Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp - Bằng chứng các công ty niêm yết ở Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

--------------------

VÕ THỊ HỒNG DIỄM

CẤU TRÚC SỞ HỮU, QUẢN TRỊ CÔNG

TY VÀ GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP

BẰNG CHỨNG CÁC CÔNG TY

NIÊM YẾT Ở VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Tp. Hồ Chí Minh – Năm 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

--------------------

VÕ THỊ HỒNG DIỄM

CẤU TRÚC SỞ HỮU, QUẢN TRỊ CÔNG

TY VÀ GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP

BẰNG CHỨNG CÁC CÔNG TY NIÊM

YẾT Ở VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài Chính – Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS.TS. TRẦN THỊ THÙY LINH

Tp. Hồ Chí Minh – Năm 2013

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận văn “Cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và giá trị

doanh nghiệp: Bằng chứng các công ty niêm yết ở Việt Nam” là công trình

nghiên cứu của tôi, dưới sự hướng dẫn của PGS.TS. Trần Thị Thùy Linh. Các số

liệu trong luận văn có nguồn trích dẫn rõ ràng, đáng tin cậy và được xử lý khách

quan, trung thực. Các tài liệu tham khảo trong luận văn đều được trích dẫn rõ

ràng.

TP. Hồ Chí Minh, tháng 10 năm 2013

Học viên thực hiện

Võ Thị Hồng Diễm

MỤC LỤC

Trang

Trang bìa phụ

Lời cam đoan

Mục lục

Danh mục các kí hiệu, chữ viết tắt

Danh mục bảng, biểu

Tóm tắt

CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU .................................................................................... 1

1.1. Vấn đề nghiên cứu ............................................................................................ 1

1.2. Mục tiêu và câu hỏi nghiên cứu ...................................................................... 2

1.2.1. Mục tiêu nghiên cứu .............................................................................. 2

1.2.2. Câu hỏi nghiên cứu ............................................................................... 2

1.3. Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu ................................................................... 2

1.3.1. Đối tượng nghiên cứu ........................................................................... 2

1.3.2. Phạm vi nghiên cứu .............................................................................. 3

1.4. Phƣơng pháp nghiên cứu ................................................................................. 3

1.5. Bố cục luận văn ................................................................................................. 3

CHƢƠNG 2: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM .................................................. 4

2.1. Các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đây ......................................................... 4

2.1.1. Quan điểm về mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và hiệu quả hoạt động

của doanh nghiệp ............................................................................................... 4

2.1.2. Quan điểm về mối quan hệ giữa quản trị công ty và hiệu quả hoạt động

doanh nghiệp ............................................................................................................ 8

2.2. Mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và giá trị doanh

nghiệp ..................................................................................................................... 9

2.1.1. Sở hữu nhà nước ................................................................................... 9

2.1.2. Sở hữu thành viên HĐQT .................................................................... 10

2.1.3. Sở hữu ban giám đốc ........................................................................... 11

2.1.4. Sở hữu nước ngoài .............................................................................. 12

2.1.5. Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập ........................................................... 13

2.1.6. Kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT & CEO ................................................... 14

2.1.7. Ban kiểm soát ..................................................................................... 14

2.3. Tổng hợp các nghiên cứu giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và giá

trị doanh nghiệp .................................................................................................... 15

CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ................................................ 18

3.1. Dữ liệu ............................................................................................................. 18

3.2. Giả thuyết nghiên cứu .................................................................................... 19

3.3. Mô tả biến ....................................................................................................... 21

3.3.1. Biến phụ thuộc.................................................................................... 21

3.3.2. Biến độc lập: ...................................................................................... 22

3.4. Mô hình nghiên cứu: ...................................................................................... 24

3.5. Phƣơng pháp kiểm định mô hình ................................................................. 25

CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ HỒI QUY .................................................................... 31

4.1. Thống kê mô tả ............................................................................................... 32

4.2. Ma trận tƣơng quan giữa các biến ............................................................... 34

4.3. Phƣơng pháp kiểm định và lựa chọn mô hình ............................................ 35

4.3.1. Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi .................................................... 35

