (TM) có tương quan dương với ROA, khi tiền mặt tăng lên sẽ làm tăng suất sinh lợi trên tài sản. Quy mô công ty (SIZE) cũng tác động làm tăng Asset turnover của công ty, khi quy mơ cơng ty tăng lên thì hiệu quả sử dụng tài sản tăng lên. Vậy khi tăng lượng tiền mặt hay quy mô công ty sẽ làm giảm chi phí đại diện cho doanh nghiệp. Vốn góp cổ đơng lớn (VGCDL), mức độ đại diện (REP) và độ tuổi cơng ty (AGE) khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Chênh lệch vốn góp giữa cổ đơng lớn và cổ đơng lớn (DIF) có tương quan âm với Asset turnover nghĩa là khi sự phân tán cấu trúc sở hữu càng lớn sẽ làm giảm hiệu quả sử dụng tài sản tức là làm tăng chi phí đại diện.
Tóm lại, với cấu trúc sở hữu có kiểm sốt của một tổ chức hoặc gia đình có hiệu quả sử dụng tài sản và suất sinh lợi trên tài sản cao hơn cấu trúc sở hữu khơng có kiểm sốt của một tổ chức hoặc gia đình( thể hiện qua biến CON, VGHDQT, TM, SIZE). Chứng tỏ cơng ty có kiểm sốt của một tổ chức hoặc gia đình có chi phí đại diện thấp hơn cơng ty khơng có sự kiểm sốt của một tổ chức hoặc gia đình với các kết luận có ý nghĩa thống kê.
Nghiên cứu thực nghiệm của tác giả đã chỉ ra rằng cấu trúc sở hữu của cơng ty cổ phần có tác động đến chi phí đại diện. Điều này có ý nghĩa khơng chỉ riêng với mẫu quan sát là các cơng ty niêm yết tại Sở giao dịch Chứng khốn TP.HCM mà cịn có
ý nghĩa đối với tất cả các công ty cổ phần Việt Nam. Các yếu tố về cấu trúc sở hữu như vốn góp của hội đồng quản trị, số thành viên hội đồng quản trị tham gia vào ban điều hành sẽ tác động mạnh vào hiệu quả hoạt động của công ty, tác động đến chi phí đại diện trong cơng ty cổ phần Việt Nam. Nghiên cứu này góp phần giúp các nhà quản trị doanh nghiệp định hướng mục tiêu tối ưu hố cấu trúc sở hữu trong tổng hồ các mục tiêu khác của doanh nghiệp để hạn chế đến thấp nhất chi phí đại diện, đem lại hiệu quả hoạt động tốt nhất cho công ty.
CHƢƠNG 5 – KẾT LUẬN 5.1. Kết luận về kết quả nghiên cứu
Hầu như các nghiên cứu trên thế giới đều khẳng định cấu trúc sở hữu của công ty có tác động đến chi phí đại diện, các doanh nghiệp với mục tiêu giảm chi phí đại diện đến mức tối thiểu có thể chấp nhận được sẽ điều chỉnh cấu trúc sở hữu phù hợp. Bên cạnh đó, các nghiên cứu gần đây cùng kết quả phân tích cho thấy các yếu tố về sở hữu và quản lý có tác động đến hiệu quả hoạt động của công ty.
Các doanh nghiệp Việt Nam với kinh nghiệm hoạt động và quản lý còn non trẻ so với nhiều doanh nghiệp trên thế giới nên hoạt động chưa thực sự hiệu quả, mức độ minh bạch thơng tin cịn kém nên việc cơng bố báo cáo tài chính khơng đúng sự thật của một số cơng ty cũng ảnh hưởng ít nhiều đến dữ liệu trong quan sát. Mặc dù tác giả đã loại trừ các cơng ty báo cáo tài chính sai và khơng phù hợp nhưng có thể vẫn cịn trường hợp chưa bị phát hiện.
Sau phân tích phi biến tác giả khẳng định có sự ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu đến chi phí đại diện tác giả tiến hành kiểm định bằng phân tích hồi quy. Bằng việc ước lượng theo phương pháp bình phương tối thiểu đối với dữ liệu bảng, tác giả đã thu được kết quả về sự tồn tại của chi phí đại diện là khác nhau giữa hai nhóm cơng ty có và khơng có sự kiểm sốt của một tổ chức hoặc gia đình và các yếu tố về cấu trúc sở hữu ảnh hưởng đến chi phí đại diện.
