Chương 3 : DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.2 Phương pháp nghiên cứu
3.2.1 Đa dạng giới tính trong BĐH và chi phí đại diện
Trong phần nghiên cứu này ta xem xét mối quan hệ giữa đa dạng giới tính và chi phí đại diện bằng các sử dụng phân tích mơ hình hồi quy theo phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS
Agencycostsit = α + β gender diversityit+ λcontrolsit+ ζk + Γt+ εi,t (1) Trong đó:
Gender diversity : đây là biến giả nhận giá trị bằng 1 nếu cơng ty có 1 thành viên nữ trở lên, và ngược lại nhận giá trị bằng 0.
Các biến kiểm sốt như sau:
Quy mơ cơng ty (Firm size) bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản. Giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (Book to market) của vốn cổ phần. Đòn bẩy (Leverage) bằng giá trị sổ sách của nợ trên tổng tài sản.
Mức độ đóng góp của tài sản vơ hình (Intangibles intensity) đại diện cho các cơ hội phát triển của công ty được đo lường bằng cách lấy phần chi cho đầu tư vào tài sản vơ hình chia cho tổng doanh thu.
Tuổi công ty ( Firm age) bằng logarit tự nhiên của (1+số năm niêm yết trên sàn Hose)
ζk : biến giả ngành Γt : biến giả năm
Biến giả ngành kiểm sốt những ảnh hưởng bên ngồi vì đa dạng giới tính thay đổi theo ngành. Đa dạng giới tính xảy ra để phù hợp với những ngành có đặc tính tài chính và hoạt động khác nhau. Những khác nhau này làm phát sinh mối tương quan giữa đa dạng giới tính và chi phí đại diện.
Trong nghiên cứu này chi phí đại diện được đo lường theo 2 cách.
Thứ nhất, chi phí đại diện được tính bằng (Dịng tiền tự do / tổng tài sản)* biến giả tăng trưởng. Nếu những cơng ty có dịng tiền tự do vượt hơn nhu cầu tài trợ vào các dự án NPV dương, thì các nhà quản lý có xu hướng đầu tư vào các dự án có giá trị thực hiện tại âm để làm tăng lợi ích cá nhân của họ. Điều này được đưa ra dựa trên lý thuyết dòng tiền tự do của Jensen (1986). Tác giả cho rằng nợ sẽ cản trở các nhà quản lý của các cơng ty có dịng tiền lớn đầu tư vào các dự án có tỷ suất sinh lợi thấp. Những mâu thuẫn liên quan đến dịng tiền ở các cơng ty tăng trưởng thấp là phổ biến vì họ xem dịng
tiền tự do này là nguồn chủ yếu để quyết định đầu tư quá mức. Ngược lại, các công ty tăng trưởng cao thì thường thiếu tiền mặt sau khi sử dụng các nguồn vốn nội bộ cho các dự án mới, và thường dựa vào nguồn tài trợ bên ngồi.
Dịng tiền tự do được tính bằng cách lấy thu nhập hoạt động trước khấu hao trừ đi thuế, lãi vay và cổ tức đã chi trả. Biến giả tăng trưởng bằng 1 nếu Tobin’s Q của công ty nhỏ hơn 1và bằng 0 nếu ngược lại. Dựa theo Shin Huyn -Han Stulz và Rene M. (2000) Tobin’s Q được tính theo cơng thức:
Giá trị thị trường của vốn cổ phần + Giá trị thị trường của nợ Tobin’s Q =
Tổng tài sản
Trên thực tế, giá trị thị trường của nợ là khơng có sẵn nên ta thay là giá trị sổ sách của nợ. Khi một công ty quản lý yếu kém cơ hội tăng trưởng xấu sẽ có dịng tiền mặt cao hơn và do đó chi phí đại diện cũng tăng theo. Chỉ số này đại diện cho cơ hội tăng trưởng của công ty, thể hiện khả năng tiếp cận thị trường vốn của cơng ty. Cơng ty có Tobin’Q lớn hơn 1 sẽ có động lực đầu tư cao hơn cơng ty có chỉ số Tobin’Q nhỏ hơn 1. Cơng ty có chỉ sổ Tobin’Q cao thường là cơng ty hấp dẫn nhà đầu tư và có năng lực cạnh tranh tốt.