4.3.3. Kiểm định giải thiết hồi quy cho mô hình lựa chọn .................................... 37

4.3.2. Lựa chọn mô hình hồi quy .................................................................... 36

4.4. Kết quả hồi quy .............................................................................................. 39

4.4.1. Kết quả hồi quy cho từng biến độc lập ................................................. 39

4.4.2. Kết quả hồi quy mô hình tổng thể ........................................................ 47

4.4.3. Kết quả hồi quy theo tỷ lệ sở hữu nhà nước .......................................... 50

4.5. Tóm tắt kết quả nghiên cứu .......................................................................... 58

CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN .................................................................................... 62

5.1. Kết luận ........................................................................................................... 62

5.2. Hạn chế của luận văn ..................................................................................... 62

5.3. Hƣớng nghiên cứu tiếp theo ........................................................................ 623

Tài liệu tham khảo

Phụ lục

DANH MỤC CÁC KÍ HIỆU, CHỮ VIẾT TẮT

AUD: Số lượng thành viên ban kiểm soát

BGĐ: Ban giám đốc

BKS: Ban kiểm soát

BO: Tỷ trọng sở hữu của thành viên hội đồng quản trị

CEO: Tổng giám đốc/ Giám đốc

CEOD: Kiêm nhiệm Chủ tịch hội đồng quản trị và Tổng giám đốc/Giám đốc

FO: Tỷ trọng sở hữu vốn nước ngoài

HĐQT: Hội đồng quản trị

HOSE: Sàn giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh

MO: Tỷ trọng sở hữu của ban giám đốc

OD: Tỷ thành viên hội đồng quản trị độc lập

SO: Tỷ trọng sở hữu nhà nước

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Trang

Bảng 2.1. Tổng hợp các nghiên cứu trước đây .................................................... 15

Bảng 3.1: Bảng tóm tắt cách đo lường các biến trong mô hình nghiên cứu ........ 24

Bảng 4.1: Thống kê mô tả .................................................................................... 32

Bảng 4.2: Hệ số tương quan ................................................................................. 34

Bảng 4.3: Kiểm định Hausman ............................................................................ 36

Bảng 4.4: Kết quả kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến ......................................... 38

Bảng 4.5: Kết quả kiểm tra hiện tượng tự tương quan ......................................... 38

Bảng 4.6: Kết quả hồi quy cho từng biến cấu trúc sở hữu đến ROA ................... 40

Bảng 4.7: Kết quả hồi quy cho từng biến cấu trúc sở hữu đến Tobin Q.............. 42

Bảng 4.8: Kết quả hồi quy từng biến đặc tính HĐQT đến ROA ......................... 44

Bảng 4.9: Kết quả hồi quy từng biến đặc tính HĐQT đến Tobin Q .................... 46

Bảng 4.10: Kết quả hồi quy mô hình tổng thể ..................................................... 47

Bảng 4.11: Kết quả hồi quy biến cấu trúc quản trị, quản trị công ty và ROA

theo tỷ lệ sở hữu nhà nước ................................................................................... 52

Bảng 4.12: Kết quả hồi quy biến cấu trúc quản trị, quản trị công ty và Tobin Q

theo tỷ lệ sở hữu nhà nước ................................................................................... 56

TÓM TẮT

Luận văn nghiên cứu mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và

giá trị doanh nghiệp của các công ty phi tài chính niêm yết trên HOSE trong giai

đoạn 2008-2012. Kế thừa các nghiên cứu của Lee và Zhang (2011), Karaca và

Eksi (2012) trong xây dựng và kiểm định mô hình. Luận văn sử dụng dữ liệu

bảng được hồi quy theo ba phương pháp: phương pháp bình phương nhỏ nhất,

phương pháp ảnh hưởng cố định và phương pháp ảnh hưởng ngẫu nhiên. Kết quả

nghiên cứu cho thấy sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài và tỷ lệ thành viên

HĐQT tác động cùng chiều lên cả ROA và Tobin Q. Tỷ lệ sở hữu của thành viên

HĐQT tác động cùng chiều lên Tobin Q của các doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu

nhà nước thấp còn biến kiêm nhiệm của Chủ tịch hội đồng quản trị và CEO tác

động cùng chiều lên Tobin Q của các doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu nhà nước cao.

