(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14.0)
Bảng 4.6 cho thấy, R bình phương hiệu chỉnh là 0,1231, biến HĐQT độc lập có ý nghĩa thống kê 1%, biến tích hợp đồng quản trị độc lập và kiểm sốt gia đình có ý nghĩa thống kê 5%. Mơ hình hồi qui Pool- OLS có nhược điểm là: Nhận dạng sai thể hiện ở DW; ràng buộc quá chặt về các đơn vị chéo, điều này khó xảy ra trong thực tế. Vì vậy, để khắc phục các nhược điểm gặp phải ở mơ hình Pure Pooled OLS, mơ hình tác động cố định (Fixed Effects Model – FEM) và mơ hình tác động ngẫu nhiên được sử dụng (Random Effects Model – REM) được sử dụng.
_cons -1.034761 1.698982 -0.61 0.543 -4.377757 2.308235 QMCT .096398 .1431897 0.67 0.501 -.1853486 .3781446 QMHD -.0528909 .0632237 -0.84 0.403 -.1772927 .0715109 HDFA 2.63853 .9014387 2.93 0.004 .8648181 4.412243 FACO -.7977969 .5685556 -1.40 0.162 -1.916513 .3209191 HDDL -2.553299 .5510311 -4.63 0.000 -3.637533 -1.469065 DA Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 752.523795 315 2.38896443 Root MSE = 1.4474 Adj R-squared = 0.1231 Residual 649.421438 310 2.09490786 R-squared = 0.1370 Model 103.102357 5 20.6204714 Prob > F = 0.0000 F( 5, 310) = 9.84 Source SS df MS Number of obs = 316 . reg DA HDDL FACO HDFA QMHD QMCT
4.4.1.2. Mơ hình tác động cố định (Fixed Effects Model – FEM)
Bảng 4.7. Hồi quy các biến theo mơ hình FEM
F test that all u_i=0: F(78, 233) = 14.10 Prob > F = 0.0000 rho .82931198 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .70019405 sigma_u 1.5433906 _cons 4.869666 5.021952 0.97 0.333 -5.024572 14.7639 QMCT -.4915017 .4107672 -1.20 0.233 -1.300794 .3177908 QMHD -.0798825 .0729605 -1.09 0.275 -.2236291 .063864 HDFA -.6584392 .9509532 -0.69 0.489 -2.532005 1.215127 FACO 0 (omitted) HDDL .2234843 .5993693 0.37 0.710 -.9573916 1.40436 DA Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.4035 Prob > F = 0.5641 F(4,233) = 0.74 overall = 0.0214 max = 4 between = 0.0289 avg = 4.0 R-sq: within = 0.0126 Obs per group: min = 4 Group variable: firm1 Number of groups = 79 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 316
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14.0)
Kết quả ở bảng 4.7 cho thấy rằng các biến trong mơ hình khơng có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức 5%. Mặt khác, kết quả kiểm tra về tính hợp lệ của các mơ hình cho thấy rằng giá trị của Prob>F lớn hơn 10%.
4.4.1.3. Mơ hình tác động ngẫu nhiên (Random Effects Model - REM)
Điểm khác biệt giữa mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên và mơ hình ảnh hưởng cố định được thể hiện ở sự biến động giữa các đơn vị. Nếu sự biến động giữa các đơn vị có tương quan đến biến độc lập – biến giải thích trong mơ hình ảnh hưởng cố định thì trong mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên sự biến động giữa các đơn vị được giả sử là ngẫu nhiên và khơng tương quan đến các biến giải thích.
Chính vì vậy, nếu sự khác biệt giữa các đơn vị có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc thì REM sẽ thích hợp hơn so với FEM.