Thứ hai, chi phí đại diện được đo lường theo tỷ lệ chi trả cổ tức. Chính sách cổ tức của cơng ty cũng liên quan đến đa dạng giới tính trong ban điều hành. Tỷ lệ chi trả cổ tức là tỷ lệ phần trăm lợi nhận thuần được trích ra để thanh tốn cho cổ đơng thường dưới dạng cổ tức. Tỷ lệ chi trả cổ tức bằng lượng cổ tức bằng tiền mặt chia cho lợi nhuận thuần. Việc chi trả cổ tức làm giảm bớt chi phí đại diện do việc giảm khả năng đầu tư quá mức. Nghiên cứu này sử dụng tỷ lệ chi trả cổ tức như là công cụ để ám chỉ khả năng tạo lợi nhuận trong tương lai của công ty. Nhiều nghiên cứu gần đây chỉ ra rằng việc chi trả cổ tức có thể là cơng cụ tốt cho các công ty quản trị tốt nếu phải chịu chi phí đại diện
đáng kể. Các cơng ty quản trị kém thường thích trả cổ tức hơn các công ty quản trị mạnh. Tuy nhiên vấn đề nội sinh có thể tồn tại trong đa dạng giới tính trong ban điều hành. Mối liên quan này phát sinh vì có những đặc tính cơng ty khơng quan sát được đã bỏ qua như văn hóa doanh nghiệp, có thể ảnh hưởng đến lựa chọn thành viên nữ và dẫn đến nhiều kết quả. Cách giải quyết tốt nhất để giảm nhẹ vấn đề này là sử dụng mơ hình fixed- effect để kiểm sốt những sự khác nhau của các cơng ty. Mối quan hệ nội sinh có thể tồn tại khi tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa chi phí đại diện và đa dạng giới tính. Mặc dù thành viên nữ trong BĐH có thể ảnh hưởng đến chi phí đại diện, nhưng vấn đề đại diện thì gần như ảnh hưởng đến quyết định thuê thành viên nữ và để khuyến khích cho phụ nữ làm việc. Nghiên cứu này sử dụng phương pháp biến cơng cụ IV để kiểm sốt mối quan hệ nhân quả có thể xảy ra.. Tác giả sử dụng mơ hình first – stage của phương pháp bình phương nhỏ nhất 2 bước (2SLS).
Gender diversityit = α + λcontrolsit + γΔfemale populationit + ζk + Γt+ εi,t (2)
Phương pháp này cần có biến công cụ tương quan với biến đa dạng giới tính trong BĐH nhưng khơng tương quan vói chi phí đại diện. Biến cơng cụ này cũng khó để tìm thấy bởi vì những đặc tính cơng ty mà tương quan với đa dạng giới tính là cần thiết để ước lượng chi phí đại diện. Vì vậy nghiên cứu này cố gắng tìm ra một biến số mà các nghiên cứu trước đây không sử dụng để giải thích chi phí đại diện. Biến (Δfemale population) này là tỷ lệ tăng của dân số nữ thường trú tại tỉnh thành mà cơng ty đó đặt trụ sở chính của năm 2006 so với năm 1995. Thông tin về dân số nữ cho mỗi tỉnh thành được lấy từ trang Tổng cục thống kê (http://www.gso.gov.vn) . Biến kiểm sốt bao gồm những đặc tính cơng ty như quy mơ cơng ty, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường của vốn cổ phần, đòn bẩy, mức độ đóng góp tài sản vơ hình và tuổi của công ty. Các biến này đã được giới thiệu trên phương trình (1).