Biến sở hữu của thành viên ban giám đốc và số lượng thành viên ban kiểm soát

không có ý nghĩa thống kê.

Từ khóa: Cấu trúc sở hữu, quản trị công ty, giá trị doanh nghiệp.

CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU

1.1. Vấn đề nghiên cứu

Tối đa hoá giá trị tài sản cổ đông là một trong những mục tiêu quan trọng của

doanh nghiệp. Giá trị thị trường của doanh nghiệp là một tiêu chuẩn quan trọng để

đánh giá tài sản của cổ đông (Gill and Obradovich, 2012). Cấu trúc sở hữu và quản

trị công ty đóng vai trò quan trọng trong việc tối đa hoá giá trị tài sản cổ đông, cụ

thể nó có những tác động nhất định đến giá trị doanh nghiệp. Thực vậy, mối quan hệ

giữa quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp đã được đề cập trong các nghiên cứu

của Gill and Mathur (2011); Lee and Zhang (2011); Black (2011); Rouf (2011); Gill

and Obradovich (2012). Trong khi đó, cấu trúc sở hữu lại liên quan đến vấn đề chi

phí đại diện, cụ thể đó là mâu thuẫn lợi ích giữa cổ đông và nhà quản lý, từ đó tác

động đến chi phí và kéo theo đó là giá trị doanh nghiệp (Lee and Zhang, 2011;

Fazlzadeh và cộng sự, 2011; Turki and Sedrine, 2012; Ryu and Yoo, 2011; Uwuigbe

and Olusanmi, 2012).

Trên thế giới, những vụ bê bối tài chính và sự sụp đổ của các tổ chức lớn ở Mỹ

như là Enron, Word Com.. đã làm giảm niềm tin của các nhà đầu tư vào thị trường

vốn và tính hiệu quả của hoạt động quản trị công ty trong việc thúc đẩy tính minh

bạch và trách nhiệm giải trình (Gill and Mathur, 2011). Sự sụt giảm của nhà đầu tư

có tác động ngược chiều lên giá cổ phần và kéo theo giảm giá trị doanh nghiệp. Vì

vậy, để đạt được mục tiêu của doanh nghiệp là tối đa hoá giá trị cổ đông, thì việc

khám phá tất cả các nhân tố có thể có tác động đến giá trị doanh nghiệp là rất quan

trọng. Cấu trúc sở hữu và quản trị công ty thông qua đặc tính HĐQT, BKS là hai

nhóm nhân tố tác động đến giá trị doanh nghiệp. Do đó nên xem xét ảnh hưởng của

chúng lên giá trị doanh nghiệp.

Trong bối cảnh Việt Nam, thời gian qua các vụ việc bê bối xảy ra liên quan

đến hành vi gian lận báo cáo tài chính của Công ty cổ phần Bông Bạch Tuyết và

HĐQT Công ty chứng khoán Đại Nam lập báo cáo khống cho BKS… ảnh hưởng

nghiêm trọng đến quyền lợi của cổ đông và niềm tin của nhà đầu tư đối với công ty

cổ phần. Vì vậy, vai trò của quản trị công ty là rất quan trọng. Do đó, kiểm định mối

quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp là rất cần thiết

ở Việt Nam. Tính đến thời điểm hiện nay đã có một số nghiên cứu về tác động của

cấu trúc sở hữu, quản trị công ty lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp ở Việt

Nam. Phần lớn các nghiên cứu này xem xét tác động đến thành quả hoạt động dưới

góc độ tổng thể và ngành mà chưa đề cập đến ảnh hưởng của chúng theo mức độ sở

hữu nhà nước. Luận văn sẽ nghiên cứu tác động của cấu trúc sở hữu, quản trị doanh

nghiệp đến giá trị doanh nghiệp theo mức độ sở hữu nhà nước khác nhau.