Cơng ty có kiểm sốt của một tổ chức hoặc gia đình có chi phí đại diện thấp hơn công ty khơng có kiểm sốt. Trong đó, mức độ tập trung quản lý của hội đồng quản trị có tác động mạnh làm giảm đến chi phí đại diện. Các yếu tố vốn góp của hội đồng quản trị, tiền mặt, quy mơ cơng ty cũng làm giảm chi phí đại diện tuy nhiên mức độ tác động không quá lớn. Độ phân tán sở hữu của cơng ty càng lớn, chi phí đại diện càng tăng nhưng mức độ tăng là rất nhẹ. Riêng các yếu tố vốn góp của ban điều hành, nợ ngắn hạn, nợ dài hạn tác động làm tăng chi phí đại diện ở mức độ nhẹ. Điển hình như sau:
- Tỷ lệ nợ ngắn hạn (NNH), nợ dài hạn (NDH) có tác động cùng chiều với Asset turnover và ROA, tức là tỷ lệ nợ tăng làm tăng chi phí đại diện, điều này ngược lại với các lý thuyết trên thế giới. Tuy nhiên có thể giải thích tại thị trường Việt Nam các doanh nghiệp thường sử dụng nợ dài hạn để sử dụng cho các mục đích ngắn hạn, khơng tn thủ theo cấu trúc vốn mục tiêu làm, sử dụng tiền vay không đúng bản chất dẫn đến các mất mát phát sinh, tốn các chi phí để giám sát các khoản vay vì vậy làm gia tăng chi phí đại diện trong các doanh nghiệp Việt Nam.
- Vốn góp của ban điều hành(VGBDH) có tác động cùng chiều với chi phí đại diện, tức là khi vốn góp ban điều tăng làm cho chi phí đại diện tăng. Điều này có thể giải thích tại thị trường Việt Nam, hầu hết các thành viên hội đồng quản trị đều tham gia điều hành cơng ty, đặc biệt là nhóm cơng ty có kiểm sốt của một tổ chức hoặc gia đình, họ luôn tham gia điều hành cơng ty của mình, do vậy, sự gia tăng vốn cổ phần của họ trong hội đồng quản trị đồng nghĩa với sự gia tăng vốn cổ phần trong ban điều hành. Vì vậy, sự gia tăng vốn cổ phần trong ban điều hành không tác động mạnh đến hiệu quả hoạt động của công ty.
- Hầu hết các nghiên cứu về cấu trúc sở hữu tác động đến chi phí đại điện của nhiều tác giả trên thế giới thì vốn góp của cổ đơng lớn (VGCDL) có tác động đến chi phí đại diện, tuy nhiên tác giả khơng tìm được bằng chứng có ý nghĩa thống kê tại thị trường Việt Nam.
- Mức độ đại diện (REP) và độ tuổi (AGE) khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình.
- Chênh lệch vốn góp của cổ đơng lớn và cổ đơng nhỏ (DIF) khơng có ý nghĩa thống kê khi hồi quy với ROA là biến phụ thuộc.
5.2. Hạn chế của đề tài
Đề tài nghiên cứu trên tổng thể gồm 241 công ty ở tất cả các ngành nghề hoạt động, loại trừ các công ty ngành ngân hàng, chứng khoán, bảo hiểm thời gian nghiên cứu từ năm 2007 – 2012. So với các nghiên cứu trước đây của các tác giả trên thế giới,
số năm nghiên cứu cũng như số lượng mẫu quan sát chưa nhiều. Số lượng công ty niêm yết mới ở Việt Nam còn nhiều, kinh nghiệm hoạt động và quản lý còn non trẻ nên kết quả kinh doanh chưa thực sự ổn định.
Tình hình kinh tế vĩ mô trong giai đoạn 2007 – 2012 có nhiều biến động, sự suy thoái kinh tế diễn ra mạnh mẽ, ít nhiều tác động đến kết quả kinh doanh của các doanh nghiệp, đặc biệt là các công ty niêm yết dưới sự tác động mạnh mẽ của thị trường chứng khốn thời gian qua.
Chưa có nghiều nghiên cứu tại Việt Nam về cấu trúc sở hữu tác động đến chi phí đại diện nên chưa có nhiều cơ sở để so sánh kết quả nghiên cứu.
Đề tài này chỉ dừng ở mức độ nghiên cứu khoa học. Mỗi cơng ty có một cấu trúc sở hữu và quản lý khác nhau tương ứng với kết quả kinh doanh của mỗi công ty. Vì vậy, tác giả chỉ dừng lại ở kiểm định chi phí đại diện thơng qua hiệu quả sử dụng tài sản và suất sinh lợi trên tài sản. Tuy nhiên, cách đo lường dựa trên hai biến này là tương đối đơn giản vì hiệu quả sử dụng tài sản và suất sinh lợi trên tài sản còn là biến thể hiện kết quả hoạt động của công ty và chịu tác động bởi nhiều yếu tố khác. Cần có một cách đo lường chi phí đại diện phù hợp hơn cho thị trường Việt Nam chẳng hạn đo lường qua biến dòng tiền tự do (Free Cash Flow).