Bảng 4.8. Hồi quy các biến theo mơ hình REM
rho .77214693 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .70019405 sigma_u 1.2889645 _cons -.3923406 2.674496 -0.15 0.883 -5.634257 4.849576 QMCT -.0531144 .2209114 -0.24 0.810 -.4860928 .3798639 QMHD -.0730667 .0634347 -1.15 0.249 -.1973963 .051263 HDFA .257272 .8534243 0.30 0.763 -1.415409 1.929953 FACO .7147586 .6095971 1.17 0.241 -.4800299 1.909547 HDDL -.5463241 .533028 -1.02 0.305 -1.59104 .4983916 DA Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0692 Wald chi2(5) = 10.22 overall = 0.0968 max = 4 between = 0.1144 avg = 4.0 R-sq: within = 0.0027 Obs per group: min = 4 Group variable: firm1 Number of groups = 79 Random-effects GLS regression Number of obs = 316
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14.0)
Kết quả ở bảng 4.7 cho thấy rằng các biến trong mơ hình khơng có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức 5%. Mặt khác, kết quả kiểm tra về tính hợp lệ của các mơ hình cho thấy rằng giá trị của Prob>chi2 nhỏ hơn 10%.
4.4.1.4. Lựa chọn mơ hình phù hợp
Để lựa chọn mơ hình phù hợp giữa mơ hình Pooled OLS, FEM và REM, tác giả tiến hành các kiểm định F-test, kiểm định Hausman.
Kiểm định F-test cho kết quả F(78,233) = 14.10 va Prob>F = 0.0000, điều này cho ta kết luận mơ hình FEM sẽ phù hợp hơn mơ hình Pooled OLS. Kế tiếp để lựa chọn giữa mơ hình FEM và mơ hình REM, tác giả thực hiện kiểm định Hausman. Kết quả kiểm định Hausman được thể hiện trên bảng 4.9.
Bảng 4.9. Kiểm định Hausman
Prob>chi2 = 0.0509 = 7.77
chi2(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Test: Ho: difference in coefficients not systematic
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg QMHD -.0769546 -.0749142 -.0020403 .0371299
HDFA -.6051914 .2722389 -.8774303 .42191 HDDL .1910049 -.5583691 .749374 .2758653
fixed random Difference S.E.
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients
. hausman fixed random
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14.0)
Kết quả kiểm định trên bảng 4.8. cho thấy, prob>chi2=0.0309, do đó, kiểm định FEM phù hợp hơn kiểm định REM.
Vì vậy, tác giả tiến hành kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi bằng cách sử dụng kiểm định Wald cho mơ hình FEM. Kết quả ở bảng 4.10. thể hiện Chi2 (79) = 1.4e+06 và Prob>chi2 = 0.0000, có nghĩa là mơ hình này xảy ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Bảng 4.10. Kiểm định Wald
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (79) = 1.4e+06
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity
Nhận xét: Tác giả đã thực hiện hồi quy các mơ hình và các kiểm định để tìm ra mơ hình phù hợp. Kết quả cho thấy với mẫu dữ liệu mà tác giả thu thập được, mơ hình tác động cố định FEM là phù hợp nhất để xem xét ảnh hưởng của các nhân tố trong mơ hình đến hành vi QTLN. Tuy nhiên, mơ hình xảy ra hiện
tượng phương sai thay đổi, do đó tác giả sử dụng mơ hình bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS – Feasible Generalized Least Squares) kèm lựa chọn panels (h) để khắc phục, từ đó đưa ra mơ hình hồi quy.
4.4.2. Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Kết quả hồi quy theo mơ hình bình phương tối thiểu tổng quát khả thi FGLS được trình bày trong bảng 4.11.
