CHƢƠNG 3 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.2. Kiểm định đa cộng tuyến
Về sự tương quan giữa các biến:
Bảng 3.4: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
ROE ROA SIZE INDE DUO FEM TIME
Kết quả phân tích tương quan giữa các biến độc lập, biến kiểm soát được thể hiện trong bảng 3.4 như trên.
Trước tiên, hệ số tương quan giữa các cặp biến độc lập là rất thấp. Điều này cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình là khơng đáng kể. Vì vậy, độ tin cậy của các cặp biến là chấp nhận được.
Thông qua phân tích ban đầu về tương quan giữa các cặp biến, có thể đưa ra vài nhận xét sơ bộ như sau:
Thứ nhất, ROE có ảnh hưởng thuận chiều đến hầu hết các biến về quy mô, sự kiêm nhiệm, thành viên nữ và thành viên độc lập với các hệ số lần lượt là 0.018; 0.003; 0.045; 0.213. Tuy nhiên, khi đặt trong mối quan hệ với biến thời gian niêm yết thì lại có mối quan hệ ngược chiều với hệ số là -0.096.
Thứ hai, kết quả đối với hệ số ROA lại có sự khác biệt tương đối. ROA có quan hệ thuận chiều với hai biến là thành viên độc lập và thành viên nữ với các hệ số lần lượt là 0.168 và 0.143. Thêm vào đó, với biến quy mơ, kiêm nhiệm và biến thời gian niêm yết thì ROA lại có mối quan hệ ngược chiều với hệ số tương quan là -0.036; -0.011 và -0.154.
Về hệ số phóng đại phương sai:
Thơng qua việc chạy các mơ hình hồi quy phụ giữa các biến độc lập với nhau, luận văn xác định được hệ số xác định Rj2 và có kết quả tính toán VIF như sau:
Bảng 3.5: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến cho các biến độc lập
Mơ hình VIF
Nguồn: Kết quả tính tốn trên phần mềm Eviews Qua bảng trên, có thể nhận
thấy hệ số phóng đại phương sai VIF đều nhỏ hơn 10. Vì vậy, có thể kết luận khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập với nhau, có thể dùng các biến này để đánh giá mơ hình hồi quy.
3.3. Kiểm định tự tƣơng quan
Bảng 3.6: Kết quả kiểm định tự tương quan mơ hình
Nguồn: Kết quả tính tốn trên phần mềm Eviews Qua bảng trên, ta thấy giá trị Durbin – Watson ở cả 2 mơ hình
đều có
giá trị xấp xỉ là 1.89. Với mức ý nghĩa 0,05, n=232 thì giá trị tới hạn của thống kê d lần lượt là dL = 1.74873 và dU = 1.81945. So sánh với giá trị d của mơ hình, ta thấy giá trị này nằm ở trong miền khơng có tự tương quan.
Vậy có thể kết luận rằng, cả hai mơ hình đều khơng có hiện tượng tự tương quan.
3.4. Kết quả hồi quy
3.4.1. Mơ hình 1
Bảng 3.7: Kết quả hồi quy đối với biến phụ thuộc ROE
Dependent Variable: ROE Method: Least Squares Date: 06/25/17 Time: 21:51 Sample: 1 232 Included observations: 232 Variable C DUO FEM INDE SIZE TIME R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
The robust standard error of each coefficient is shown in parentheses. *p<0.01
Qua bảng 3.7, ta thấy mơ hình 1 với kiểm định F có P-value (=0.018) <0.05 được coi là phù hợp, có nghĩa là các biến độc lập giải thích được phần nào biến phụ thuộc. Trong đó, sự tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc được giải thích cụ thể như sau:
Hệ số của biến INDE mang giá trị dương (β3 = 5.076) và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (với t-Statistic = 3.304, p< 0.01). Từ đó, có thể chấp nhận được giả thuyết H3: “Thành viên HĐQT độc lập có tác động tích cực đến
hiệu quả kinh doanh của cơng ty”.
Mơ hình này có đến 3 biến khơng có ý nghĩa thống kê, đó là biến DUO (với t-Statistic = 0.3329, p> 0.1), FEM (với t-Statistic = 0.243, p>0.1) và SIZE (với t-Statistic = -0.854, p> 0.1). Như vậy, khơng có cơ sở để chấp nhận hay bác bỏ giả thuyết H1 “Quy mơ HĐQT có tác động ngược chiều đến hiệu
quả kinh doanh của cơng ty”, giả thuyết H2“Sự kiêm nhiệm có tác động tiêu cực đến hiệu quả kinh doanh của công ty” và giả thuyết H4 “Có sự tác động tích cực của thành viên nữ trong HĐQT đến hiệu quả kinh doanh của cơng ty” Qua đây cho thấy khơng có mối liên hệ nào giữa sự kiêm nhiệm, thành
viên nữ trong HĐQT và quy mô HĐQT và hiệu quả kinh doanh của cơng ty thơng qua hệ số ROE.
