excutive directors) và cấu trúc vốn
Thành viên HĐQT khơng điều hành là thành viên khơng phải là Giám đốc hoặc Tổng giám đốc, Phĩ giám đốc hoặc Phĩ tổng giám đốc, Kế tốn trưởng của cơng ty.
Thành viên HĐQT khơng điều hành là những người cĩ kinh nghiệm, nhiệm vụ của họ là đưa ra các ý kiến độc lập về chiến lược cũng như bảo vệ sự cơng bằng cho cổ đơng nhỏ và vì quyền lợi của các cổ đơng. Họ cĩ trách nhiệm can thiệp vào các quyết định của Ban điều hành nếu các quyết định này toan tính vụ lợi cho một số cá nhân.
Thành viên HĐQT khơng điều hành được cho là chìa khĩa giải quyết xung đột lợi ích giữa cổ đơng lớn và cổ đơng nhỏ. Bởi thành viên HĐQT khơng điều hành tạo được đối trọng với các cổ đơng lớn ở Hội đồng quản trị, bảo vệ lợi ích chung cũng như cổ đơng nhỏ, họ mang đến gĩc nhìn từ bên ngồi về chiến lược kiểm sốt, mang đến kỹ năng và kiến thức mới cho cơng ty. Họ khách quan trong việc lắng nghe để hĩa giải những bất đồng trong ban lãnh đạo cơng ty.
Trong những thập kỷ gần đây, các quy định đã nhấn mạnh tầm quan trọng của thành viên HĐQT khơng điều hành là cơng cụ cho sự độc lập hội đồng quản trị của cơng ty (Higgs Báo cáo, 2003).
Wen et al. trong bài “Quản trị doanh nghiệp và các quyết định tài trợ của các doanh nghiệp niêm yết Trung Quốc” (Corporate governance and capital structure decisions of the Chinese listed firms) (2002) nghiên cứu
mối quan hệ giữa một số đặc điểm của HĐQT (như quy mơ HĐQT, tỷ lệ các thành viên khơng điều hành, nhiệm kỳ CEO, lương và thù lao của CEO) và cấu trúc vốn cơng ty. Tác giả khảo sát 60 cơng ty niêm yết Trung Quốc từ 1996-1998 và thấy rằng cĩ sự tương quan âm giữa Tỷ lệ các thành viên khơng điều hành và Nhiệm kỳ CEO với tỷ lệ nợ tức là khi các cơng ty
cĩ tỷ lệ các thành viên khơng điều hành cao hơn hoặc nhiệm kỳ CEO lâu dài hơn thì vay nợ ít hơn.
Kết quả nghiên cứu của Wellalage & Stuart trong bài “Quản trị
doanh nghiệp và các quyết định tài trợ của các doanh nghiệp niêm yết Sri Lanka” (Corporate Governance and financing decisions of Sri Lankan listed firms) (2012) cũng cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ các thành
viên khơng điều hành và tỷ lệ nợ của doanh nghiệp. Trong bài này, tác giả đã khảo sát 113 cơng ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn Colombo Stock Exchange từ 2006-2010, sử dụng phương pháp GMM để ước lượng cho phương trình hồi quy giữa biến phụ thuộc là tỷ lệ nợ và các biến quản trị doanh nghiệp.
Theo Jensen (1986), các nhà quản lý cấp cao nhìn chung phải đối mặt với sự kiểm sốt khắc nghiệt hơn khi HĐQT được kiểm sốt bởi các thành viên độc lập hoặc thành viên bên ngồi. Các thành viên bên ngồi giám sát các nhà quản trị một cách hăng hái hơn, làm cho các nhà quản trị này theo đuổi một địn bẩy nợ thấp hơn để tránh các áp lực về hiệu quả hoạt động liên quan đến việc chi trả lượng tiền mặt lớn hơn đúng như đã cam kết.