Bảng 4.11. Kết quả hồi quy theo mơ hình FGLS
_cons -.4852279 .5846641 -0.83 0.407 -1.631149 .6606927 2016 .0107862 .0979779 0.11 0.912 -.181247 .2028193 2015 .1194993 .0977949 1.22 0.222 -.0721752 .3111737 2014 .2076268 .0975022 2.13 0.033 .016526 .3987275 Year QMCT .0536033 .04864 1.10 0.270 -.0417293 .148936 QMHD -.0467096 .0312395 -1.50 0.135 -.1079378 .0145186 HDFA 2.576012 .4497133 5.73 0.000 1.69459 3.457434 FACO -.7396788 .2864634 -2.58 0.010 -1.301137 -.1782209 HDDL -2.593597 .3112807 -8.33 0.000 -3.203696 -1.983498 DA Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(8) = 265.14 Estimated coefficients = 9 Time periods = 4 Estimated autocorrelations = 0 Number of groups = 79 Estimated covariances = 79 Number of obs = 316 Correlation: no autocorrelation
Panels: heteroskedastic
Coefficients: generalized least squares Cross-sectional time-series FGLS regression
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14.0)
Dựa vào kết quả hồi quy theo bảng 4.10 cho thấy 3 biến độc lập (HĐQT độc lập, kiểm sốt gia đình, biến tích hợp HĐQT và kiểm sốt gia đình) đều có ý nghĩa thống kê, 2 biến kiểm sốt (quy mơ cơng ty, quy mơ HĐQT) khơng có ý nghĩa
- Biến HĐQT độc lập (HDDL) có hệ số hồi quy âm β1=-2.593597 và có p- value = 0.000 cho thấy quan hệ ngược chiều giữa biến HĐQT độc lập và mức độ QTLN ở mức ý nghĩa 1%. Khi HĐQT tăng số thành viên HĐQT sao cho tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tăng lên 1 đơn vị sẽ làm cho mức độ QTLN giảm 2.593597 đơn vị. Đây là biến có tác động mạnh nhất đến hành vi QTLN. Vậy giả thiết H1: Hội đồng quản trị độc lập có tác động đến hành vi QTLN được chấp nhận.
- Biến kiểm sốt gia đình (FACO) có hệ số hồi quy β2=-0.7396788 với p
value = 0.010 cho thấy quan hệ ngược chiều giữa biến kiểm sốt gia đình và mức độ QTLN với mức ý nghĩa 1%. Khi cơng ty có sự can thiệp của yếu tố gia đình thì mức độ QTLN giảm xuống theo tỷ lệ 1: 0.7396788. Vậy giả thiết H2: Kiểm sốt gia đình có tác động đến hành vi QTLN được chấp nhận.
Việc thỏa mãn hai giả thiết H1 và H2 giúp trả lời câu hỏi nghiên cứu: “Các
nhân tố Hội đồng quản trị độc lập, sự kiểm sốt gia đình liệu có ảnh hưởng đến hành vi QTLN hay khơng?”. Câu trả lời là có ảnh hưởng và ảnh hưởng ngược chiều.
- Biến tích hợp giữa kiểm sốt gia đình và HĐQT độc lập có hệ số hồi quy
β3=2.576012 với p-value=0.000 cho thấy mối quan hệ cùng chiều của sự kết hợp giữa cơng ty gia đình với HĐQT độc lập và hành vi QTLN. Điều này có nghĩa là khi cơng ty có sự kiểm sốt gia đình và tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tăng lên 1 đơn vị thì hành vi QTLN tăng lên 2.576012. Vậy giả thiết H3: Sự tích hợp giữa hội đồng quản trị độc lập và kiểm sốt gia đình ảnh hưởng đến hành vi QTLN được chấp nhận.
Giả thiết H3 được chấp nhận đã trả lời cho câu hỏi nghiên cứu: “Đối với
các công ty chịu sự kiểm soát quyền sở hữu gia đình, hiệu quả giám sát của hội đồng quản trị độc lập có ảnh hưởng đến hành vi QTLN hay không?” Như vậy, trong các cơng ty có sự kiểm sốt quyền sở hữu gia đình, HĐQT độc lập giảm đáng kể khả năng giám sát, làm tăng hành vi QTLN.
