2. Giới thiệu chung
2.4. Kết quả nghiên cứu
2.4.1. Thống kê mô tả
Bảng 2.1: Kết quả thống kê mô tả các biến độc lập, các biến phụ thuộc, các biến
kiểm soát
2010 2011 Total
Mean S.E.
Mean Median Mean
S.E.
Mean Median Mean
S.E. Mean Median SALES/ASSETS .9180 .1095 .6631 .9420 .1261 .6349 .9300 .0832 .6471 EXP/SALES .1023 .0250 .0518 .1220 .0274 .0537 .1122 .0185 .0531 IN_OWN .4472 .0196 .4918 .4550 .0203 .5106 .4511 .0140 .5052 OUT_OWN .0729 .0116 .0502 .0817 .0122 .0571 .0773 .0084 .0512
BOARD_SIZE 5.779 .1354 5.000 5.805 .1420 5.000 5.792 .0978 5.000 OUT_RATIO .3249 .0239 .3000 .3281 .0230 .2857 .3265 .0165 .2857 IN_RATIO .4810 .0244 .5000 .4744 .0245 .5000 .4777 .0172 .5000 WOMEN_RATIO .1510 .0189 .1429 .1562 .0192 .1429 .1536 .0134 .1429 DEBTS/ASSETS .3200 .0224 .3216 .3443 .0233 .3507 .3322 .0161 .3442 DOANH THU (tỷđ) 2,072.05 302.26 1,337.11 2,517.57 413.82 1,562.89 2,294.81 256.02 1,349.96 TÀI SẢN (tỷđ) 2,839.34 344.94 1,828.30 3,296.76 394.84 2,014.25 3,068.05 261.94 1,885.28
Nguồn: số liệu thu thập từ các bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính tốn của tác giả từ phần mềm SPSS.
Kết quả bảng 2.1 cho thấy các chỉ tiêu biến động không đáng kể qua hai năm, nhìn chung giá trị trung bình của các biến có chiều hướng gia tăng, chỉ có tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị điều hành là có chiều hướng giảm, cụ thể:
- Giá trị trung bình của hiệu suất sử dụng tài sản (SALES/ASSETS) năm 2011 là 94.2% tăng 2.61% so với trung bình năm 2010 (91.8%), trung bình cho cả hai năm là 93%.
- Giá trị trung bình của chi phí hoạt động/doanh thu (EXP/SALES) năm 2011 là 12.2% tăng 19.26% so với trung bình năm 2010 (10.23%), trung bình cho cả hai năm là 11.22%.
- Giá trị trung bình của tỷ lệ sở hữu nội bộ (IN_OWN) năm 2011 là 45.5% tăng 1.74% so với trung bình năm 2010 (44.72%), trung bình cho cả hai năm là 45.11%.
- Giá trị trung bình của tỷ lệ sở hữu lớn bên ngoài (OUT_OWN) năm 2011 là 8.17% tăng 12.07% so với trung bình năm 2010 (7.29%), trung bình cho cả hai năm là 7.73%.
- Quy mô hội đồng quản trị (BOARD_SIZE) trong năm 2011, 2010 dao động ở mức trung bình là 5.8 người.
- Giá trị trung bình của tỷ lệ thành viên độc lập (OUT_RATIO) năm 2011 là 32.81%, tăng 0.98% so với trung bình năm 2010 (32.49%), trung bình cho cả hai năm là 32.65%.
- Giá trị trung bình của tỷ lệ thành viên nữ (WOMEN_RATIO ) năm 2011 là 15.62%, tăng 3.44% so với trung bình năm 2010 (15.1%), trung bình cho cả hai năm là 15.36%.
- Tỷ lệ sử dụng nợ trung bình năm 2011 là 34.43% tăng 7.59% so với trung bình năm 2010 (32%), bình quân 2 năm là 33.22%.
- Giá trị trung bình của tỷ lệ thành viên điều hành (IN_RATIO) có chiều hướng giảm nhẹ, năm 2011 là 47.44%, giảm 1.37% so với trung bình năm 2010 (48.1%), trung bình cho cả hai năm là 47.77%.
