Biến phụ thuộc
Hệ số của giám đốc nữ năm 2013 trong mẫu của các DN có giám đốc nam
năm 2011
Hệ số của giám đốc nam năm 2013 trong mẫu của các DN có giám đốc nữ
Log doanh thu -0.0045 -0.0824
(0.028) (0.059)
DN có lợi nhuận (có=1, khơng=0) -0.0143 -0.0128*
(0.016) (0.007)
Log lợi nhuận (những DN có lợi nhuận dương) 0.0858 0.0840
(0.068) (0.051)
Tỷ suất lợi nhuận 0.0006 0.0008
(0.001) (0.001)
Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) 0.0027 0.0048*
(0.002) (0.003)
Tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) 0.0005 0.0008
(0.001) (0.001)
Biến phụ thuộc
Hệ số của giám đốc nữ năm 2013 trong mẫu của các DN có giám đốc nam
năm 2011
Hệ số của giám đốc nam năm 2013 trong mẫu của các DN có giám đốc nữ
(0.013) (0.015)
Log số tiền lương hàng năm 0.0142 0.0195*
(0.011) (0.011) Tỷ lệ lao động nữ 0.0325 -0.0216 (0.023) (0.023) Tỷ lệ lao động có BHXH 0.0073 0.0123*** (0.005) (0.004) Các DN nộp thuế (có=1, khơng=0) -0.0319 -0.0060 (0.024) (0.004) Log số thuế 0.0454* 0.0003 (0.027) (0.027)
Tỷ lệ thuế trên doanh thu -0.0028** 0.0004
(0.001) (0.002)
Số quan sát 202,131 65,099
Lưu ý: Sai số chuẩn (SE) được ghi ở trong ngoặc.
Nguồn: Ước lượng của tác giả khi sử dụng dữ liệu từ Tổng điều tra doanh nghiệp VN năm 2011 và năm 2013.
Tương tự, trong cột thứ ba của Bảng 3.2, tác giả đã sử dụng mẫu của tất cả các doanh nghiệp có giám đốc là nữ giới vào năm 2011 (65.099 doanh nghiệp) và hồi quy kết quả hoạt động của những doanh nghiệp đã thay đổi giám đốc của họ (7.097 doanh nghiệp): năm 2011 doanh nghiệp có giám đốc là nữ giới, và đến năm 2013 doanh nghiệp đó có giám đốc nam. Kết quả chỉ cho thấy một vài hồi quy trong đó việc thay đổi giới tính của giám đốc là có ý nghĩa thống kê.
Cách tiếp cận trên tương tự như hồi quy của sự thay đổi trong giới tính của giám đốc doanh nghiệp về kết quả hoạt động kinh doanh. Tuy nhiên, nếu chúng ta chạy một hồi quy trên tất cả các kết quả dưới dạng các biến giải thích, rất nhiều quan sát khơng được sử dụng. Điều này là do một số thông tin mô tả kết quả kinh doanh của doanh nghiệp không được mơ tả trong Dữ liệu, ví dụ: nhật ký thanh tốn thuế và nhật ký lợi nhuận, khơng được quan sát cho tồn bộ mẫu. Hơn nữa, hầu hết các kết quả có
mối tương quan mạnh mẽ, nếu đưa chúng vào một hồi quy có thể dẫn đến một vấn đề đa cộng tuyến làm tăng sai số chuẩn.
Kết quả kiểm tra chỉ ra rằng sự khác biệt về kết quả hoạt động kinh doanh giữa doanh nghiệp có sự thay đổi giới tính của giám đốc và doanh nghiệp khơng có sự thay đổi giới tính của giám đốc là khá nhỏ. Do vậy sai lệch ước lượng nếu có trong mơ hình ước lượng các nhân tố cố định của doanh nghiệp được kỳ vọng là khá nhỏ.