3.2.2 Đa dạng giới tính trong BĐH và hiệu quả hoạt động công ty
Trong phần này, chúng ta sẽ kiểm định mối quan hệ giữa sự hiện diện của thành viên nữ trong BĐH và hiệu quả hoạt động của cơng ty. Nghiên cứu tìm thấy sự ảnh
hưởng của giới tính đến chi phí đại diện là khơng xuất hiện trong mơ hình có sự kiểm sốt mối quan hệ nội sinh. Nghiên cứu này sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) và phương pháp bình phương nhỏ nhất 2 bước (2SLS) ước lượng mơ hình hồi quy như sau.
Return on assetsit = α + βGender diversityit+ λControlsit+ ζk + Γt + εit (3) Trong đó:
Return on assets (ROA): Tỷ số lợi nhuận trên tài sản dùng để đo lường hiệu quả hoạt động công ty mà không quan tấm đến cấu trúc tài chính, được tính bằng cách lấy lợi nhuận sau thuế chia tổng tài sản. ROA càng cao thì càng tốt vì ROA cao hơn phản ánh lượng tiền kiếm được trên cùng một lượng vốn đầu tư là cao hơn.
Gender diversity: Biến này dược đo lường bằng 4 cách
Số lượng thành viên nữ / tổng số thành viên trong ban điều hành. Sử dụng biến giả đa dạng giới tính: Biến giả = 1: nếu cơng ty có
thành viên nữ, Biến giả = 0: nếu cơng ty khơng có thành viên nữ trong ban điều hành
Số lượng thành viên nữ / số thành viên nam trong ban điều hành. Ln(1+số thành viên nữ trong ban điều hành)
Số lượng thành viên nữ và nam trong BĐH được thống kê bằng cách đếm số lượng của thành viên nữ và nam trong báo cáo của Ban giám đốc trong BCTC. Các biến kiểm soát , biến giả ngành, biến giả năm được tính giống như phương trình (1).
Trong nghiên cứu này mối quan hệ giữa đa dạng giới tính và hiệu quả hoạt động ROA được ước lượng theo OLS, fixed-effect, và mơ hình IV. Kết quả tìm thấy là khác nhau ở các phương pháp ước lượng này.
3.2.3 Đa dạng giới tính trong BĐH và chi phí đại diện trong thị trường cạnh tranh
Việc nghiên cứu mối quan hệ giữa đa dạng giới tính và chi phí đại diện được chia thành 2 nhóm khác nhau theo tính chất thị trường cạnh tranh mạnh hay yếu. Những công ty trong thị trường cạnh tranh mạnh thường có sự quản trị bên ngồi mạnh hơn và vì thế ảnh hưởng của đa dạng giới tính là khơng đáng kể. Ngược lại những công ty trong thị trường cạnh tranh yếu thì đa dạng giới tính lại có tác dụng. Một công ty nằm trong thị trường cạnh tranh mạnh (yếu) nếu nghịch đảo của chỉ số tập trung Herfindahl cao hơn (thấp hơn) giá trị trung vị của mẫu. Nghiên cứu vẫn sử dụng phương pháp OLS để hồi quy phương trình sau.
Agencycostsit = α + β gender diversityit+ λcontrolsit+ ζk + Γt+ εi,t
Chúng ta tách ảnh hưởng của đa dạng giới tính đến chi phí đại diện thành hai nhóm. Chỉ số nghịch đảo của tập trung Herfindahl đo lường mức độ cạnh tranh của thị trường (Product market competition). Chỉ số này được tính như sau.
Product market competition = 1− Herfindahl concentration index = 1 – [ ∑j (Salej,y)2/( ∑j Salej,y)2]
Product market competition: đặc tính cạnh tranh của thị trường sản phẩm Herfindahl concentration index: chỉ số tập trung Herfindahl
Nếu cơng ty có Product market competition cao hơn giá trị trung vị của mẫu: xếp vào nhóm 1 – thị trường cạnh tranh mạnh.