2.4.2. Phân tích ma trận hệ số tương quan:
Bảng 2.2: Hệ số tương quan cặp giữa các biến độc lập, biến kiểm soát với nhau
IN_O WN OUT_ OWN BOARD _SIZE OUT_R ATIO IN_R ATIO WOMEN _RATIO FIRM _SIZE DEBTS/ ASSETS IN_OWN 1 OUT_OWN -.403** 1 BOARD_SIZE -.055 .047 1 OUT_RATIO -.249** .116 .230** 1 IN_RATIO -.050 -.106 -.104 -.638** 1 WOMEN_RATIO -.083 .102 .032 .067 .084 1 FIRM_SIZE .155 -.104 .016 -.062 -.014 .252** 1 DEBTS/ASSETS .110 -.184* .119 -.079 .005 .100 .014 1
Nguồn: số liệu thu thập từ các bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính tốn của tác giả từ phần mềm SPSS.
* : mức ý nghĩa thống kê 5%; **: mức ý nghĩa thống kê 1%.
Kết quả từ bảng 2.2 cho thấy hệ số tương quan cặp giữa các biến độc lập và các biến kiểm sốt đều nhỏ hơn 0.8. Trong đó, hai biến có hệ số tương quan tương đối chặt chẽ so với các biến khác và có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1%, đó là tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị độc lập (OUT_RATIO) và tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị điều hành (IN_RATIO) với hệ số tương quan là -0.638. Như vậy, hệ số tương quan cặp giữa các biến đều nhỏ hơn 0.8. Do đó, các biến độc lập và kiểm sốt sẽ được sử dụng đồng thời trong mơ hình hồi quy bội khi xem xét tác động lên biến phụ thuộc.
2.4.3. Kết quả hồi quy:
2.4.3.1. Kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là hiệu suất sử dụng tài sản:
Bảng 2.3. Model Summary
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the
Estimate Durbin-Watson
1 .722a .521 .495 .7341902 1.173
a. Predictors: (Constant), IN_OWN, OUT_OWN, BOARD_SIZE, OUT_RATIO, IN_RATIO, WOMEN_RATIO, FIRM_SIZE, DEBTS/ASSETS.
b. Dependent Variable: SALES/ASSETS.
Bảng 2.4. ANOVA
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Regression 85.084 8 10.636 19.731 .000a
Residual 78.160 145 .539
Total 163.244 153
a. Predictors: (Constant), IN_OWN, OUT_OWN, BOARD_SIZE, OUT_RATIO, IN_RATIO, WOMEN_RATIO, FIRM_SIZE, DEBTS/ASSETS.
b. Dependent Variable: SALES/ASSETS.
Bảng 2.5. Coefficients Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.
(Constant) -13.442 1.425 -9.431 .000 IN_OWN -.869 .405 -.147 -2.144 .034 .707 1.415 OUT_OWN -.611 .647 -.062 -.943 .347 .770 1.299 BOARD_SIZE -.074 .051 -.086 -1.441 .152 .919 1.089 OUT_RATIO .373 .425 .074 .877 .382 .463 2.160 IN_RATIO .642 .391 .133 1.641 .103 .504 1.985 WOMEN_RATIO .819 .385 .132 2.129 .035 .859 1.164 FIRM_SIZE 1.217 .111 .666 10.924 .000 .888 1.126 DEBTS/ASSETS .077 .310 .015 .250 .803 .914 1.094
a. Dependent Variable: SALES/ASSETS
Nguồn: số liệu thu thập từ các bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính tốn của tác giả từ phần mềm SPSS.
Bảng 2.3 cho thấy hệ số thống kê d (Durbin-Watson) nằm trong khoảng (1,3) do đó mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan.