3.4.2. Mơ hình 2
Bảng 3.8: Kết quả hồi quy đối với biến phụ thuộc ROA
Dependent Variable: ROA Method: Least Squares Date: 06/25/17 Sample: 1 232 Included observations: 232 Variable C DUO FEM INDE
SIZE TIME R-squared
Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
The robust standard error of each coefficient is shown in parentheses. *p<0.01, **p<0.05, ***p<0.1
Nguồn: Kết quả tính tốn trên phần mềm Eviews
Bảng 3.8 cho thấy mơ hình 2 hồn tồn phù hợp sau khi thực hiện kiểm định F với P-value = 0.0022 < 0.05. Từng biến độc lập ảnh hưởng đến ROA cụ thể như sau:
Hệ số của biến FEM có giá trị dương (β4= 1.179) và có ý nghĩa thống kê tại mức 5% (với t-Statistic = 2.197, p< 0.05). Như vậy, có thể có cơ sở để chấp nhận giả thuyết H4: “Có sự tác động tích cực của thành viên nữ trong
HĐQT đến hiệu quả kinh doanh của cơng ty”.
Kết quả của mơ hình 2 cũng cho thấy có thể chấp nhận giả thuyết H3: “Thành viên HĐQT độc lập có tác động tích cực đến hiệu quả kinh doanh của
công ty” do hệ số của biến INDE mang dấu dương với β3= 2.357 ở mức ý nghĩa thống kê 1% với t-Statistic = 2.627, p< 0.01.
Giả thuyết H1: “Quy mơ HĐQT có tác động ngược chiều đến hiệu quả
kinh doanh của công ty” cũng được chấp nhận thơng qua kết quả của mơ
hình. Do hệ số hồi quy của biến SIZE mang giá trị dương (β1= -0.874) và có ý nghĩa thống kê tại mức 10% (t-Statistic = -1.838, p< 0.1).
Khơng có cơ sở để bác bỏ hay chấp nhận giả thuyết H2: “Sự kiêm
nhiệm có tác động tiêu cực đến hiệu quả kinh doanh của cơng ty”. Bởi vì biến
Hệ số R-squared ở 2 mơ hình lần lượt là 5,7% đối với biến phụ thuộc ROE và 7,8% đối với biến phụ thuộc ROA. Chỉ số này cho thấy biến động chung của các nhân tố ảnh hưởng của các doanh nghiệp được nghiên cứu.
Phần mơ hình hồi quy khơng đo lường được ở đây là những nhân tố tác động đến hiệu quả kinh doanh nhưng vì khơng định lượng được nên khơng đưa vào mơ hình.
Hệ số R-squared thấp này là do hạn chế từ quy mơ bộ số liệu cịn nhỏ (chỉ thu thập dữ liệu cho năm tài chính 2016) nên chỉ giải thích được một phần mối quan hệ. Chính vì vậy, cần phải có thêm thời gian để mở rộng cơ sở dữ liệu để tăng hệ số R-squared trong các nghiên cứu tiếp theo.
3.5. Tóm tắt kết quả nghiên cứu
Từ kết quả nghiên cứu cho thấy có ba mối quan hệ cơ bản được hình thành giữa cơ cấu HĐQT với hiệu quả kinh doanh của cơng ty. Đó là: mối quan hệ tích cực; mối quan hệ tiêu cực và khơng có mối quan hệ.
3.5.1. Mối quan hệ tích cực
Số thành viên độc lập có mối quan hệ tích cực với hiệu quả kinh doanh của cơng ty. Ngồi ra, số thành viên nữ trong HĐQT cũng có mối quan hệ này thơng qua hệ số ROA.
Trước tiên, mối quan hệ tích cực giữa số thành viên độc lập trong HĐQT và hiệu quả kinh doanh hoàn toàn thống nhất với những nghiên cứu trước đây của Bhagat và Black (2002), McKnight và Mira (2003), Henry (2004). Mối quan hệ này đặc biệt có ý nghĩa nhất là trong thực tiễn đối với thị trường đang phát triển như Việt Nam. Bởi lẽ cần có số lượng thích hợp các thành viên HĐQT độc lập để đảm bảo cân đối quyền lực, bảo vệ lợi ích cho các cổ đơng nhỏ. Các DNNY tại HNX thường có hai nhóm cổ đơng lớn là cổ đơng Nhà nước và cổ đơng gia đình nên QTCT thực sự có ý nghĩa khi bảo vệ được các nhóm, tổ chức đầu tư nắm cổ phần nhỏ và các cá nhân. Về tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập được Thông tư 121/2012/BTC quy định cụ thể, số
lượng thành viên HĐQT ít nhất là 03 người và nhiều nhất là 11 người, trong đó tối thiểu 1/3 tổng số thành viên HĐQT phải là thành viên HĐQT không điều hành. Điều này phù hợp với nghiên cứu tại thị trường Hồng Kông của Sydney Leung, Grant Richardson, Bikki Jaggi (2013) khẳng định tỷ lệ 1/3 số thành viên HĐQT không điều hành là một tỷ lệ phù hợp và cần thiết để HĐQT có thể minh bạch và khách quan trong việc ra các quyết định, qua đó ảnh hưởng đến hiệu quả kinh doanh của công ty cổ phần, đặc biệt là tại các công ty cổ phần khơng có tính chất gia đình.
