CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
4.3. Kết quả ước lượng OLS, FIXED EFFECTS và SYSTEM GMM
4.3.3. Kết quả hồi quy đa biến và thảo luận
Với sự tồn tại của tính động trong phương trình (1), ước lượng OLS sẽ bị chệch lên và khơng phù hợp bởi vì mối tương quan giữa biến phụ thuộc có độ trễ và các thành phần thời gian bất biến của sai số (Nickell, 1981).Trong khi đó, ước lượng Fixed Effects truyền thống sẽ bị chệch xuống và không phù hợp (Nickell, 1981).Theo đó, Bond (2002) cho rằng một ước lượng System GMM hợp lý có thể
tạo ra được hệ số ước lượng cho biến phụ thuộc có độ trễ thấp hơn hệ số có được từ ước lượng OLS, và cao hơn hệ số có được từ ước lượng Fixed Effects. Vì lý do này, bài nghiên cứu sẽ xem xét mối quan hệ thực nghiệm giữa các cấu trúc quản trị doanh nghiệp và hiệu quả tài chính của cơng ty bằng cách sử dụng cả ba mơ hình: OLS, Fixed Effects, vàSystem GMM. Điều này tạo nên sự so sánh không chỉ giữa kết quả nghiên cứu của bài này với những nghiên cứu khác, mà còn giữa 3 mơ hình với nhau từ đó, ước lượng hợp lý nhất sẽ được xác định. Vì độ trễ cần thiết được xác định là 2, nên kết quả hồi quy sẽ gồm 2 trường hợp lần lượt tương ứng với độ trễ của biến phụ thuộc Lnq 1 năm và 2 năm. Kết quả hồi quy chủ yếu của bài nghiên cứu là kết quả từ hồi quy System GMM được trình bày trong bảng 4.5 và bảng 4.7.Kết quả hồi quy OLS và Fixed Effects sẽ được trình bày trong phụ lục.Tóm tắt kết quả của cả ước lượng được thể hiện tóm tắt trong bảng 4.6 và bảng 4.8.
4.3.3.1. Kết quả của hồi quy khi sử dụng độ trễ biến phụ thuộc là 1 năm
Khi sử dụng độ trễ của biến phụ thuộc với độ trễ 1 năm làm biến độc lập, kết quả hồi quy thu được như sau:
Bảng4.5: Kết quả hồi quy trễ của biến phụ thuộc là 1 năm
Nguồn: kết quả hồi quy t
i quy System GMM với trong trường hợ c là 1 năm
i quy từ dữ liệu
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy của 3 phương pháp trong trường hợp độ trễ 1 năm
Hệ số POOLED OLS FIXED EFFECTS SYSTEM GMM
C -0.673 -3.849 -0.48 [-3.27]*** [-2.52]** [-0.74] Laglnq 0.505 0.146 0.361 [11.23]*** [2.23]** [4.64]*** Female 0.176 0.251 0.406 [3.05]*** [1.99]** [1.68]* Nonexe 0.139 -0.023 0.051 [0.34] [-0.36] [0.52] Dual 0.134 0.034 0.008 [0.83] [1.00] [0.17] Lnbsize -0.003 0.082 0.241 [-0.06] [1.18] [2.14]** Block 0.019 -0.003 0.239 [0.54] [-0.08] [2.06]** Lnfage -0.035 -0.248 -0.071 [-1.13] [-2.36]** [-1.46] Fsize 0.021 0.141 -0.007 [2.64]*** [2.34]** [-0.26] Lev 0.231 0.439 0.247 [4.36]*** [2.50]** [1.58] Hausman test Hansen test (p value) 0.168
Như trình bày trong bảng 4.6hệ số của tỉ số Tobin Q độ trễ 1 năm cho thấy có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.Điều này nhấn mạnh rằng, đối với các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, hiệu quả tài chính trong quá khứ có ảnh hưởng đáng kể đến hiện tại.Phát hiện này là phù hợp với những nghiên cứu gần đây (ví dụ Schultz và cộng sự 2010; Wintoki và cộng sự, 2012) cho thấy hiệu quả tài chính trong quá khứ cần được coi là biến quan trọng để kiểm sốt tính động của mối quan hệ quản trị cơng ty và hiệu quả tài chính.