Kết quả bảng 2.5 cho thấy hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập và kiểm sốt đều nhỏ hơn 10 do đó khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. R2 điều chỉnh nhận giá trị 0.495, cao hơn tiêu chí đề xuất (0.3). Đồng thời giá trị thống kê F được tính từ giá trị R square của mơ hình có giá trị Sig rất nhỏ (nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%), do đó bác bỏ giả thiết Ho cho rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0 (ngoại trừ hằng số). Điều này cho thấy mức độ phù hợp của phương trình trong việc giải thích hiện tượng. Mơ hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu, có thể sử dụng được.
Bảng 2.5 cho kết quả hệ số hồi quy của các biến độc lập và kiểm soát. Kết quả cho thấy hiệu suất sử dụng tài sản có tương quan âm với tỷ lệ sở hữu cổ phần nội bộ và có tương quan dương với tỷ lệ thành viên nữ trong hội đồng quản trị ở cùng mức ý nghĩa 5%. Ở một mức độ thấp hơn, với mức ý nghĩa 11%, tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị tham gia điều hành có tương quan dương với hiệu suất sử
dụng tài sản. Ngồi ra hiệu suất sử dụng tài sản cịn có tương quan dương với quy mô công ty ở mức ý nghĩa 1%. Các hệ số tương quan giữa hiệu suất sử dụng tài sản với các biến độc lập và biến kiểm sốt khác khơng đạt mức ý nghĩa thống kê.
Phương trình hồi quy có dạng:
SALES/ASSETS = -13.442 - 0.869 IN_OWN - 0.611 OUT_OWN - 0.074
BOARD_SIZE + 0.373 OUT_RATIO + 0.642 IN_RATIO + 0.819 WOMEN_RATIO + 1.217 FIRM_SIZE + 0.077 DEBTS/ASSETS.
Ý nghĩa kinh tế:
Hệ số hồi quy của biến tỷ lệ sở hữu nội bộ (IN_OWN) là -0.869, ngụ ý rằng khi tỷ lệ sở hữu nội bộ tăng lên 1% sẽ làm cho hiệu suất sử dụng tài sản giảm 0.00869 (0.01 x 0.869). Do đó, một cơng ty có quy mơ tài sản trung bình 1,885.28 tỷ đồng, khi tỷ lệ sở hữu nội bộ tăng 1% có thể làm cho doanh thu giảm 16.38 tỷ đồng trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi.
Tương tự hệ số hồi quy của tỷ lệ thành viên nữ tham gia hội đồng quản trị (WOMEN_RATIO) là 0.819, ngụ ý rằng một cơng ty có quy mơ tài sản trung bình 1,885.28 tỷ đồng khi tỷ lệ nữ tăng 1% có thể làm cho doanh thu tăng 15.44 tỷ đồng trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi.
Đồ thị biểu thị tương quan giữa hiệu suất sử dụng tài sản với 2 biến nói trên được trình bày ở hình 2.1 và hình 2.2 dưới đây.
Hình 2.1: Đồ thị biểu thị tương quan giữa hiệu suất sử dụng tài sản và tỷ lệ sở hữu
nội bộ
Hình 2.2: Đồ thị biểu thị tương quan giữa hiệu suất sử dụng tài sản và tỷ lệ thành
viên nữ trong hội đồng quản trị
2.4.3.2. Kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ chi phí hoạt động/doanh thu:
Bảng 2.6. Model Summary
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the
Estimate Durbin-Watson
a. Predictors: (Constant), IN_OWN, OUT_OWN, BOARD_SIZE, OUT_RATIO, IN_RATIO, WOMEN_RATIO, FIRM_SIZE, DEBTS/ASSETS.
b. Dependent Variable: EXP/SALES.
Bảng 2.7. ANOVA
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Regression 2.671 8 .334 8.957 .000a
Residual 5.404 145 .037
Total 8.075 153
a. Predictors: (Constant), IN_OWN, OUT_OWN, BOARD_SIZE, OUT_RATIO, IN_RATIO, WOMEN_RATIO, FIRM_SIZE, DEBTS/ASSETS.
b. Dependent Variable: EXP/SALES.