* Phân tích phân rã các khoảng cách giới trong kết quả hoạt động của doanh nghiệp
Kỹ thuật phân rã Oaxaca-Blinder được sử dụng rộng rãi để phân tách khoảng chênh lệch trung bình trong một biến phụ thuộc giữa hai nhóm thành hai phần chênh lệch: bao nhiêu phần trăm của khoảng chênh lệch do giá trị/đặc tính của biến giải thích gây ra (hiệu ứng đặc điểm) và bao nhiêu phần trăm của khoảng chênh lệch do độ lớn của hệ số hồi quy của các biến giải thích gây ra (hiệu ứng cấu trúc) – còn được hiểu là sự khác biệt về tác động của biến giải thích đến biến phụ thuộc. Có một số cách để phân rã khoảng chênh lệch giữa hai nhóm (Jann và Zurich, 2008). Nhóm các phương pháp này có hai bước:
- Bước thứ nhất (phân rã tổng hợp): phân chia khoảng chênh lệch thành hai phần: hiệu ứng đặc điểm (sinh ra do giá trị/đặc tính của biến giải thích), và hiệu ứng cấu trúc (sinh ra do sự khác biệt về tác động của các biến giải thích tới biến phụ thuộc).
- Bước thứ hai (phân rã chi tiết): tiếp tục phân rã các hiệu ứng theo từng biến
giải thích.
Sử dụng các dữ liệu ở cấp độ doanh nghiệp, Luận án sử dụng kỹ thuật phân tích phân rã của Oaxaca-Blinder để kiểm tra các yếu tố liên quan đến khoảng cách về giới trong kết quả hoạt động kinh doanh giữa hai nhóm là các doanh nghiệp có giám đốc là nam và các doanh nghiệp có giám đốc là nữ (Blinder, 1973 và Oaxaca, 1973).
Tác giả chạy hồi quy riêng biệt của một biến phụ thuộc (ví dụ: doanh thu hoặc lợi nhuận) lên các biến giải thích riêng cho mẫu số liệu doanh nghiệp cho các doanh nghiệp có giám đốc là nam và các doanh nghiệp có giám đốc là nữ:
log(Ym ) m Xm m m , (2)
log(Yf ) f X f f f . (3)
Chỉ số dưới dòng it được bỏ đi để cho đơn giản hóa. Các chỉ số dưới dịng 'm' và 'f' thể hiện lần lượt là nam giới và nữ giới.
Một mối quan tâm với phương pháp phân rã Oaxaca-Blinder là vấn đề chỉ số: sự lựa chọn của nhóm tham chiếu (nhóm giám đốc nam và nhóm giám đốc nữ) ảnh hưởng đến kết quả phân tích phân rã. Trong nghiên cứu này, để tránh vấn đề này, Luận án sử dụng các hệ số trung tính (là hệ số hồi quy sử dụng mẫu bao gồm cả giám đốc nam và giám đốc nữ) trong phân tích phân rã. Cụ thể, tác giả sử dụng mơ hình phân rã sau:
Eˆlog(Y ) Eˆlog(Yf Eˆlog(Ym )
Trong đó: ˆ f X f ˆ f ˆ m Xm ˆ m X X ˆ* X ˆ ˆ* X ˆ* ˆ ˆ ˆ , (4)
ˆ và ˆ là những ước lượng của tham số α và β trong hồi quy (2) và (3).
Xm và X f là giá trị trung bình của các biến giải thích của các doanh nghiệp có
giám đốc là nam và các doanh nghiệp có giám đốc là nữ.
ˆ* là các giá trị ước lượng của các biến X từ hồi quy bằng cách sử dụng mẫu
tồn bộ doanh nghiệp có giám đốc nam và giám đốc nữ (dữ liệu tổng hợp)
Thành phần thứ nhất của vế phải trong phương trình (4), X X ˆ* là khoảng cách giới trong kết quả hoạt động doanh nghiệp giữa các doanh nghiệp do nữ quản lý và doanh nghiệp do nam quản lý gây ra bởi sự khác biệt trong các biến giải thích gây ra (các đặc điểm quan sát được của các doanh nghiệp). Đây được mô tả như là ảnh hưởng của các đặc điểm quan sát được hoặc là sự khác biệt giữa hai nhóm mà có thể giải thích được bằng những đặc điểm quan sát được. Cần lưu ý rằng một số phương pháp phân tích phân rã sử dụng βm hoặc βf thay vì β* là ước tính thành phần được giải thích. Nó phụ thuộc vào sự lựa chọn của nhóm tham chiếu và nó làm tăng vấn đề về
chỉ số. Do đó, sử dụng ước tính β*, được ước tính từ mẫu tổng hợp của các giám đốc
nam và nữ, trong phân tích phân rã có thể tránh được vấn đề này.