Tuy nhiên, số lượng thành viên độc lập qua nghiên cứu này vẫn có ở mức rất thấp. Ở đây, có thể giải thích bằng một vài nguyên nhân:
Thứ nhất, hệ thống QTCT còn chưa thực sự lớn mạnh nên việc coi trọng các thành viên độc lập chưa được chú ý tới.
Thứ hai, với điều kiện thực tiễn hiện nay tại Việt Nam chúng ta chưa có một tổ chức độc lập có vai trị đào tạo và giới thiệu các thành viên HĐQT độc lập cho các công ty đại chúng. Do vậy, các DNNY, kể cả các doanh nghiệp có mức độ quản trị tốt nhất tại Việt Nam đang phải sử dụng các cơ chế giới thiệu thành viên độc lập dựa trên các mối quan hệ sẵn có của HĐQT, thậm chí của các thành viên HĐQT đang điều hành. Chính vì vậy, tính độc lập của các thành viên HĐQT nhiều khi rất khó được đảm bảo.
Thực tế gần đây, các ngân hàng hoặc các công ty lớn tại Việt Nam cũng đã quan tâm tới việc bổ nhiệm các thành viên HĐQT độc lập có tên tuổi vào trong thành phần của mình. Mục tiêu là tận dụng năng lực và kinh nghiệm của họ vào việc xây dựng các chiến lược kinh doanh, tìm ra các cách thức phù hợp nhằm phát huy lợi thế của cơng ty, qua đó làm tăng giá trị cơng ty.
Thêm vào đó, số lượng thành viên nữ cũng có tác động tích cực đến hiệu quả kinh doanh thơng qua hệ số ROA. Điều này hoàn toàn phù hợp với các nghiên cứu của Carter (2003), Yu (2013) và ở Việt Nam có nghiên cứu
của Võ Hồng Đức và Phan Bùi Gia Thủy (2013). Lý giải cho điều này, luận văn cho rằng việc bổ nhiệm thành viên HĐQT nữ góp phần gia tăng tính đa dạng của HĐQT, khiến cho q trình ra quyết định của HĐQT đa chiều, có sự phản biện và tồn diện hơn. Ở mức độ nào đó về mặt tâm lý học, có thể lý giải được điều này do đặc thù trong tính cách của phái nữ. Phụ nữ thường có vẻ ưu thế hơn ở khả năng thuyết phục, khả năng QTCT, sự linh hoạt trong việc tập trung vào các bên, sự nhanh nhạy đối với các nhà đầu tư trên thị trường, khách hàng và các đối tác bên ngoài.
Nhưng tỷ lệ thành viên nữ tham gia vào điều hành ở các công ty vẫn chiếm con số rất nhỏ. Theo tài liệu “Đa dạng giới trong HĐQT” do Hội đồng Báo cáo Tài chính (FRC) Anh thực hiện vào năm 2011, những vấn đề cụ thể liên quan đến tỷ lệ nữ thành viên thấp trong HĐQT bắt nguồn từ 3 mối quan ngại về hiệu quả của HĐQT:
Thứ nhất, sự thiếu đa dạng trên bàn thảo luận của HĐQT có thể làm suy yếu HĐQT bằng cách khuyến khích “tư duy nhóm”.
Thứ hai, tỷ lệ phụ nữ thấp trong các HĐQT có thể chứng minh sự thất bại trong việc tận dụng tài năng.
Thứ ba, các HĐQT khơng có hoặc có rất hạn chế thành viên nữ có thể bị yếu về khả năng kết nối, hoặc hiểu biết khách hàng và lực lượng lao động của mình, đồng thời ít khuyến khích tinh thần của lao động nữ.
Với tác dụng góp phần làm giảm “tư duy nhóm”, tăng tính phản biện của HĐQT, QTCT tốt khuyến khích sự đa dạng trong HĐQT. Nhìn chung, sự tham gia của nữ giới vào HĐQT trong các công ty Việt Nam cịn thấp, và tập trung ở một số nhóm ngành nhất định như thương mại dịch vụ, ngân hàng.