5.3. Những gợi ý và hƣớng nghiên cứu tiếp theo
Trong quá trình thực hiện đề tài, tác giả nhận thấy vẫn còn vấn đề còn bỏ ngõ và chưa được nghiên cứu một cách toàn diện, chi tiết:
- Đo lường chi phí đại diện thơng qua thu nhập của nhà quản lý với hy vọng thu nhập của nhà quản lý càng cao chi phí đại diện càng giảm. Sự khuyến khích sẽ tạo động lực cho nhà quản lý gia tăng giá trị công ty.
- Đo lường chi phí đại diện khi chủ tịch hội đồng quản trị đồng thời là tổng giám đốc hoặc giám đốc công ty.
- Theo nghiên cứu của Sridhar Gogineni, Scott C. Linn, Pradeep K. Yadav 2009 vốn góp của nhóm cổ đơng lớn thứ hai càng lớn sẽ làm giảm chi phí đại diện của công ty. Tuy nhiên tác giả không thu thập được dữ liệu để kiểm định mối quan hệ này.
TÀI LIỆU THAM KHẢO TIẾNG VIỆT
1. Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), Phân tích dữ liệu nghiên
cứu với SPSS, Nhà xuất bản Hồng Đức.
2. Trần Ngọc Thơ (2005), Tài chính doanh nghiệp hiện đại, Nhà xuất bản Thống Kê.
TIẾNG ANH
3. Anderson, R.C., and Reeb, D.M., 2003. Founding-family ownership and firm performance: evidence from S&P 500. The Journal of Finance, June 2003.
4. Enya He and David W. Sommer, 2006. Separation of Ownership and Control: Implications for Board Composition.
5. Fama và Jensen, 1983. Agency problems and residual claim. Chicago Journals.
6. Hongxia Li and Liming Cui, 2003. Empirical study of capital structure on Agency cost in Chinese Listed Firms. Nature and Science.
7. Jensen M.C và W.H Mecking, 1976. Theory of the firm: managerial behavior,
Agency cost and Ownership Structure.
8. James S.Ang, Rebel A. Cole and James Wuh Lin*, 1999. Agency Costs and Ownership Structue.
9. Mike Burkart, Denis gromb, Fausto Panunzi, 1997. Large Shareholders, Monitoring, And The Value Of The Firm. Quarterly Journal Of Economics.
10. Mihnea Moldoveanu và Roger Martin, 2001. Agency Theory and the Design of
Efficient Governance Mechanisms.
11. Shleifer and Vishny, 1997. A survey corporate governance. Journal of
Financial Economics.
12. Sridhar Gogineni, Scott C. Linn, Pradeep K. Yadav, 2009. Empirical Evidence
on Ownership Structure, Management Control and Agency Costs.
CÁC TRANG WEB
13. http://finance.vietstock.vn/1/2/AAM/tai-tai-lieu.htm
14. http://s.cafef.vn/hose/AAM-cong-ty-co-phan-thuy-san-mekong.chn
PHỤ LỤC Phụ lục 1
Phụ lục 2: Hệ số tương quan giữa các biến.
Correlations
ASSET TURNOV
ER ROA VGHDQT VGBDH VGCDL CON REP TM NNH NDH SIZE AGE
ASSE T TURN OVER Pearson Correlation 1 .135* -.019 -.015 .043 .075 .005 .283** .348** -.295** .464** .021 Sig. (2-tailed) .036 .767 .811 .502 .245 .938 .000 .000 .000 .000 .745 N 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241 ROA Pearson Correlation .135* 1 .079 -.171** .154* .049 -.112 .567** -.384** -.294** .026 -.013 Sig. (2-tailed) .036 .224 .008 .016 .449 .083 .000 .000 .000 .688 .840 N 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241 VGHD QT Pearson Correlation -.019 .079 1 .536** .441** -.018 -.056 .049 -.016 .148* .008 -.246** Sig. (2-tailed) .767 .224 .000 .000 .777 .390 .446 .809 .022 .896 .000 N 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241 VGBD H Pearson Correlation -.015 -.171** .536** 1 .234** .180** .289** -.138* .158* .054 .040 -.217** Sig. (2-tailed) .811 .008 .000 .000 .005 .000 .032 .014 .406 .534 .001 N 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241
L Correlation Sig. (2-tailed) .502 .016 .000 .000 .009 .002 .376 .022 .045 .070 .002 N 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241 241 CON Pearson Correlation .075 .049 -.018 .180** -.167** 1 .651** .033 -.059 -.097 -.230** -.026 Sig. (2-tailed) .245 .449 .777 .005 .009 .000 .607 .362 .135 .000 .690