4. Nội dung và kết quả nghiên cứu:
4.2 Khảo sát tương quan cặp giữa các biến trong mơ hình:
Số liệu từ bảng 4.2 cho thấy các biến trong mẫu quan sát có hệ số tương quan cặp phù hợp. Do vậy tác giả không loại biến nào ra khỏi phương trình hồi quy.
Bảng 4.2: Hệ số tương quan cặp giữa các biến trong mẫu
AGE BSIZE DUALITY EDU FEMALE OWN LNTA ROA TPQ
AGE 1.000
BSIZE -0.031 1.000
DUALITY 0.055 -0.062 1.000
FEMALERATE -0.172 0.120 0.001 -0.026 1.000
OWN 0.109 -0.014 -0.168 0.126 -0.114 1.000
LNTA -0.063 0.316 0.071 0.442 -0.010 0.086 1.000
ROA 0.068 -0.034 0.063 0.065 0.089 0.037 -0.114 1.000
TPQ -0.080 0.092 0.131 0.228 0.215 0.023 0.190 0.658 1.000
Nguồn số liệu: tác giả thu thập từ bản cáo bạch, báo cáo tài chính và báo cáo thường niên của các công ty trong mẫu quan sát (Mẫu dữ liệu được trình bày ở phần Phụ lục 2)
4.3 Kết quả mơ hình:
4.3.1 Phương pháp bình phương nhỏ nhất với ảnh hưởng cố định (FEM):
Bảng 4.3 trình bày kết quả hồi quy bình phương nhỏ nhất với ảnh hưởng cố định trong cả hai trường hợp biến phụ thuộc là TPQ và ROA. Đối với biến phụ thuộc là Tobin‟s Q, R2 hiệu chỉnh nhận giá trị 0.707338 là khá cao, điều này cho thấy mức độ phù hợp của phương trình hồi quy. Số liệu từ bảng kết quả trên cho thấy mối tương quan ngược chiều (-0.029) ở mức ý nghĩa 5% của độ tuổi trung bình và tương quan cùng chiều (0.118) ở mức ý nghĩa 10% của quyền kiêm nhiệm đến thành quả hoạt động của doanh nghiệp. Kết quả này cho phép bác bỏ giả thuyết 1: độ tuổi trung bình của HĐQT khơng tương quan với thành quả hoạt động của công ty và giả thuyết 3: kiêm nhiệm chức danh chủ tịch HĐQT – tổng giám đốc/giám đốc không tương quan với thành quả hoạt động của công ty. (Kết quả chạy mơ hình bằng phần mềm Eviews được trình bày ở Bảng 1.1 và Bảng 1.2 phần Phụ Lục 1)
Mối tương quan âm giữa độ tuổi trung bình và thành quả hoạt động trong mẫu quan sát phù hợp với quan điểm của nhóm tác giả Child (1974), May (1995), Nakano và P.Nguyen (2008), Matta và Beamish (2008) khi cho rằng HĐQT không nên quá lớn tuổi để có thể chấp nhận cơng nghệ mới, tư duy mới trong một môi trường phát triển nhanh chóng. Mối tương quan dương giữa quyền kiêm nhiệm và thành quả hoạt động phù hợp với quan điểm của Bathula (2008), Gill và Mathur (2011). Tương quan dương trong trường hợp này có thể giải thích do các cơng ty Việt Nam phần lớn có quy mơ vừa và nhỏ, mục tiêu kiểm sốt cơng việc điều hành không quá phức tạp, quyền kiêm nhiệm sẽ trao cho tổng giám đốc khả năng tự quyết cao – khi đó họ sẵn sàng làm việc nhiều hơn cho công ty.
Đối với biến phụ thuộc là ROA, R2
hiệu chỉnh cũng mang giá trị khá cao 0.644871, do đó mơ hình vẫn phù hợp. Kết quả đối với biến phụ thuộc ROA khơng tìm thấy ảnh hưởng của độ tuổi, quy mơ, trình độ học vấn, tỷ lệ nữ và tỷ lệ sở hữu của HĐQT đến thành quả hoạt động doanh nghiệp. Tuy nhiên, kết quả mơ hình vẫn xác nhận tương quan dương tại mức ý nghĩa 10% giữa quyền kiêm nhiệm đến thành quả hoạt động doanh nghiệp, mặc dù tác động này không mạnh như trong trường hợp biến phụ thuộc là Tobin‟s Q. Đối với biến phụ thuộc là Tobin‟s Q, tác động là 0.118, còn ROA tác động này là 0.022.