Một giả thuyết cĩ thể kiểm chứng về tỷ lệ thành viên khơng điều hành và tỷ lệ nợ của cơng ty là:
H5: Tỷ lệ thành viên khơng điều hành cĩ mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ nợ cơng ty
Bảng 2.1: Tĩm tắt tương quan kì vọng giữa các biến quản trị doanh nghiệp với cấu trúc vốn
BIẾN QUẢN TRỊ DOANH NGHIỆP
MỐI TƯƠNG QUAN KỲ VỌNG
Quy mơ HĐQT (+)
Quyền sở hữu thuộc cổ đơng tổ chức
(-)
Sự kiêm nhiệm Tổng giám đốc – Chủ tịch HĐQT
(+)
Tỷ lệ quyền sở hữu nội bộ (-)
Tỷ lệ thành viên HĐQT khơng điều hành
(-)
(+): mối quan hệ cùng chiều (-): mối quan hệ ngược chiều
PHẦN 3: MƠ TẢ DỮ LIỆU VAØ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Thu thập và xử lý dữ liệu:
Mẫu quan sát bao gồm 135 cơng ty phi tài chính được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn TPHCM (HOSE) và sàn giao dịch chứng khốn Hà Nội (HNX) từ năm 2010 đến năm 2012. Dữ liệu các biến được thu thập từ Báo cáo tài chính đã kiểm tốn của các cơng ty được đăng trên các trang web về chứng khốn và một số trang web về thơng tin kinh tế – tài chính Việt Nam. Tác giả sử dụng phần mềm thống kê Stata 11 để chạy mơ hình hồi quy sau khi dữ liệu đầu vào đã được trích lọc và xử lý.
Phương pháp đo lường:
Phương pháp đo lường được sử dụng dựa theo mơ hình nghiên cứu (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
của Wellalage & Stuart trong bài nghiên cứu “Corporate Governance and
capital structure decision of Sri Lankan listed firms”. Trong nghiên cứu này,
tác giả sử dụng mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến để đo lường tác động
của các biến quản trị doanh nghiệp đến cấu trúc vốn.
Mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến cĩ dạng tổng quát như sau:
Trong đĩ:
Y: là biến phụ thuộc
X1, X2, …., Xn: là biến độc lập
Β0: là hệ số chặn
Β1,β2,…, βn : là các hệ số hồi quy
u: là sai số ngẫu nhiên
i: là đơn vị chéo thứ i, i = 1,2,3,...,135 t: là thời đoạn thứ t, t = 1,2,3
Mơ tả các biến:
* Biến phụ thuộc
Biến phụ thuộc là biến đại diện cho cấu trúc vốn của cơng ty, cũng
như nhiều nghiên cứu trước đây, bài luận văn này sử dụng tỷ lệ nợ (DR) được tính bằng cách lấy tổng nợ chia cho tổng tài sản.
* Biến giải thích
Các biến quản trị doanh nghiệp bao gồm: quy mơ hội đồng quản
trị (BOARD); hình thức sở hữu (OWNER); CEO duality (CEO); tỷ lệ quyền sở hữu thuộc quản lý (INSIDE); tỷ lệ thành viên HĐQT khơng điều hành (NONE).
Ngồi các biến đại diện cho quản trị doanh nghiệp, luận văn cũng đưa thêm vào mơ hình nghiên cứu một số biến kiểm sốt được cho là cĩ ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp.
Các biến kiểm sốt bao gồm: tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp
(GROWTH); tỷ số lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA); quy mơ doanh nghiệp (SIZE); tuổi của doanh nghiệp (LNAGE); các nhĩm ngành, bài này thu thập dữ liệu của các cơng ty ở 10 nhĩm ngành khác nhau và được phân thành 9 biến (INDUS1, INDUS2…. INDUS9)
Bảng 3.1: Mơ tả các biến
Tên biến Diễn giải Cách tính
Biến phụ thuộc
DR Tỷ lệ nợ Tổng nợ/Tổng tài sản
Các biến quản trị doanh nghiệp
LNBOARD Quy mơ HĐQT Lấy logarit tự nhiên số lượng thành viên của HĐQT
OWNER Hình thức sở hữu cổ phần của doanh nghiệp