1.2. Mục tiêu và câu hỏi nghiên cứu

1.2.1. Mục tiêu nghiên cứu

Nghiên cứu này tập trung vào mục tiêu là nghiên cứu mối tương quan giữa cấu

trúc sở hữu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp của các công ty niêm yết trên

HOSE

1.2.2. Câu hỏi nghiên cứu

 Cấu trúc sở hữu có tác động đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp

niên yết tại HOSE hay không? Nếu có thì tác động như thế nào?

 Quản trị công ty thông qua các đặc tính của HĐQT, của BKS có tác động

đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp niên yết tại HOSE hay không? Nếu có thì

tác động như thế nào?

1.3. Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu

1.3.1. Đối tƣợng nghiên cứu

Đối tượng nghiên cứu của luận văn này là cấu trúc sở hữu, quản trị công ty,

giá trị doanh nghiệp của các công ty niêm yết trên HOSE. Cụ thể, cấu trúc sở hữu

bao gồm sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài, sở hữu thành viên HĐQT, sở hữu

ban giám đốc. Quản trị doanh nghiệp được đề cập trong luận văn thông qua các đặc

tính của HĐQT đó là tính kiêm nhiệm CEO và chủ tịch HĐQT, tỷ lệ thành viên

HĐQT độc lập, ban kiểm soát.

1.3.2. Phạm vi nghiên cứu

Công ty phi tài chính niêm yết trên HOSE thời gian từ năm 2008 đến 2012

1.4. Phƣơng pháp nghiên cứu

Mô hình nghiên cứu của bài sử dụng dữ liệu bảng được hồi quy theo phương

pháp OLS để tìm ra mối tương quan giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty thông

qua đặc tính HĐQT, BKS với thành quả hoạt động của doanh nghiệp. Nếu vi phạm

các giả định của OLS thì tiếp tục sử dụng phương pháp hồi quy ảnh hưởng cố định

(fixed effect) và ảnh hưởng ngẫu nhiên (random effect). Kiểm định Hausman được

sử dụng để lựa chọn phương pháp hồi quy phù hợp.

1.5. Bố cục luận văn

Luận văn này được trình bày theo thứ tự như sau:

Chương 1: Giới thiệu.

Chương 2: Nghiên cứu thực nghiệm.

Chương 3: Phương pháp nghiên cứu.

Chương 4: Nội dung và kết quả nghiên cứu.

Chương 5: Kết luận.

CHƢƠNG 2: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM

Tầm quan trọng của sở hữu vốn và tác động của nó lên công ty đã được nghiên

cứu rộng rãi trong các lý thuyết kinh tế. Một trong những lý thuyết đề cập về mối

quan hệ giữa quyền sở hữu và quyền kiểm soát của công ty là lý thuyết đại diện,

xuất phát từ mâu thuẫn về lợi ích giữa chủ sở hữu và nhà quản lý. Các chủ sở hữu

quan tâm đến giá trị công ty, trong khi đó người đại diện lại quan tâm đến lợi ích cá

nhân (lương, thưởng, nguồn thu khác dựa trên vị trí công tác..). Sự không đồng nhất

lợi ích giữ chủ sở hữu và người đại diện làm phát sinh chi phí đại diện (Jensen and

Meckling, 1976). Do đó, theo lý thuyết này, cấu trúc sở hữu có thể ảnh hưởng đến

chi phí đại diện và nó tác động lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp.

2.1. Các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đây

Nghiên cứu mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và hiệu quả

hoạt động của doanh nghiệp, trên thế giới đã có nhiều nghiên cứu cả lý thuyết và

thực nghiệm cho vấn đề này. Trong nghiên cứu xem xét đến hai khía cạnh đó là tác

động của cấu trúc sở hữu đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp và tác động của

quản trị công ty thông qua đặc tính của HĐQT đến hiệu quả hoạt động. Dưới đây sẽ

trình bày quan điểm của các tác giả theo hai khía cạnh này.