Thành phần thứ hai X f
ˆ
f
ˆ* X ˆ* ˆ ˆ ˆ là khoảng cách giới trong kết quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp giữa các doanh nghiệp do nữ quản lý và doanh nghiệp do nam quản lý gây ra bởi sự khác biệt các nhân tố khác ngoài các đặc điểm quan sát được của các doanh nghiệp. Thành phần này bao gồm cả sự khác biệt về sự ảnh hưởng của các biến giải thích tới biến phụ thuộc (nghĩa là, sự khác biệt về hệ số của các biến giải thích trong hồi quy) và sự khác biệt về các đặc điểm không quan sát được giữa các doanh nghiệp do nữ và nam quản lý. Do đó, thành
f m f f m m f
f
m m f
phần này được gọi là "thành phần khơng giải thích được", và thường được xem như là thước đo cho sự bất bình đẳng hoặc sự phân biệt đối xử về giới trong xã hội.
Luận án sử dụng hồi quy OLS thay vì hồi quy tác động cố định để ước lượng mơ hình (2) và (3) cho phân tích phân rã, vì Heitmueller (2005) cho thấy phân rã Oaxaca-Blinder có thể bị sai lệch trong hồi quy tác động cố định.
3.2.2. Đánh giá ảnh hưởng của giới tính giám đốc đến rủi ro của doanh nghiệp
Như đã đề cập ở phần trên, sự khác biệt trong kết quả kinh doanh của doanh nghiệp giữa doanh nghiệp có giám đốc là nam và doanh nghiệp có giám đốc là nữ có thể do: (i) các đặc điểm quan sát được (đặc điểm về giám đốc, đặc điểm về ngành kinh doanh, đặc điểm về loại hình doanh nghiệp), (ii) các đặc điểm khơng quan sát được như thái độ đối với rủi ro của giám đốc, (iii) các đặc điểm không quan sát được như vấn đề về thể chế, về bất bình đẳng.
Sự khác biệt trong thái độ đối với rủi ro giữa giám đốc nam và giám đốc nữ có thể là một trong những nguyên nhân chính dẫn đến sự khác biệt trong việc lựa chọn chiến lược kinh doanh, lựa chọn phương án hành động, từ đó dẫn đến sự khác biệt trong kết quả kinh doanh của doanh nghiệp.Vì vậy, trong phần này, tác giả sẽ xem xét và đo lường xem giới tính giám đốc có thực sự ảnh hưởng đối với việc chấp nhận rủi ro của các doanh nghiệp hay khơng.
3.2.2.1. Đo lường rủi ro
Mục tiêu chính của phần này là để kiểm tra xem liệu các giám đốc nữ có sợ rủi ro khơng, và các doanh nghiệp có giám đốc là nữ ít có khả năng hoạt động trong các ngành và các lĩnh vực rủi ro hơn. Trong đề tài này, thái độ đối với rủi ro của các giám đốc được đo lường bằng việc lựa chọn ngành kinh doanh chính của các giám đốc doanh nghiệp. Một vấn đề quan trọng là làm thế nào để đo lường mức độ rủi ro của các ngành kinh doanh.
Lai Van Vo và cộng sự (2018) đã sử dụng 2 chỉ số để đo lường rủi ro, đó là rủi ro tổng thể và rủi ro đối xứng, trong đó rủi ro đối xứng chính là hệ số beta được ước tính từ mơ hình định giá tài sản vốn CAPM (Capital asset price model). Luận án sử dụng hệ số beta để đo lường mức độ rủi ro của ngành nghề kinh doanh ở Việt Nam.