Bảng 4.3: Tổng hợp kết quả hồi quy bình phương nhỏ nhất với ảnh hưởng cố định giữa các đặc điểm của HĐQT và thành quả hoạt động doanh nghiệp đo lường bằng Tobin’s Q và ROA
TPQ ROA β P - value β P - value C 17.103 0.0000 2.638623 0.0000 AGE(-1) -0.029 0.0246 -0.001119 0.6457 BSIZE(-1) -0.028 0.3857 -0.006035 0.345 DUALITY(-1) 0.118 0.0674 0.022381 0.0758 EDUCATION(-1) -0.045 0.2915 -0.010703 0.201 FEMALERATE(-1) 0.063 0.819 0.00346 0.9487 LNTA(-1) -0.534 0.0000 -0.093251 0.0000 OWN(-1) 0.123 0.6483 0.064994 0.2178 TPQ(-1) -0.007 0.8983 0.049528 0.3402 R-squared 0.785821 0.740106 Adjusted R-squared 0.707338 0.644871
Phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất sẽ cho kết quả tốt nhất khi mơ hình thỏa mãn một số giả định: phương sai không đổi, khơng có đa cộng tuyến, tự tương quan…tồn tại trong mơ hình. Do đó để kết quả thu được là tốt nhất, tác giả tiến hành kiểm định sự tồn tại của phương sai thay đổi, đa cộng tuyến, tự tương quan trong mơ hình.
4.3.1.1 Kiểm định tự tương quan, đa cộng tuyến, phương sai thay đ ổi trong mơ hình: i/ Kiểm định tự tương quan:
Đối với hiện tượng tự tương quan, tác giả hồi quy mơ hình phụ với biến phụ thuộc là phần dư của mơ hình gốc ban đ ầu, thêm biến độc lập là phần dư với độ trễ là 1 để xem
xét tự tương quan bậc 1. Sau đó dựa vào kiểm định F để chấp nhận hoặc bác bỏ giả thiết H0 (H0: khơng có hiện tượng tự tương quan trong mơ hình).
Kết quả hồi quy mơ hình phụ trong c ả hai trường hợp đều cho giá trị p-value c ủa kiểm định F là rất lớn (gần bằng 1), như vậy chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 => khơng có hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình. (Kết quả chạy mơ hình phụ để kiểm định hiện tượng tự tương quan bằng phần mềm Eviews được trình bày ở Bảng 1.3 và Bảng 1.4 phần Phụ Lục 1)
Bảng 4.4: Tổng hợp kết quả hồi quy mơ hình phụ để kiểm định hiện tượng tương quan bậc 1
TPQ ROA
F-statistic 0.685192 0.499364
Prob(F-statistic) 0.9845 0.999951
ii/ Kiểm định đa cộng tuyến:
Đối với hiện tượng đa cộng tuyến, tác giả hồi quy mơ hình phụ với từng biến độc lập được rút ra làm biến phụ thuộc, thu thập hệ số tương quan riêng phần, từ đó tính tốn ra VIF (nhân tử phóng đại phương sai). Nếu VIF >=10 thì mơ hình có hiện tượng đa cộng tuyến rất mạnh.
Kết quả các VIF đối với từng biến độc lập trong mơ hình được tổng hợp trong bảng dưới đây. Giá trị của các VIF đều khá nhỏ, do đó có thể kết luận khơng có hiện tượng đa cộng tuyến tồn tại trong mơ hình. (Kết quả chạy mơ hình phụ để kiểm định đa cộng tuyến bằng phần mềm Eviews được trình bày ở Bảng 1.5 và Bảng 1.6 phần Phụ Lục 1)
Bảng 4.5: Tổng hợp kết quả hồi quy mơ hình phụ để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến.