Khác với những nghiên cứu trước, bài nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa giữa sự đa dạng giới tính trong hội đồng quản trị và hiệu quả cơng trong cả 3 mơ hình.Trong khi đó, ở các bài nghiên cứu trước đây, mối quan hệ này là khơng có ở nghĩa khi kiểm định bằng OLS, và khi sự không đồng nhất không quan sát được giữa các doanh nghiệp được kiểm sốt bằng cách sử dụng mơ hình Fixed Effects mối quan hệ này là ngược chiều. Tính đến mối quan tâm về tính đồng nhất và nội sinh năng động, kết quả báo cáo trong cột 3bảng 4.6 cho thấy rằng sự hiện diện của nữ giới trong ban quản trị có tỉ lệ thuận với hiệu quả cơng ty. Kết quả của chúng tôi hỗ trợ các đề xuất của Campbell và Mínguez-Vera, 2008; Dezső và Ross, 2012; Erhardt và cộng sự, 2003) và ủng hộ giả thuyết 1 rằng sự đa dạng của HĐQT sẽ có một ảnh hưởng thống kê cùng chiều đến hiệu quả tài chính của các công ty. Tuy nhiên, kết quả của chúng tôi lại trái ngược với các nghiên cứu đựoc thực hiện bởi Adams và Ferreira (2009) rằng sự kết hợp cùng chiều giữa đa dạng giới tính trong ban quản trị và hiệu quả công ty trong những nghiên cứu trước có thể khơng xác thực, và nếu nội sinh của đa dạng giới tính đựoc kiểm sốt, thì sự kết hợp trên có vẻ ngược chiều. Do đó, tác giả cho rằng cần thực hiện thêm những nghiên cứu để nắm bắt mối quan hệ giữa sự hiện diện của nữ giới trong ban quản trị và giá trị công ty ở Việt Nam
Quy mô của ban quản trị được tìm thấy có tỉ lệ thuận đáng kể với hiệu quả công ty phù hợp với các nghiên cứu trước của Pfeffer (1972), Klein (1998), Coles
(2008). Kết quả này cho thấy rằng, một quy mô hội đồng quản trị lớn sẽ hỗ trợ và tư vấn quản lý công ty hiệu hơn.Hơn nữa, quy mô hội đồng quản trị lớn sẽ thu thập được nhiều thông tin hơn. Kết quả là, quy mô hội đồng quản trị lớn hơn sẽ có ảnh hưởng tốt đến kết quả hoạt động tài chính của các cơng ty ở Việt Nam.Kết quả này bác bỏ giả thuyết 2 sẽ có một mối quan hệ nghịch đảo giữa quy mơ ban quản trị và giá trị công ty (được đo bằng Tobin Q) của các công ty niêm yết tại Việt Nam. Kết quả này trái ngược với dự đoán của Jensen (1993), ông cho rằng hoạt động cơng ty sẽ có thể được nâng cao nếu quy mơ của hội đồng quản trị là nhỏ và gợi ý rằng ngưỡng tối ưu quy mô của ban quản trị không nên nhiều hơn 8. Điều này là do một tổ chức có xu hướng hoạt động kém hiệu quả khi số lượng của các thành viên tăng lên, những lợi ích thu được từ việc có nhiều thành viên khơng thể bù đắp cho những rắc rối về hợp tác và thủ tục (Jensen, 1993; Lipton và Lorsch, 1992). Theo quan điểm của Muth và Donaldson (1998) giải thích rằng nếu quy mơ ban quản trịlớn hơn, Giám đốc điều hành sẽ cần nhiều thời gian và nỗ lực để thuyết phục các thành vien ban quản trị đồng ý với các quyết định của ban điều hành. Điều này ngụ ý rằng các CEO sẽ gặp khó khăn để thuyết phục ban quản trị và đến lượt mình, ban quản trị độc lập sẽ ảnh hưởng đến hiệu quả công ty. Sở dĩ có sự khác biệt này, có thể là do có một sự khác biệt quan trọng trong văn hóa quản lý của Việt Nam so với thông lệ quốc tế.
Theo kết quả ở bảng 4.6 cho thấy rằng,sự hiện diện củathành viênkhơng điều hànhkhơng có ảnh hưởngđáng kể đếnhiệu quả công ty.Kết quả nàycủa hồi quy này hỗ trợgiả thuyết 3 và phù hợp vớikết quả thu đượctừOLSvàcác mơ hìnhFixed Effects, do đó cho thấyrằng phát hiệncủa bài nghiên cứu nàylà mạnh mẽđể thay thế phương pháp kinh tế lượng OLS và Fixed Effects. Kết quả nàycũng phù hợpvớimột số nghiên cứutrước đó củaHermalinvàWeisbach(1991), LaingvàWeir(1999),vàReddycộng sự(2010), cho rằng sự hiện diện của các thành viênkhơng điều hànhkhơng có vấn đềgì cả.Lý docó thể làcác cơng tybổ nhiệmgiám
đốc điều hành-những người thiếu kiến thứcvề công tyvà cácngành cơng nghiệp. Nếu câu trả lời là đúng, thì các thành viên khơng điều hành chỉ là tượng trung và khơng có giá trị cho cơng ty (Reddy và cộng sự, 2010; Shah và cộng sự, 2013).