Hệ số beta và hệ số beta ngành:
Hệ số beta là một thành phần quan trọng của mơ hình định giá tài sản vốn CAPM. Đây là mơ hình mơ tả mối quan hệ giữa rủi ro và lợi nhuận kỳ vọng, trong đó dự đốn lợi nhuận kỳ vọng của một tài sản dựa trên hệ số beta của nó và tỷ suất sinh
lợi trên thị trường. Hệ số beta thể hiện mức độ biến động của tỷ suất sinh lời của cổ phiếu so với mức độ biến động tỷ suất sinh lời của thị trường. Hệ số beta càng lớn thì mức độ biến động giá của cổ phiếu càng lớn, rủi ro càng lớn. Nếu một cổ phiếu có hệ số beta nhỏ hơn 1 có nghĩa là giá của cổ phiếu ít biến động hơn so với thị trường, và nếu một cổ phiếu có hệ số beta lớn hơn 1 thì giá của cổ phiếu đó biến động hơn so với thị trường.
Ví dụ: hệ số beta của một cổ phiếu là 1.2, nếu chỉ số của thị trường (ví dụ: VN Index) tăng hoặc giảm 10%, thì giá của cổ phiếu có thể được mong đợi tăng hoặc giảm tương ứng 12%. Với hệ số beta của một cổ phiếu là 0.8, nếu chỉ số thị trường tăng hoặc giảm 10%, thì giá của cổ phiếu đó được mong đợi tăng hoặc giảm tương ứng 8%. Hệ số beta ngành có thể so sánh mức độ rủi ro của các công ty trong ngành cơng nghiệp đó với thị trường. Hệ số beta ngành có thể được dùng thay thế cho hệ số beta của từng công ty. Hệ số beta ngành trong một số trường hợp phản ánh chính xác sự biến động của cổ phiếu hơn là hệ số beta của từng cơng ty. Hệ số beta ngành cịn có ích khi áp dụng cho những cơng ty vừa mới niêm yết chưa có số liệu lịch sử. Hệ số beta ngành còn được dùng để dự báo mức độ rủi ro cho các công ty trong tương lai. Số lượng và tỷ trọng doanh thu của công ty hoạt động trong một ngành càng lớn thì mức độ tin tưởng của hệ số beta của ngành đó càng cao.
Điều kiện tính hệ số beta của Việt Nam còn một số hạn chế như: số lượng công ty tham gia vào thị trường chứng khốn nhỏ, nhiều ngành có số lượng cơng ty đại diện rất ít, dữ liệu lịch sử về giá ngắn, thông tin về của các công ty hoạt động trong từng ngành không được cập nhật thường xuyên và đầy đủ. Do các đặc điểm trên, hệ số beta ngành của Việt Nam có thể chưa phản ánh được đúng mức độ rủi ro của các công ty trong ngành. Điều này sẽ được cải thiện khi TTCK phát triển hơn.
Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng hệ số beta trên các ngành được ước tính từ Bảo hiểm tiền gửi của Việt Nam. Hệ số beta được ước tính cho các ngành mã SIC (Phân loại công nghiệp tiêu chuẩn) hai chữ số sử dụng phương pháp Betas Công nghiệp thông tin đầy đủ (Ibbotson et al., 1997; Kaplan và Peterson, 1998). Hệ số beta được ước tính bằng hồi quy lợi nhuận bảo mật cá nhân trên lợi nhuận của điểm chuẩn cho các ngành khác nhau.
Nếu hệ số beta của ngành đó có giá trị:
- ít hơn 1: ngành này có một mức độ rủi ro thấp hơn so với mức độ rủi ro trung bình của thị trường.
- lớn hơn 1: ngành này có một mức độ rủi ro cao hơn so với mức độ rủi ro trung bình của thị trường.
- bằng 1:ngành này có một mức độ rủi ro bằng với mức độ rủi ro trung bình của thị trường.