Bảng 2.8. Coefficients Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF
(Constant) 2.956 .375 7.886 .000 IN_OWN .096 .107 .073 .903 .368 .707 1.415 OUT_OWN .008 .170 .004 .049 .961 .770 1.299 BOARD_SIZE .026 .013 .136 1.919 .057 .919 1.089 OUT_RATIO -.220 .112 -.197 -1.970 .051 .463 2.160 IN_RATIO -.175 .103 -.163 -1.700 .091 .504 1.985 WOMEN_RATIO .216 .101 .156 2.132 .035 .859 1.164 FIRM_SIZE -.239 .029 -.588 -8.150 .000 .888 1.126 DEBTS/ASSETS -.117 .082 -.102 -1.440 .152 .914 1.094
a. Dependent Variable: EXP/SALES.
Nguồn: số liệu thu thập từ các bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính tốn của tác giả từ phần mềm SPSS.
Kết quả bảng 2.6 cho thấy R2 điều chỉnh nhận giá trị 0.294 nhỏ hơn tiêu chí đề xuất (0.3) nên mơ hình khơng phù hợp để phân tích.
Tuy nhiên, nhìn chung kết quả hồi quy lần này củng cố thêm mối tương quan giữa các biến độc lập với chi phí đại diện theo kết quả hồi quy trước (kết quả hồi quy sử dụng biến phụ thuộc là hiệu suất sử dụng tài sản). Cụ thể, kết quả hồi quy lần trước cho thấy quy mô hội đồng quản trị càng lớn, chi phí đại diện càng cao chỉ đúng về mặt danh nghĩa nhưng khơng có ý nghĩa thống kê, trong kết quả hồi quy lần này, mối quan hệ thuận chiều đã được chứng minh ở mức ý nghĩa 10%. Tương tự đối với tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị điều hành và tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị độc lập, trong kết quả hồi quy trước, 2 biến này có tương quan nghịch chiều với chi phí đại diện chỉ đúng về mặt danh nghĩa, trong kết quả hồi quy lần này, mối quan hệ nghịch chiều đã được chứng minh ở mức ý nghĩa 10%.
Tuy nhiên theo mục tiêu ban đầu, tác giả đề xuất tiêu chí chấp nhận phương trình hồi quy tuyến tính phù hợp có R2
điều chỉnh ≥ 0,3. Do đó, phần lý giải kết quả tiếp theo tác giả sẽ dựa trên kết quả hồi quy đối với biến phụ thuộc là hiệu suất sử dụng tài sản.
2.4.4. Lý giải kết quả nghiên cứu:
Kết quả hồi quy cho thấy tỷ lệ sở hữu nội bộ càng cao thì hiệu suất sử dụng tài sản càng thấp hay chi phí đại diện càng lớn. Điều này trái ngược với kết quả nghiên cứu của Ang và các cộng sự (1999), Singh & Davidson (2002). Có thể lý giải nguyên nhân là do: (i) Xuất phát từ đặc điểm của các công ty cổ phần ở Việt Nam, thông thường thành viên hội đồng quản trị ngồi sở hữu cổ phần của chính mình, họ cịn đại diện sở hữu cho phần vốn góp của các cổ đơng khác mà cụ thể là đại diện cho tổ chức hoặc nhà nước. Trong số 77 cơng ty khảo sát có đến 48 cơng ty (chiếm tỷ lệ 62.34%) là có sự hiện diện của sở hữu nhà nước, được đại diện bởi các thành viên hội đồng quản trị với tỷ lệ sở hữu cổ phần trung bình là 38.44%. Hầu hết các cơng ty này được cổ phần hóa từ DNNN hay được thành lập với hình thức nhà nước nắm cổ phần chi phối. Các vị chủ tịch hay thành viên hội đồng quản trị trong