2.1.1. Quan điểm về mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và hiệu quả hoạt

động của doanh nghiệp

Các nghiên cứu về mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và hiệu quả hoạt động thì

biến cấu trúc sở hữu được phân loại theo nhiều cách khác nhau. Jensen and

Meckling (1976) phân loại cấu trúc sở hữu vốn, bao gồm các nhà đầu tư bên trong

(nhà quản lý) và các nhà đầu tư bên ngoài (chủ nợ và chủ sở hữu). Fazlzadeh (2011)

cho rằng cấu trúc sở hữu phân thành hai loại sở hữu phân tán và sở hữu tập trung.

Abel Ebel và Okafor (2010) xây dựng cấu trúc sở hữu theo tỷ lệ cổ phần nắm giữ

bởi các nhà quản lý (sở hữu của nhà quản lý), tổ chức (sở hữu thuộc tổ chức), chính

phủ (sở hữu nhà nước), các nhà đầu tư nước ngoài (sở hữu nước ngoài), gia đình (sở

hữu gia đình) …

Zeitun and Almudehki (2012) nghiên cứu mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và

hiệu quả hoạt động doanh nghiệp của 29 công ty phi tài chính trên thị trường chứng

khoán Quarta trong giai đoạn 2006-2011. Cấu trúc sở hữu được đề cập trong nghiên

cứu này bao gồm sở hữu tập trung, sở hữu tổ chức, sở hữu nước ngoài, sở hữu thành

viên HĐQT. Kết quả nghiên cứu cho thấy sở hữu tập trung, sở hữu thành viên

HĐQT và sở hữu nước ngoài có ảnh hưởng cùng chiều lên hiệu quả hoạt động

doanh nghiệp. Cụ thể, sở hữu thành viên HĐQT có quan hệ cùng chiều và có ý

nghĩa thống kê với ROA và ROE, trong khi sở hữu tập trung không chỉ tác động

cùng chiều lên ROA, ROE mà cả Tobin Q.

Turkin và cộng sự (2012) lại cho kết quả ngược lại khi nghiên cứu mối quan

hệ giữa thành viên HĐQT và thành quả công ty, tác giả đã tìm thấy mối tương quan

âm giữa hai đối tượng này khi đã sử dụng phương pháp hồi quy hai giai đoạn 2SLS

để kiểm định quan hệ nhân quả giữa cấu trúc sở hữu (sở hữu nhà quản lý và sở hữu

tập trung) với hiệu quả hoạt động được thể hiện thông qua biến giá trị thị trường

trên giá trị sổ sách. Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu cho thấy sở hữu tập trung tác

động ngược chiều và có ý nghĩa thống kê lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, còn

sở hữu nhà quản lý tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê lên hiệu quả hoạt

động doanh nghiệp. Tuy nhiên, hiệu quả hoạt động doanh nghiệp có tác động ngược

chiều (cùng chiều) lên sở hữu tập trung (sở hữu nhà quản lý) nhưng lại không có ý

nghĩa thống kê.

Karaca and Eksi (2012) nghiên cứu mối quan hệ của cấu trúc sở hữu và hiệu

quả hoạt động của 50 doanh nghiệp trong ngành sản xuất niêm yết tại ISE. Dữ liệu

nghiên cứu là dữ liệu bảng, sử dụng phương pháp Hausman để lựa chọn phương

pháp REM và FEM. Kết quả nghiên cứu không tìm thấy bằng chứng về tác động

của sở hữu tập trung lên Tobin Q.

Sở hữu nhà nước đã được đề cập trong các nghiên cứu của Omran, Bolbol và

Fatheldin (2008), Huang và cộng sự (2011), Trien le and Amon chizema (2011), Lee

and Zhang (2011). Cụ thể:

Lee and Zhang (2011) xem xét ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu và quản trị công

ty lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp tại thị trường vốn Trung Quốc trong giai

đoạn 2004-2007. Cấu trúc sở hữu được đề cập ở trong nghiên cứu này bao gồm sở

hữu nhà nước, sở hữu thành viên HHĐQT, sở hữu ban giám đốc, sở hữu tổ chức.