Cụ thể như, một ngành có hệ số beta là 1.5748, điều này có nghĩa là ngành này có mức độ biến động, mức độ rủi ro cao hơn mức biến động, mức rủi ro chung của thị trường là 57.48%.
Hình 3.2. trình bày các chỉ số rủi ro của ngành nghề kinh doanh ở Việt Nam trong năm 2011 và 2013, và dữ liệu được sử dụng từ Bảo hiểm tiền gửi Việt Nam. Giá trị cụ thể của chỉ số rủi ro được trình bày trong Bảng B.1 ở phần phụ lục. Hình 3.2 cho thấy chỉ số rủi ro khác nhau theo thời gian giữa các ngành. Trong năm 2013, ngành hoạt động dịch vụ lao động và việc làm và ngành chế biến gỗ và sản xuất sản phẩm từ gỗ là hai ngành có rủi ro cao nhất. Ngành hoạt động xuất bản và ngành kho bãi và các hoạt động hỗ trợ cho vận tải là ngành cơng nghiệp có mức rủi ro thấp nhất.
Hình 3.1: Chỉ số rủi ro của các ngành nghề kinh doanh ở Việt Nam
3.2.2.2. Phương pháp đo lường các biến
Để xem xét mối quan hệ giữa giới tính giám đốc và sự chấp nhận rủi ro của doanh nghiệp, đề tài sử dụng các biến như sau:
a) Biến phụ thuộc – Chỉ số rủi ro
Đề tài sử dụng 2 biến để đo lường rủi ro: - Chỉ số rủi ro của ngành
- Biến giả chỉ mức độ chỉ số rủi ro của các ngành lớn hơn 1 (Bằng 0 nếu chỉ số rủi ro ngành < =1; và bằng 1 nếu chỉ số rủi ro ngành > 1)
b) Biến độc lập – Giới tính giám đốc
Biến độc lập là biến giả thể hiện giới tính giám đốc, nhận giá trị bằng 1 nếu doanh nghiệp có giám đốc là nữ và nhận giá trị bằng 0 nếu doanh nghiệp có giám đốc là nam.
c) Biến kiểm soát
Croson và Gneezy (2009), Lai Van Vo (2018) chỉ ra rằng đặc điểm cá nhân của giám đốc ảnh hưởng đến thái độ đối với rủi ro. Huang và Kisgen (2013), Faccio et al (2016), Trần Trọng Phong và các cộng sự (2015) đã sử dụng biến kiểm soát là Fsize (quy mô của doanh nghiệp), Ben David và cộng sự (2007) cũng kiểm soát các đặc điểm của doanh nghiệp (loại hình doanh nghiệp, quy mơ doanh nghiệp).
Kế thừa những nghiên cứu trước, Luận án sử dụng các biến kiểm soát sau. Cụ thể các biến kiểm soát được chia thành 4 nhóm:
Nhóm 1: Đặc điểm của giám đốc doanh nghiệp
- Tuổi của giám đốc, tuổi bình phương của giám đốc
- Dân tộc của giám đốc: được sử dụng để thể hiện dân tộc của giám đốc. Các nhóm dân tộc được xét gồm 3 nhóm: Dân tộc thiểu số, dân tộc Kinh, người nước ngồi. Nhóm giám đốc có dân tộc là người thiểu số được chọn làm nhóm cơ sở.
- Bằng cấp của giám đốc: được sử dụng để thể hiện trình độ học vấn của giám đốc doanh nghiệp. Các nhóm bằng cấp được xét gồm 3 nhóm khơng có bằng THPT và đào tạo nghề; có bằng THPT và đào tạo nghề; có trình độ cao đẳng và đại học. Nhóm giám đốc khơng có bằng THPT và đào tạo nghề được chọn làm nhóm cơ sở.
Bao gồm có 5 loại hình sở hữu của doanh nghiệp: Doanh nghiệp tư nhân, doanh nghiệp Nhà nước, Công ty trách nhiệm hữu hạn, cơng ty cổ phần, doanh nghiệp có vốn