Nếu cơng ty có Product market competition thấp hơn giá trị trung vị của mẫu: xếp vào nhóm 2 – thị trường cạnh tranh yếu.
Salej,y: là doanh thu hàng năm của công ty i trong ngành thứ j theo năm y. Nếu một số công ty thống trị tổng doanh thu của một ngành thì chỉ số Herfindahl sẽ có giá trị gần bằng 1. Để tính giá trị này và tìm giá trị trung vị của mẫu ta tiến hành xếp các cơng ty theo từng nhóm ngành và tính chỉ số Herfindahl theo cơng thức trên. Sau đó lấy nghịch đảo chỉ số này (tức là 1- Herfndahl), sắp xếp thứ tự
từ nhỏ đến lớn và lấy giá trị trung vị của nó (0.94 là giá trị trung vị của mẫu). Các công ty thuộc nhóm ngành có giá trị cạnh tranh thị trường (Product market competition) nhỏ hơn giá trị này được xếp vào nhóm cạnh tranh yếu và ngược lại là nhóm cạnh tranh mạnh. Sau đó, chúng ta tiến hành hồi quy OLS để kiểm định mối quan hệ đa dạng giới tính và chi phí đại diện theo hai nhóm.
Chương 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 Thống kê mô tả và kiểm định các khiếm khuyết của dữ liệu
4.1.1 Thống kê mô tả.
Dữ liệu thu thập được từ 640 báo cáo thường niên từ năm 2006 đến năm 2013 của 80 cơng ty phi tài chính niêm yết trên sàn HOSE cho thấy có 417 thành viên nữ trong tổng số 2.473 thành viên BĐH trong mẫu của 80 công ty nghiên cứu, chiếm tỷ lệ 16,86%. Trong khi đó, tỷ lệ thành viên nam là 83,14 % cao gấp 5 lần thành viên nữ. Bảng 3.1 cũng cho thấy có 337 quan sát trong mẫu khơng có thành viên nữ trong BĐH chiếm 52,7% và số quan sát có từ 1 thành viên nữ trở lên trong BĐH là 47,3%.
Bảng 3.1. Giới tính của thành viên BĐH
Giới tính Số thành viên Phần trăm(%)
Nữ 417 16.86
Nam 2056 83.14
Tổng cộng 2473 100
Chi tiết thành viên nữ trong BĐH Số quan sát
Khơng có thành viên nữ 337
Có 1 thành viên nữ trở lên 303
Tổng cộng 640
Bảng 3.2 mô tả thống kê các biến được sử dụng trong mơ hình. Nghiên cứu này phân tích tại thị trường Việt Nam. Hiện nay đàn ông vẫn giữ phần lớn những vị trí cao trong ban điều hành mặc dù phụ nữ chiếm 48,6% lực lượng lao động và 50,5% tổng dân số ( Tổng cục thống kê Việt Nam năm 2013). Đặc biệt số thành viên trung bình trong BĐH là 3,86 trong khi chỉ có 0,65 là nữ. Tỷ lệ trung bình của thành viên nữ trong BĐH là 16%. Tỷ lệ này là khá thấp so với Tây Ban Nha là 40% từ năm 2015; Hà Lan 30% từ năm 2016; Pháp 20% từ năm 2014 và 40% từ năm 2017; Canada 20% từ năm 2015 và 40% từ năm 2018; Bỉ quy định tối thiểu 1/3 thành viên nữ trong ban điều hành công ty từ năm 2011; Malaysia 30% từ năm 2011. Lý do chính có thể lý giải cho kết quả này là người châu Á vẫn còn bị ảnh hưởng nhiều bởi tư tưởng trọng nam khinh nữ từ lâu đời. Mặc dù luật Bình đẳng giới ra đời có hiệu lực từ ngày 01/01/2007 cũng như sự thay đổi nhận thức của người dân Việt Nam về quan niệm này vẫn chưa rõ rệt. Kết quả cho thấy giá trị trung bình của tổng tài sản của các cơng ty là 1.597 tỷ đồng và doanh thu là 1.587 tỷ đồng. Lợi nhuận tính theo ROA là 7,95% và giá trị trung bình của Tobin’s Q (giá trị thị trường của cơng ty liên quan đến chi phí thay thế tài sản của cơng ty) vào khoảng 0,98.