các công ty này phần lớn là đại diện sở hữu nhà nước theo sự chỉ định. Và rồi, sở hữu nhà nước cuối cùng là “sở hữu tồn dân”. Các vị đại diện khơng phải chịu tâm lý “đồng tiền đi liền khúc ruột”. Họ có thể lợi dụng chức quyền, vi phạm các nguyên tắc quản lý, vi phạm đạo đức nhằm tối đa hóa lợi ích cá nhân, làm ảnh hưởng đến lợi ích của cơng ty, ảnh hưởng đến lợi ích của nhà nước lẫn các cổ đông khác. Một số trường hợp điển hình khơng thể khơng nhắc đến trong thời gian gần đây về các vụ bê bối của người đại diện vốn sở hữu nhà nước đó là: vụ việc Vinashin, Vinaline, PMU18,…; (ii) Một lý do khác, có thể xem xét đến là hiệu ứng “ngăn chặn” và “hội tụ lợi ích”. Theo tập dữ liệu tổng thể của luận văn thì sở hữu nội bộ có tỷ lệ trung bình đến 45.11%, trong khi đó theo tập dữ liệu tổng thể của Singh & Davidson (2002) thì tỷ lệ sở hữu nội bộ trung bình là 15.62%. Phải chăng do tỷ lệ sở hữu nội bộ lớn nên xảy ra hiệu ứng “ngăn chặn”. Theo như kết quả của McConnell & Servaes (1990, 1995), họ sử dụng phương trình hồi quy bậc hai để đo lường mối tương quan giữa mức độ sở hữu của nhà quản lý và giá trị của công ty (đo lường bằng Tobin’s Q), kết quả của họ cho thấy rằng tồn tại mối tương quan dương khi mức độ sở hữu cổ phần của nhà quản lý từ 40% - 50%, và tương quan âm khi mức độ sở hữu lớn hơn. Do vậy, với tập dữ liệu lớn hơn các nghiên cứu tiếp theo nên kiểm tra vấn đề này bằng phương trình hồi quy phi tuyến.
Tỷ lệ sở hữu cổ phần của cổ đơng lớn bên ngồi khơng liên quan đến chi phí đại diện khi đo lường bằng hiệu suất sử dụng tài sản. Kết quả này thống nhất với kết quả của Singh & Davidson (2002). Điều này có thể là do biến chi phí đại diện này khơng phải là số liệu về hiệu quả hoạt động được đánh giá cao bởi các cổ đông lớn bên ngồi. Ngồi ra, trong số các cơng ty khảo sát, phần lớn các cổ đơng lớn bên ngồi là các quỹ đầu tư, do đó mức độ gắn kết lâu dài với cơng ty khơng cao, và vì vậy việc giám sát của các cổ đông này chưa thật sự hiệu quả.
Singh & Davidson (2002) tìm thấy quan hệ nghịch biến có ý nghĩa thống kê giữa quy mơ hội đồng quản trị và hiệu suất sử dụng tài sản. Tuy nhiên kết quả tác giả chỉ tìm thấy mối quan hệ nghịch biến về mặt danh nghĩa, khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy quy mô hội đồng quản trị dường như khơng ảnh hưởng
quan trọng đến chi phí đại diện trong môi trường Việt Nam. Kết quả này thống nhất với báo cáo của Tổ chức tài chính quốc tế (IFC) khi đánh giá mối quan hệ giữa hiệu quả quản trị cơng ty như đã trình bày ở mục 1.2., chương 1. IFC khơng có chứng cứ kết luận về mối liên hệ giữa quy mô hội đồng quản trị và điểm quản trị công ty.
Tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị tham gia điều hành và tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị độc lập tương quan dương với hiệu suất sử dụng tài sản về mặt danh nghĩa nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Singh & Davidson (2002) cũng khơng tìm thấy mối tương quan có ý nghĩa giữa thành phần hội đồng quản trị với chi phí đại diện. Theo quan điểm tác giả, việc tham gia điều hành có thể có những hiệu quả tích cực đối với hoạt động của công ty bởi lẽ các thành viên hội đồng quản trị có được những thơng tin tốt nhất giúp đánh giá hiệu quả hơn đối với các nhà quản trị cao cấp (theo Baysinger và Hoskisson (1990)), đồng thời có đủ thẩm quyền để đưa ra các