- Biến quy mơ cơng ty có hệ số hồi quy β4=0.0536033 và p-value = 0.270
cho thấy biến quy mơ cơng ty khơng có ý nghĩa thống kê. Vậy giả thiết H4: Quy mơ cơng ty có ảnh hưởng với hành vi QTLN bị bác bỏ.
- Biến quy mơ HĐQT có hệ số hồi quy β5=-0.0467096 và p-value = 0.135 cho thấy biến qui mô hội đồng khơng có ý nghĩa thống kê. Vậy giả thiết H5: Quy mô HĐQT tác động đến hành vi QTLN bị bác bỏ.
Quá trình xử lý dữ liệu cũng trả lời câu hỏi nghiên cứu số hai: “Cách đo
lường mức độ ảnh hưởng của Hội đồng quản trị độc lập và sự kiểm sốt gia đình đến hành vi QTLN tại các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP. HCM?” Tác giả dùng phương pháp định lượng dựa trên số liệu thu thập được trên sàn HOSE.
Từ nội dung phân tích trên, có thể khái qt hóa tác động của nhân tố được nghiên cứu đến hành vi QTLN tại các công ty được niêm yết trên sở giao dịch chứng khốn TP. HCM thơng qua phương trình hồi quy tuyến tính bội sau:
DA= -0.4852279 -2.593597 * HDDL - 0.7396788 * FACO + 2.576012 * HDFA
Như vậy, từ kết quả hồi quy bội cho thấy biến nghiên cứu về HĐQT độc lập và kiểm soát gia đình có ảnh hưởng đến hành vi QTLN. Trong khi đó, các biến kiểm sốt - biến quy mô HĐQT và biến quy mô công ty khơng có tác động đến hành vi QTLN. Kết quả nghiên cứu được tác giả khái qt hóa trong Hình 4.1.
Hình 4.1. Mơ hình kết quả nghiên cứu
Hội đồng quản trị độc lập
Kiểm sốt gia đình
Tích hợp hội đồng quản trị độc lập và sự
kiểm sốt gia đình
Hành vi QTLN -2.59 -0.74 +2.58 4
Để trả lời cho câu hỏi nghiên cứu: “Giải pháp nhằm hạn chế tác động tiêu cực hành vi QTLN tại các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khốn TP. HCM nói riêng và các Cơng ty Cổ phần tại Việt Nam nói chung.”, tác giả tiếp tục thảo luận kết quả nghiên cứu, làm cơ sở cho việc gợi ý các chính sách ở chương 5.
4.5. Thảo luận về kết quả nghiên cứu
Kết quả hồi qui trên mẫu cho thấy tồn tại mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa biến phụ thuộc QTLN và các biến độc lập HDDL (-), FACO (-), HDFA (+).
- Đối với biến HĐQT độc lập, các nghiên cứu trong và ngoài nước đã cho
các kết quả khác nhau. Một số nghiên cứu chỉ ra rằng, HĐQT độc lập có mối quan hệ nghịch biến với hành vi QTLN như các nghiên cứu Jaggi et al. (2009); (Roodposhti and Chashmi 2011); (Giáp Thị Liên, 2014). Trái lại, cũng có các nghiên cứu kết luận rằng HĐQT độc lập có mối quan hệ đồng biến với hành vi QTLN (Swastika, 2013); (Park and Shin 2004). Đồng thời, một số nghiên cứu chỉ ra rằng khơng có sự ảnh hưởng của HĐQT độc lập đối với hành vi QTLN (Sani and Mastuki 2012); (Bùi Văn Dương, 2017). Kết quả nghiên cứu trong bài luận văn này là phù hợp với kết quả của Jaggi et al. (2009); Roodposhti and Chashmi (2011); Giáp Thị Liên (2014), cho thấy hiệu quả giám sát của HĐQT độc lập trong việc QTLN. Tại Việt Nam, Luật Doanh nghiệp 2014 quy định thành viên HĐQT độc lập phải (a) không phải là người đang làm việc cho công ty, công