TPQ ROA R^2 VIF R^2 VIF AGE(-1) 0.0595 1.0632 0.0719 1.0775 BSIZE(-1) 0.1513 1.1783 0.1517 1.1788 DUALITY(-1) 0.0970 1.1074 0.0873 1.0957 EDUCATION(-1) 0.2699 1.3698 0.2638 1.3584 FEMALE(-1) 0.1133 1.1278 0.0790 1.0857 OWN(-1) 0.0784 1.0850 0.0792 1.0861
iii/ Kiểm định phương sai thay đổi:
Để kiểm định phương sai thay đổi trong mơ hình, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định Breush và Pagan (1979). Sau khi chạy mơ hình chính, phần dư của mơ hình chính sẽ được lưu lại và thực hiện hồi quy phần dư bình phương với các biến độc lập ban đầu (mơ hình phụ), tiến hành kiểm định F với mơ hình phụ để phát hiện sự tồn tại của phương sai thay đổi. Giả thuyết đối với mơ hình phụ:
H0: βi = βj = 0 (Khơng có phương sai thay đổi) H1: Tồn tại một βk ≠ 0 (Có phương sai thay đổi)
Kết quả hồi quy mơ hình phụ trong cả hai trường hợp đều cho giá trị p-value của kiểm định F bằng 0, điều này có nghĩa là giả thuyết H0 bị bác bỏ, tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình. (Kết quả chạy mơ hình phụ để kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi bằng phần mềm Eviews được trình bày ở Bảng 1.7 và Bảng 1.8 phần Phụ Lục 1).
Bảng 4.6: Tổng hợp kết quả hồi quy mơ hình phụ để kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi
TPQ ROA β P - value β P - value AGE(-1) 0.004321 0.3231 0.000107 0.6476 BSIZE(-1) -0.013832 0.2163 -0.000796 0.195 DUALITY(-1) 0.009343 0.6726 -0.001066 0.3773 EDUCATION(-1) -0.011319 0.4425 0.00029 0.7182 FEMALERATE(-1) 0.016293 0.8635 0.002593 0.6155 LNTA(-1) -0.059535 0.0057 -0.001983 0.0897 OWN(-1) -0.06155 0.5071 -0.00442 0.3825 TPQ(-1) -0.053152 0.0047 ROA(-1) -0.021003 0 F-statistic 5.487563 2.507215 Prob(F-statistic) 0 0
Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình:
Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi tồn tại trong mơ hình, tác giả chạy lại mơ hình với sai số chuẩn vững (robust standard error). Bảng 4.7 dưới đây thống kê lại kết quả các hệ số β và giá trị p – value tương ứng.
Đối với biến phụ thuộc là Tobin‟s Q, số liệu từ bảng 4.7 cho thấy mối tương quan ngược chiều (-0.029) ở mức ý nghĩa 10% của độ tuổi trung bình và thành quả hoạt động. Kết quả này cho phép bác bỏ giả thuyết 1: độ tuổi trung bình của HĐQT không tương quan với thành quả hoạt động của công ty. Đặc điểm kiêm nhiệm trong trường hợp này khơng cịn ý nghĩa thống kê. Các giả thuyết còn lại chưa đủ cơ sở để bác bỏ.
Đối với biến phụ thuộc là ROA, kết quả mơ hình vẫn xác nhận tương quan dương tại mức ý nghĩa 10% giữa quyền kiêm nhiệm đến thành quả hoạt động doanh nghiệp với hệ số là 0.022. Do đó trong trường hợp này, giả thuyết 3 bị bác bỏ. (Kết quả hồi quy FEM với sai số chuẩn vững từ phần mềm Eviews được trình bày ở Bảng 1.9 và Bảng 1.10 phần Phụ Lục 1).