Biến giả, bằng 1 nếu quyền sở hữu thuộc tổ chức, ngược lại bằng 0 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
CEO Chủ tịch HĐQT
kiêm nhiệm Tổng giám đốc (Giám đốc) cơng ty
Biến giả, bằng 1 nếu Chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm Tổng giám đốc (Giám đốc), ngược lại bằng 0
INSIDE Tỷ lệ quyền sở hữu thuộc quản lý Tổng số CP thuộc thành viên HĐQT/Tổng số CP đang lưu hành NONE Tỷ lệ thành viên HĐQT khơng điều hành
Tổng số thành viên HĐQT khơng điều hành/ Tổng số thành viên HĐQT
Các biến kiểm sốt
của doanh nghiệp
ROA Tỷ số ROA Lợi nhuận/ Tổng tài sản
LNSIZE Quy mơ doanh nghiệp
Lấy logarit tự nhiên giá trị tổng tài sản
LNAGE Tuổi của doanh nghiệp
Lấy logarit tự nhiên số năm hoạt động của doanh nghiệp kể từ ngày doanh nghiệp chuyển đổi sang hình thức cổ phần
INDUS 1 Ngành bất động sản Biến giả, bằng 1 nếu doanh nghiệp thuộc ngành bất động sản, ngược lại bằng 0
INDUS 2 Ngành điện, nước và xăng dầu khí đốt
Biến giả, bằng 1 nếu doanh nghiệp thuộc ngành điện, nước và xăng dầu khí đốt, ngược lại bằng 0
INDUS 3 Ngành hàng cá nhân và gia dụng
Biến giả, bằng 1 nếu doanh nghiệp thuộc ngành hàng cá nhân và gia dụng, ngược lại bằng 0
INDUS 4 Ngành hàng và dịch vụ cơng nghiệp
Biến giả, bằng 1 nếu doanh nghiệp thuộc ngành hàng và dịch vụ cơng nghiệp, ngược lại bằng 0
INDUS 5 Ngành hĩa chất Biến giả, bằng 1 nếu doanh nghiệp thuộc ngành hĩa chất, ngược lại bằng
0
INDUS 6 Ngành tài nguyên cơ bản
Biến giả, bằng 1 nếu doanh nghiệp thuộc ngành tài nguyên cơ bản, ngược lại bằng 0
INDUS 7 Ngành thực phẩm và đồ uống
Biến giả, bằng 1 nếu doanh nghiệp thuộc ngành thực phẩm và đồ uống, ngược lại bằng 0
INDUS 8 Ngành xây dựng và vật liệu
Biến giả, bằng 1 nếu doanh nghiệp thuộc xây dựng và vật liệu, ngược lại bằng 0
INDUS 9 Ngành y tế Biến giả, bằng 1 nếu doanh nghiệp thuộc ngành y tế, ngược lại bằng 0
Như vậy, theo mơ hình (1) thì ta cĩ được phương trình hồi quy như sau:
DR = β0 + β1LNBOARDit + β2OWNERit + β3CEOit + β4INSIDEit + (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
β5NONEit + β6GROWTHit + β7ROAit + β8LNSIZEit + β9LNAGEit +
β10INDUS1it + β11INDUS2it + β12INDUS3it + β13INDUS4it + β14INDUS5it +
β15INDUS6it + β16INDUS7it + β17INDUS8 it + β18INDUS9 it + u it
Cĩ 3 phương pháp ước lượng tiếp cận dữ liệu bảng thường được sử dụng là hồi quy bình phương bé nhất gộp (pooled OLS regression), mơ hình tác động cố định (fix effects model) và tác động ngẫu nhiên (random effects model). Trong luận văn này, với dữ liệu thu thập được từ 135 doanh
nghiệp trong 3 năm từ 2010-2012 là khơng đủ tốt để ước lượng theo mơ hình tác động cố định và tác động ngẫu nhiên. Vì thế tác giả sử dụng phương pháp ước lượng bình phương bé nhất thơng thường (pooled OLS) để ước lượng các hệ số. Phương pháp bình phương bé nhất là một phương pháp được đưa ra bởi nhà tốn học Đức Carl Friedrich Gauss. Dựa trên các giả thiết nhất định, phương pháp OLS cĩ một số tính chất thống kê rất hấp dẫn đã làm cho nĩ trở thành phương pháp phân tích hồi quy mạnh nhất và phổ biến nhất. Tư tưởng của phương pháp này là cực tiểu tổng bình phương các phần dư. Do đĩ cĩ thể nĩi để cĩ được đường hồi quy thích hợp nhất, chúng ta chọn các ước lượng của tung độ gốc và độ dốc sao cho phần dư là nhỏ.