ty con của công ty; không phải là người đã từng làm việc cho cơng ty, cơng ty con của cơng ty ít nhất trong 03 năm liền trước đó; (b) khơng phải là người đang hưởng lương, thù lao từ công ty, trừ các khoản phụ cấp mà thành HĐQT được hưởng theo quy định; (c) khơng phải là người có vợ hoặc chồng; cha, mẹ đẻ; cha mẹ nuôi, con đẻ, con nuôi; anh, chị, em ruột là cổ đông lớn của công ty, là người quản lý của công ty hoặc công ty con của công ty; (d) không phải là người trực tiếp hoặc gián tiếp sở hữu ít nhất 1% tổng số cổ phần có quyền biểu quyết của công ty; (đ) không phải là người đã từng làm thành viên của HĐQT, Ban kiểm sốt của cơng ty ít nhất trong 5 năm liền trước đó. Những quy định này nhằm làm cho thành viên độc lập khơng có quan hệ lợi ích riêng trong cơng ty, khơng bị chi phối bởi lợi ích cá nhân nên sẽ đưa ra
những ý kiến khách quan nhằm bảo vệ lợi ích của cơng ty mà khơng vì lợi ích riêng của một cá nhân hay một nhóm người nào đó. Chính tính độc lập của HĐQT, góp phần giảm hành vi QTLN. Điều này là hoàn toàn phù hợp với kết quả mà tác giả đã nghiên cứu và đo lường.
- Đối với biến kiểm sốt gia đình, kết quả đo lường cho thấy mối quan hệ
giữa kiểm sốt gia đình và hành vi QTLN là quan hệ nghịch biến, có nghĩa là trong các cơng ty gia đình, hành vi QTLN là thấp. Kết quả nghiên cứu này tương đồng với kết quả nghiên cứu của Jiraporn and DaDalt (2009). Theo nghiên cứu của Jiraporn and DaDalt (2009), mức QTLN thấp trong các cơng ty gia đình là do đặc điểm của các cơng ty gia đình là nhiều cơng ty mang tên người sáng lập. Ngồi ra, gia đình có ý định chuyển cơng ty sang các thế hệ kế tiếp. Casson and Chami (1999) đưa ra lập luận rằng những gia đình sáng lập xem cơng ty của họ không chỉ là một tài sản hiện tại mà còn là tài sản để thừa kế cho con cháu của họ, việc quản lý công ty không chỉ mang kết quả ngắn hạn mà cịn mang tính lâu dài. Chính các đặc điểm này giúp doanh nghiệp giảm áp lực về QTLN.
Đối với biến tích hợp giữa HĐQT độc lập và kiểm sốt gia đình, kết quả đo lường của tác giả chỉ ra rằng có mối quan hệ đồng biến giữa việc tích hợp hội đồng quản trị độc lập và kiểm sốt gia đình với hành vi QTLN. Điều này, có ý nghĩa rằng hiệu quả giám sát của HĐQT sẽ bị giảm sút trong các cơng ty gia đình, do quyền sở hữu gia đình hoặc sự có mặt của các thành viên gia đình trong HĐQT. Kết quả của tác giả là tương đồng với nghiên cứu của Jaggi et al. (2009).
TỔNG KẾT CHƯƠNG 4
Sau khi dữ liệu được xử lý bằng phần mềm Stata 14.0, luận văn đã trình bày được sự ảnh hưởng cũng như mức độ tác động của các nhân tố đến hành vi QTLN trên BCTC của các cơng ty trên sàn HOSE. Qua đó, cũng xác định được các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi QTLN trong bài nghiên cứu của tác giả gồm có: HĐQT độc lập, kiểm sốt gia đình và sự tích hợp giữa HĐQT độc lập và kiểm sốt gia đình. Tác giả khơng nhận thấy sự ảnh hưởng của quy mô HĐQT và quy mô công ty đối