Tương tự, theo kết quả nghiên cứu ở bảng 4.6 khơng tìm ra được bằng chứng thống kê ở cả 3 mơ hình hỗ trợ cho giả thuyết 4 rằng CEO kiêm nhiệm có tương quan nghịch với hiệu quả của các công ty niêm yết. Kết quả nàycũng phù hợp vớinghiên cứucủaMakvàKusnadi(2005).
Đáng lưu ý rằng sự tập trung của sở hữu lớn (đo lường bởi Block) xuất hiện có tỉ lệ thuận với Tobin Q, do đó, hỗ trợ giả thuyết 5 của bài nghiên cứu. Phát hiện này phù hợp với lý thuyết đã có. Kết quảnàyhỗ trợcác đề xuấtcủaHaniffavàHudaib(2006) rằng những cổ đông sở hữu lớngiữmộttỷ lệ lớn tài sản của cơng ty có thểcó động lựclớn hơn đểtham gia vào các hành vi quản lý. Đến lựợt nó, nó có thể giúp giảm thiểu chi phí đại diện và cải thiên hiệu quả công ty. Tuy nhiên,LaPortavà cộng sự(2000)lo ngại rằngsự tập trungquyền sở hữucó thể dẫn đếnxung đột lợi íchgiữa các cổ đơngthiểu số vàđa số.
Vềcác biếnkiểm soát khác,tác giả nhận thấyquy mơ doanh nghiệpvà địn bẩyxuất hiệnkhơng cóảnh hưởng đáng kểđến Tobin Q.Trong khi đó, độ tuổi cơng tycó xu hướngtỷ lệ nghịch vớihiệu quảcơng ty.
Cuối cùng, kết quả kiểm định Hansen cho thấy tính hiệu lực của ước lượng System GMM trong bài nghiên cứu này.
4.3.3.2. Kết quả của hồi quy khi sử dụng độ trễ biến phụ thuộc là 1 năm và 2 năm
Khi sử dụng độ trễ của biến phụ thuộc với độ trễ 2 năm làm biến độc lập, kết quả hồi quy thu được như sau:
Bảng4.7: Kết quả hồi quy System GMM với trong trường hợp độ sử dụng độ trễ của biến phụ thuộc là 1 năm và 2 năm
Bảng 4.8: Kết quả ước lượng của 3 phương pháp trong trường hợp độ trễ 1 năm và 2 năm
Hệ số POOLED OLS FIXED EFFECT SYSTEM GMM
C -0.629 -3.317 -0.402 [-3.28]*** [-1.76]* [-0.59] Lnqit-1 0.54 0.191 0.305 [9.27]*** [2.58]*** [4.37]*** Lnqit-2 0.146 0.025 0.262 [3.13]*** [0.43] [4.11]*** Female 0.254 0.37 0.474 [4.49]*** [2.73]*** [2.16]** Nonexe 0.001 -0.062 0.085 [0.03] [-0.95] [0.77] Duality 0.023 0.004 0.008 [1.37] [0.10] [0.18] Lnbsize -0.007 0.029 0.321 [-0.14] [0.43] [2.59]*** Block -0.041 -0.069 0.238 [-1.43] [-1.84]* [1.96]** Lnfage 0.19 -0.208 -0.002 [0.59] [-1.56] [-0.05] Fsize 0.022 0.126 -0.017 [2.82]*** [1.76]* [-0.63] Lev 0.081 0.377 0.209 [1.35] [1.72]* [1.39] Hausman test
Hansen test (p value) 0.146
Theo bảng 4.8ta thấy các kết quả hồi quy gần như tương tự như kết quả khi sử dụng độ trễ 1 năm.Vì vậy, kết luận tương tự như trên được đưa ra.
Bảng 4.8 cho thấy có một mối tương quan có ý nghĩa giữa biến độ trễ 1năm và 2 nămcủa biến phụ thuộc với chính nó. Qua đó, có thể đi đến kết luận rằng, hiệu quả tài chính của các cơng ty được niêm yết ở Việt Nam không chỉ phụ thuộc vào cấu trúc quản trị, mà còn phụ thuộc vào kết quả của chính nó trong quá khứ.Những phát hiện trong bài nghiên cứu này thống nhất với quan điểm của những nghiên cứu trước đó về tỉ lệ sở hữu tập trung có ảnh hưởng cùng chiều, đáng kể đến hiệu quả tài chính của cơng ty. Do đó, phát hiện của bài nghiên cứu này ủng hộ quan điểm rằng cổ đơng lớn có thể giúp làm giảm chi phí đại diện và cải thiện hiệu quả tài chính của các cơng ty ở Việt Nam theo lý thuyết đại diện.
Quan trọng hơn, bài nghiên cứu cung cấp một bằng chứng mạnh mẽ rằng hiệu quả tài chính trong quá khứ có thể giúp kiểm sốt những yếu tố không quan sát được trong mối quan hệ giữa cấu trúc quản trị và hiệu quả tài chính của cơng ty.