Bảng 4.7: Tổng hợp kết quả hồi quy mơ hình FEM với sai số chuẩn vững
TPQ ROA β P - value β P - value C 17.103 0.0000 2.638623 0.0000 AGE(-1) -0.029 0.0579 -0.001119 0.7084 BSIZE(-1) -0.028 0.4320 -0.006035 0.3991 DUALITY(-1) 0.118 0.1192 0.022381 0.0932 EDUCATION(-1) -0.045 0.2015 -0.010703 0.1069 FEMALERATE(-1) 0.063 0.8410 0.00346 0.9547 LNTA(-1) 0.123 0.6103 0.064994 0.2341 OWN(-1) -0.534 0.0000 -0.093251 0.0000 TPQ(-1) -0.007 0.9033 0.049528 0.6710 R-squared 0.785821 0.740106 Adjusted R-squared 0.707338 0.644871
4.3.1.2. Kiểm định Hausman để phát hiện hiện tượng nội sinh:
Hermalin và Weisbach (1998, 2003) lập luận rằng thành phần HĐQT và thành quả hoạt động doanh nghiệp là nội sinh. Nếu hiện tượng nội sinh tồn tại trong mơ hình, ước lượng bình phương nhỏ nhất cho các mối quan hệ đưa vào giả thuyết sẽ khơng cịn hiệu quả và đúng nữa (Gujarati & Porter, 2009). Gujarati và Porter (2009) đề xuất nên kiểm tra vấn đề nội sinh trong các dữ liệu. Nếu các phương trình đưa ra giả thuyết được xác định đồng thời, hồi quy hệ phương trình qua 2 giai đoạn (2SLS) hay phương pháp biến công cụ nên được sử dụng thay vì ước lượng bình phương nhỏ nhất (Gujarati & Porter,
2009). Do đó tác giả sử dụng kiểm định Hausman để phát hiện hiện tượng nội sinh có tồn tại trong mơ hình hay khơng, đây là cơ sở để lựa chọn phương pháp phù hợp nhằm kiểm định mối quan hệ giữa các biến quan sát.
Kiểm định Hausman để phát hiện hiện tượng nội sinh được tiến hành thông qua 2 bước. Bước 1 bao gồm thực hiện hồi quy phương trình phụ (reduced form) và tiến hành lưu lại phần dư của mơ hình phụ. Sau đó bước 2 sẽ đưa phần dư vừa được lưu vào mơ hình gốc ban đầu (structural form) và tiến hành hồi quy. Nếu hệ số β của phần dư này khác 0 có ý nghĩa thống kê có thể kết luận rằng tồn tại hiện tượng nội sinh trong mô hình. Ngược lại nếu hệ số β khơng có ý nghĩa thống kê tức là khơng có hiện tượng nội sinh trong mơ hình.
Kết quả kiểm định Hausman được tóm tắt trong bảng 4.8 dưới đây. Hệ số β của phần dư phương trình phụ (reduced form) khi đưa vào hồi quy trong phương trình chính (structural form) đều khác 0 tại mức ý nghĩ thống kê 1%. Điều này cho thấy có hiện tượng nội sinh tồn tại trong mơ hình. Do đó kết quả hồi quy bình phương nhỏ nhất khơng cịn đúng nữa. Tác giả sử dụng phương pháp hồi quy hệ phương trình đồng thời qua hai giai đoạn để xử lý hiện tượng nội sinh. (Kết quả kiểm định Hausman từ phần mềm Eviews đối với biến nội sinh là AGE được trình bày ở Bảng 1.11 và Bảng 1.12 phần Phụ Lục 1).
Bảng 4.8: Tổng hợp hệ số β trong k iểm định Hausman với biến nội sinh lần lượt là các đặc điểm HĐQT
TPQ ROA
Biến nội
sinh β (resid reduced form) p - value β (resid reduced form) p - value
age -0.615392 0.0000 -0.215908 0.0000 bsize 17.6657 0.0000 3.540496 0.0000 duality 11.21318 0.0000 2.20509 0.0000 education -5.642511 0.0000 -1.29495 0.0000 femalerate -1076.593 0.0000 -64.87301 0.0000 own -47.72077 0.0000 -15.35395 0.0000
4.3.2. Hồi quy hệ phương trình đ ồng thời qua hai giai đoạn (2SLS):
Kết quả hồi quy bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất hai giai đoạn được trình bày chi tiết ở Bảng 1.13 – 1.24 phần Phụ lục 1. Bảng 4.9 dưới đây tác giả tổng hợp lại các hệ số hồi quy của từng đặc điểm HĐQT và giá trị p – value làm cơ sở để chấp nhận hoặc bác bỏ giả thuyết đã đưa ra. Kết quả được trình bày đối với cả hai trường hợp biến phụ thuộc là Tobin‟s Q và ROA.
Bảng 4.9: Tổng hợp kết quả hồi quy bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất hai giai đoạn.
