CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN
4.4. Phân tích 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 khơng?” 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 mơ 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 quát 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 sốt gia đình có ảnh hưởng đến hành vi QTLN. Trong khi đó, các biến kiểm soát - biến quy mô HĐQT và biến quy mơ cơng 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 khoán 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.