Các giả định của phương pháp OLS:
1. Mơ hình hồi quy tuyến tính
2. Giá trị của X được giữ vững cố định trong những lần lặp lại mẫu 3. Giá trị kỳ vọng của biến số ngẫu nhiên = 0 E(ui/Xi)=0
4. Phương sai của biến số ngẫu nhiên khơng đổi Var (ui/Xi)=2
5. Khơng cĩ hiện tượng tự tương quan giữa các biến số ngẫu nhiên Cov (ui/uj)=0
6. Khơng cĩ tương quan giữa ui và Xi Cov (ui/Xi)=0 7. Số quan sát phải lớn hơn số lượng tham số 8. Giá trị của X phải cĩ biến động
9. Mơ hình hồi quy được giả định là chính xác
10. Khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến hồn hảo trong mơ hình Tuy nhiên phương pháp OLS chỉ thích hợp khi các biến hồi quy là ngoại sinh (khơng nội sinh). Vì vậy một kiểm định được đưa ra để kiểm
định yếu tố nội sinh của các biến giải thích là kiểm định Hausman. Trong một mơ hình thống kê, một tham số hoặc biến được cho là nội sinh khi cĩ một sự tương quan giữa các tham số hoặc biến và sai số. Nội sinh cĩ thể phát sinh như là kết quả của lỗi đo lường, lỗi tự hồi quy và tự tương quan, các biến đồng thời và biến bị bỏ sĩt. Khi xảy ra vấn đề nội sinh trong mơ hình hồi quy thì việc ước lượng các hệ số bằng phương pháp OLS sẽ khơng thích hợp vì khi đĩ kết quả ước lượng bị chệch và khơng đáng tin cậy. Khi đĩ ta phải dùng một phương pháp khác để ước lượng. Do đĩ trong bài này tác giả sử dụng thêm kiểm định Hausman để kiểm định yếu tố nội sinh. Kiểm định Hausman (cịn được gọi là kiểm định Wu-Hausman, kiểm định Durbin-Wu-Hausman) là một kiểm định giả thuyết thống kê trong kinh tế được đặt tên theo De-Min Wu và Jerry A.Hausman. Kiểm định Hausman được sử dụng để xác định cĩ hoặc khơng cĩ một trong các biến giải thích của phương trình hồi quy mang yếu tố nội sinh.
PHẦN 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Từ dữ liệu thu thập được của 135 cơng ty qua 3 năm từ năm 2010 đến năm 2012 tổng cộng cĩ 405 quan sát, tác giả chạy phần mềm Stata 11 và được kết quả như sau:
Bảng 4.1: Tĩm tắt thống kê mơ tả các biến
Biến Số quan sát Trung bình Trung vị Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất DR 405 0.46319 0.4800 0.1951 0.0400 0.8700 LNBOARD 405 1.75175 1.6094 0.2059 1.3863 2.3979 OWNER 405 0.96049 1.0000 0.1950 0.0000 1.0000 CEO 405 0.38519 0.0000 0.4872 0.0000 1.0000 INSIDE 405 0.37233 0.4106 0.2435 0.0015 0.9677 NONE 405 0.59610 0.6000 0.2104 0.0000 1.0000 GROWTH 405 0.24889 0.1500 0.3880 -0.2200 3.7100 ROA 405 0.10906 0.0811 0.1092 -0.0749 0.7499 LNSIZE 405 7.49439 7.4483 1.1886 4.6987 10.9300 LNAGE 405 1.90024 1.9459 0.4945 0.0000 3.0910 INDUS 1 405 0.20000 0.0000 0.4005 0.0000 1.0000 INDUS 2 405 0.08889 0.0000 0.2849 0.0000 1.0000 INDUS 3 405 0.06667 0.0000 0.2498 0.0000 1.0000 INDUS 4 405 0.11111 0.0000 0.3147 0.0000 1.0000 INDUS 5 405 0.06667 0.0000 0.2498 0.0000 1.0000
INDUS 6 405 0.07407 0.0000 0.2622 0.0000 1.0000
INDUS 7 405 0.15556 0.0000 0.3629 0.0000 1.0000
INDUS 8 405 0.14074 0.0000 0.3482 0.0000 1.0000
INDUS 9 405 0.05926 0.0000 0.2364 0.0000 1.0000
(Nguồn: được tính tốn từ phần mềm Stata 11)
Bảng trên cho ta thấy một số giá trị thống kê của các biến khảo sát. Biến Tỷ lệ nợ (DR) cĩ giá trị trung bình là 46.32%, giá trị trung vị là 48%, giá trị nhỏ nhất là 4% và giá trị lớn nhất là 87%, cho thấy sự khác biệt về tỷ lệ nợ giữa các doanh nghiệp là khá lớn. Trong giai đoạn nghiên cứu từ năm 2010 đến năm 2012, nền kinh tế gặp nhiều khĩ khăn hơn là thuận lợi, số lượng các doanh nghiệp thua lỗ cũng như vay nợ tăng đáng kể, cĩ những doanh nghiệp cĩ tỷ lệ nợ lên đến 87%, chỉ một số ít doanh nghiệp đủ mạnh thì vay ít hơn hoặc khơng vay, vì vậy mà cĩ sự chênh lệch về tỷ lệ nợ giữa các doanh nghiệp. Các giá trị thống kê cơ bản của các biến khác được trình bày tương tự trong bảng.