3.5.2. Mối quan hệ tiêu cực
Kết quả nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ ngược chiều giữa quy mơ HĐQT và ROA. Kết quả này tương tự với kết quả nghiên cứu Kyereboah
(2007), Cornett (2008) và của Võ Hồng Đức và Phan Bùi Gia Thủy (2013). Mối quan hệ giữa quy mô HĐQT và kết quả hoạt động của doanh nghiệp là vấn đề có nhiều ý kiến trái chiều trên thế giới, và thông lệ tốt về HĐQT cũng đặt ra tiêu chuẩn về số lượng thành viên HĐQT. Tại Việt Nam quy định về số lượng thành viên HĐQT tại Luật Doanh nghiệp 2014 và Thông tư 121/2012/TT-BTC cũng chỉ yêu cầu doanh nghiệp bổ nhiệm 3-11 thành viên và nhấn mạnh vào sự cân đối về kinh nghiệm, kiến thức của các thành viên. Điều này là hợp lý bởi mỗi doanh nghiệp có quy mơ vốn, cách thức hoạt động khác nhau. Việc có quá nhiều thành viên trong HĐQT cịn có thể khiến hoạt động kém hiệu quả. Nguyên nhân là hiệu quả giám sát của các thành viên HĐQT giảm sẽ dẫn đến tiềm ẩn chi phí “ăn theo” trong HĐQT. Khi có quá nhiều thành viên sẽ dẫn đến nhiều ý kiến, quan điểm trái chiều nhau làm cho vấn đề đồng thuận cũng như khả năng điều phối cơng việc trở nên khó khăn. Một lý do nữa có thể nhận được, số lượng thành viên HĐQT lớn với chế độ đãi ngộ, lương thưởng sẽ làm gia tăng gánh nặng chi phí hành chính; từ đó ảnh hưởng đến hiệu quả kinh doanh của DN.
Kết quả này cũng phù hợp với đặc điểm các DNNY trên HNX, hầu hết các doanh nghiệp này đều ở mức độ quy mô vốn vừa và nhỏ. Việc HĐQT quá lớn sẽ làm cho hoạt động của công ty không được tiến hành một cách trơn tru, gia tăng những chi phí khơng cần thiết. Thêm vào đó, văn hóa quản lý ở Việt Nam có nhiều điểm khác biệt so với thế giới. Có thể nói cơng tác quản lý ở Việt Nam khơng có sự phân chia quyền lực. Tức là văn hóa “khoảng cách quyền lực” khác hồn tồn với ngun tắc làm việc nhóm và phân cấp quản lý. Khi đó, quy mơ càng lớn thì việc phân cấp quản lý sẽ càng giảm đi, ảnh hưởng đến hiệu quả kinh doanh của cơng ty.
3.5.3. Khơng có mối quan hệ
Kết quả nghiên cứu cho thấy khơng có cơ sở để chấp nhận hay bác bỏ giả thuyết về ảnh hưởng giữa việc chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm chức danh TGĐ với hiệu quả kinh doanh (dựa trên hai hệ số ROA và ROE) của DN. Tức là, khơng có mối quan hệ nào giữa việc kiêm nhiệm hai chức danh với hiệu quả kinh doanh của công ty.
Trên thực tế, mối quan hệ giữa việc kiêm nhiệm và kết quả kinh doanh vẫn còn gây rất nhiều tranh cãi. Trước tiên các lý thuyết về QTCT đã có những quan điểm trái chiều. Lý thuyết quản trị cho rằng việc kiêm nhiệm có thể giảm được chi phí đại diện và có mối liên hệ tích cực với hiệu quả kinh doanh của công ty. Ngược lại theo lý thuyết người đại diện, cần đảm bảo sự cân bằng quyền lực giữa ban điều hành, HĐQT và cổ đông trong công ty thông qua việc giải quyết mối quan hệ chủ sở hữu - người đại diện. Tương tự, các nghiên cứu thực nghiệm trước đây cũng cho thấy sự mâu thuẫn như vậy. Nghiên cứu thực nghiệm của Dahya (1996), Kyereboah (2007) đều cho thấy sự kiêm nhiệm của Giám đốc có tác động tiêu cực đến hoạt động của công ty. Ngược lại, nghiên cứu của Sridharan (1997) lại cho thấy mối quan hệ thuận chiều giữa vai trò kép và kết quả hoạt động của cơng ty. Thêm vào đó, một vài nghiên cứu như nghiên cứu của Dalton (1998) chỉ ra rằng khơng tìm thấy điểm khác biệt đáng kể giữa việc kiêm nhiệm và không kiêm nhiệm của chức năng giám đốc đến hiệu quả kinh doanh của công ty.
Luận giải cho kết quả này, luận văn cho rằng kết quả này phù hợp với