TPQ ROA
βi p - value βi p - value
AGE(-1) 0.001955 0.7413 0.000118 0.9212 BSIZE(-1) -0.028176 0.2699 -0.004296 0.4011 DUALITY(-1) 0.090499 0.0806 0.018469 0.0716 EDUCATION(-1) 0.024741 0.2591 0.00374 0.3924 FEMALE(-1) 0.26462 0.037 0.045239 0.07 OWN(-1) 0.106769 0.279 0.006599 0.738
Độ tuổi trung bình HĐQT – AGE:
Kết quả bảng 4.9 cho thấy có thể chấp nhận giả thuyết H01 đối với cả hai thước đo thành quả hoạt động là Tobin‟s Q và ROA: độ tuổi trung bình của HĐQT khơng có tương quan với thành quả hoạt động doanh nghiệp. Nhiều nghiên cứu trước đây trên thế giới đã tìm thấy tương quan dương (Cheng và cộng sự (2010) – thị trường Trung Quốc) ho ặc tương quan âm (Nakano M. và P. Nguyen (2008) – thị trường Nhật Bản) giữa độ tuổi trung bình c ủa HĐQT và thành quả ho ạt động doanh nghiệp. Tuy nhiên trong luận văn này mối tương quan gi ữa hai nhân tố trên chưa được tìm thấy.
Quy mô HĐQT – BSIZE:
Hệ số β từ mơ hình trong cả hai trường hợp biến phụ thuộc là TPQ và ROA đều mang giá trị âm, điều này cho thấy có thể tồn tại tương quan ngược chiều giữa quy mô HĐQT và thành quả hoạt động. Tuy nhiên giá trị p – value là rất lớn do đó vẫn chưa có cơ sở để xác nhận tương quan ngược chiều theo β. Kết quả này đồng nhất với kết quả nghiên cứu của Topak (2011) thực hiện trên thị trường Thổ Nhĩ Kỳ giai đoạn 2004 –
2009, tác giả cũng đã khơng tìm thấy mới tương quan có ý nghĩa giữa quy mơ HĐQT và thành quả hoạt động của doanh nghiệp.
Kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT – Tổng giám đốc - DUALITY:
Đối với đặc điểm kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT – tổng giám đốc, kết quả từ mơ hình hồi quy xác định tương quan dương giữa quyền kiêm nhiệm và thành quả hoạt động đo lường bằng cả TPQ và ROA tại mức ý nghĩa 10% (hệ số 0.09 đối với TPQ và 0.018 đối với ROA). Tại mức ý nghĩa 10% giả thuyết H03 bị bác bỏ. Kết quả này phù hợp với lý thuyết quản trị - ủng hộ việc kiêm nhiệm giữa chủ tịch HĐQT và tổng giám đốc. Khi chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm tổng giám đốc sẽ làm tăng quyền lực của tổng giám đốc - những người hiểu rõ nhất về hoạt động kinh doanh của công ty và từ đó giúp họ dễ dàng quyết định các vấn đề một cách nhanh chóng và rõ ràng nhất mang lại thành quả tốt hơn cho công ty.
Mối tương quan dương gi ữa kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT – tổng giám đốc và thành quả ho ạt động doanh nghiệp cũng đồng nhất với nhiều nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới: Daily và Dalton (1993), Bathula (2008), Ramdani và Witteloostuijn (2010), Gill và Mathur (2011)…
Trình độ học vấn – EDUCATION:
Thật bất ngờ khi đặc điểm về trình độ học vấn của thành viên HĐQT khơng có tác động đến thành quả hoạt động doanh nghiệp. Chúng ta biết rằng trình độ học vấn là một nhân tố quan trọng quyết định năng lực của mỗi cá nhân. Trình độ chun mơn của mỗi thành viên HĐQT là quan trọng trong việc ra quyết định. Từ quan điểm ràng buộc các nguồn lực, thành viên HĐQT với trình độ chun mơn và nhiều kỹ năng hơn có thể được xem như một nguồn lực quý báu giúp cung c ấp liên kết chiến lược với các nguồn lực khác nhau bên ngoài (Ingley & van der Walt, 2001). Nhiều nghiên c ứu trên thế giới xác nhận mối tương quan dương giữa trình độ học vấn và thành quả hoạt động của doanh nghiệp: Smith và cộng sự (2006), Yermack (2006), Salim Darmadi (2011). Tuy nhiên trong khuôn khổ luận văn này với mẫu là 100 công ty quan sát trong thời kỳ 2008 – 2012, kết quả mơ hình đã khơng tìm thấy mối tương quan có ý nghĩa gi ữa trình độ học vấn và