Bảng 4.2: Kết quả hồi quy theo phương pháp Pooled OLS _cons .2085324 .0868979 2.40 0.017 .0376799 .3793849 indus9 .021576 .0468221 0.46 0.645 -.0704823 .1136343 indus8 .1850367 .0424596 4.36 0.000 .1015557 .2685177 indus7 .0741483 .0413023 1.80 0.073 -.0070572 .1553539 indus6 .153283 .0455367 3.37 0.001 .0637519 .2428141 indus5 .0689937 .0461748 1.49 0.136 -.021792 .1597793 indus4 .0418997 .0428146 0.98 0.328 -.0422792 .1260786 indus3 .1438474 .0463932 3.10 0.002 .0526324 .2350624 indus2 .0694364 .0436712 1.59 0.113 -.0164268 .1552996 indus1 .0718299 .0415277 1.73 0.084 -.0098189 .1534787 lnage .0011469 .0156213 0.07 0.942 -.0295665 .0318603 lnsize .0352708 .0072434 4.87 0.000 .0210294 .0495123 roa -.8520745 .0785361 -10.85 0.000 -1.006487 -.6976624 growth .0842585 .0190079 4.43 0.000 .0468866 .1216304 none -.0757021 .0385972 -1.96 0.051 -.1515892 .0001849 inside .1138648 .0323143 3.52 0.000 .0503307 .1773988 ceo -.0168861 .0167541 -1.01 0.314 -.0498269 .0160546 owner -.1144162 .0380495 -3.01 0.003 -.1892263 -.039606 lnboard .051169 .0367487 1.39 0.165 -.0210837 .1234218 dr Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 15.3813912 404 .038072751 Root MSE = .13647 Adj R-squared = 0.5108 Residual 7.18870146 386 .018623579 R-squared = 0.5326 Model 8.19268977 18 .455149432 Prob > F = 0.0000 F( 18, 386) = 24.44 Source SS df MS Number of obs = 405 > us3 indus4 indus5 indus6 indus7 indus8 indus9
. reg dr lnboard owner ceo inside none growth roa lnsize lnage indus1 indus2 ind
Bảng 4.3: Kiểm định Hausman cho yếu nội sinh
.
Durbin-Wu-Hausman chi-sq test: 0.00000 Chi-sq(0) P-value = . Wu-Hausman F test: . F(0,386) P-value = . H0: Regressors are exogenous
Tests of endogeneity of: . ivendog (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
(no endogenous regressors)
_cons .2085324 .0868979 2.40 0.017 .0376799 .3793849 indus9 .021576 .0468221 0.46 0.645 -.0704823 .1136343 indus8 .1850367 .0424596 4.36 0.000 .1015557 .2685177 indus7 .0741483 .0413023 1.80 0.073 -.0070572 .1553539 indus6 .153283 .0455367 3.37 0.001 .0637519 .2428141 indus5 .0689937 .0461748 1.49 0.136 -.021792 .1597793 indus4 .0418997 .0428146 0.98 0.328 -.0422792 .1260786 indus3 .1438474 .0463932 3.10 0.002 .0526324 .2350624 indus2 .0694364 .0436712 1.59 0.113 -.0164268 .1552996 indus1 .0718299 .0415277 1.73 0.084 -.0098189 .1534787 lnage .0011469 .0156213 0.07 0.942 -.0295665 .0318603 lnsize .0352708 .0072434 4.87 0.000 .0210294 .0495123 roa -.8520745 .0785361 -10.85 0.000 -1.006487 -.6976624 growth .0842585 .0190079 4.43 0.000 .0468866 .1216304 none -.0757021 .0385972 -1.96 0.051 -.1515892 .0001849 inside .1138648 .0323143 3.52 0.000 .0503307 .1773988 ceo -.0168861 .0167541 -1.01 0.314 -.0498269 .0160546