Biến chi phí đai diện đo lường theo hai cách. Thứ nhất, tỷ lệ trung bình của dịng tiền tự do trên tổng tài sản với cơ hội tăng trưởng ít là 0.0585. Thứ hai, những công ty trả 11,9% lợi nhuận thuần cho việc chi trả cổ tức và đầu tư 1,1% cho chí phí đầu tư vào tài sản vơ hình như chi phí quảng cáo và nghiên cứu phát triển. Đòn bẩy trung bình khoảng 43% và giá trị trung bình của tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường là 1,24. Chỉ số cạnh tranh thị trường tính bằng nghịch đảo của chỉ số Herfindahl thể hiện tính chất của những thị trường cạnh tranh. Giá trị trung bình của nó vào khoảng 0.775.
Bảng 3.2. Thống kê mô tả dữ liệu cho tất cả các biến được sử dụng trong nghiên cứu này. Mean Std. Dev. 5th percentile Median 95th percentile
Gender diversity
Total number of officers 3.864063 2.052203 2 3.5 7
Number of female
officers 0.6515625 0.8551587 0 0 2
Gender diversity 0.1655 0.2062552 0 0 0.55
Gender diversity dummy 0.4734375 0.4996845 0 0 1
Agency costs
FCFs with poor growth 0.0585937 0.0908414 0 0.04 0.18
Dividend payout ratio 0.1194219 0.1093163 0 0.11 0.3
Other variables
Total assets (triệu đồng) 1597230 2960241 137951.5 604738.5 7091492
Sales (triệu đồng) 1587236 3537817 96367 626728.5 4925751
Net income (triệu đồng) 138022.6 470816.2 -1332.5 35958 509227
Return on assets 0.0794844 0.0802045 -0.005 0.07 0.21 Book to market 1.241297 0.9872022 0.195 0.97 3.215 Leverage 0.4327187 0.1972521 0.11 0.45 0.72 Intangibles intensity 0.0114687 0.0625416 0 0 0.04 Firm age 1.513391 0.6752202 0 1.61 2.4 Tobin's Q 0.9752969 0.4845703 0.495 0.87 1.86 Product market competition 0.775 0.4179089 0 1 1
Nguồn: Tính tốn của tác giả
4.1.2 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 3.3 và bảng 3.4 kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến của phương trình (1). Trong mơ hình này xem xét mối quan hệ giữa đa dạng giới tính và chi phí đại diện. Chi
phí đại diện được đo lường theo hai cách: dịng tiền tự do (bảng 3.3) và tỷ lệ chi trả cổ tức (bảng 3.4)
Bảng 3.3. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến của phương trình (1) khi chi phí đại diện được tính bằng dịng tiền tự do
VIF FCFs with poor growth Gender dummy Firm size Book to market Leverage Intangibles intensity Firm age FCFs with poor growth 1 Genderdummy 1.44 -0.1167 1 Firm size 2.21 -0.1584 0.1272 1 Book to market 1.96 -0.0006 -0.0335 - 0.0689 1 Leverage 1.52 -0.0913 -0.002 0.1762 0.0134 1 Intangibles intensity 1.09 -0.0253 -0.0078 0.0339 0.0244 -0.0495 1 Firm age 4.22 -0.1318 0.0611 0.2651 0.4304 -0.0614 0.0569 1
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả của bảng 3.3 thể hiện các hệ số tương quan giữa các biến có trong mơ hình và giá trị VIF (nhân tử phóng đại phương sai) cho mỗi biến độc lập. Các hệ số tương quan giữa các biến độc lập dao động từ -0.1584 đến 0.4304. Guajarati, 2003 cho