Kết quả nghiên cứu chỉ ra sở hữu nhà nước, sở hữu ban giám đốc có tác động ngược

chiều lên giá trị doanh nghiệp trong khi quy mô HĐQT, sở hữu tổ chức đã tìm thấy

tác động cùng chiều lên giá trị doanh nghiệp.

Le and Chizema (2011) cũng nghiên cứu sở hữu nhà nước tác động lên giá trị

doanh nghiệp tính theo giá trị sổ sách (ROA) và giá trị thị trường (Tobin Q). Tác giả

nghiên cứu các công ty giao dịch trên hai sàn chứng khoán ở Trung Quốc trong hai

năm 2004 và 2005, kết quả cho thấy sở hữu nhà nước tác động cùng chiều lên ROA.

Nghiên cứu cũng tìm thấy sở hữu nhà nước tác động lên mối quan hệ giữa giá trị sổ

sách và giá trị thị trường. Tại tỷ lệ sở hữu nhà nước thấp thì chúng có mối tương

quan là âm, nhưng nếu tỷ lệ sở hữu tăng cao thì mối tương quan của nó là dương.

Huang và cộng sự (2011) cũng ủng hộ quan điểm cho rằng sở hữu nhà nước

tác động cùng chiều lên giá trị doanh nghiệp khi nghiên cứu ở thị trường Trung

Quốc trong giai đoạn 2004-2009. Tuy nhiên, tác giả lại không tìm thấy bằng chứng

về tác động của sở hữu ban giám đốc lên giá trị doanh nghiệp

Dòng vốn đầu tư nước ngoài là nguồn tài chính quan trọng cho các nước đang

phát triển. Do sự gia tăng trong số lượng các dòng vốn quốc tế, các vấn đề về tác

động có thể có của dòng vốn nước ngoài đến thành quả của các doanh nghiệp được

nhiều sự quan tâm và nghiên cứu của các tác giả.

Gurbuz và Aybars (2011) nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng của 205 công ty phi

tài chính trong giai đoạn 2005-2007 ở Thổ Nhĩ Kỳ để khám phá tác động của sở

hữu nước ngoài lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu chỉ ra

những công ty có tỷ lệ sở hữu nước ngoài thấp thì có hiệu quả hoạt động doanh

nghiệp (ROA) cao hơn so với những công ty nội địa và những công ty có tỷ lệ sở

hữu nước ngoài cao. Hiệu quả hoạt động của công ty có tỷ lệ sở hữu nước ngoài cao

thì không tốt bằng những công ty nội địa.

Lê Thị Phương Vy và Phùng Đức Nam (2012) kiểm định mối tương quan giữa

sở hữu nước ngoài, cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp của các công ty niêm yết

trên sàn giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh trong giai đoạn 2007-2011. Nghiên

cứu cung cấp các bằng chứng cho thấy sở hữu nước ngoài tác động ngược chiều lên

giá trị doanh nghiệp do sở hữu nước ngoài ở Việt Nam thì không tập trung nên

không thể giữ vai trò kiểm soát trong cơ chế quản trị doanh nghiệp.

Tóm lại, việc sử dụng các công cụ nào để đánh giá về hiệu quả hoạt động

doanh nghiệp có vai trò quan trọng. Có rất nhiều các chỉ tiêu đo lường hiệu quả tài

chính doanh nghiệp, nhưng các chỉ tiêu thường được sử dụng nhất trong các nghiên

cứu có thể chia thành hai loại chính: các hệ số giá trị kế toán và các hệ số giá trị thị

trường. Các chỉ tiêu dựa trên giá trị kế toán được dùng nhiều nhất bao gồm lợi

nhuận trên tổng tài sản (ROA) và lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE). Với nhóm

hệ số giá trị thị trường, hệ số Tobin Q rất thông dụng như là công cụ đánh giá tốt về

hiệu quả tài chính doanh nghiệp. Đối với cấu trúc sở hữu thì phần lớn đề cập đến sở

hữu thành viên HĐQT, sở hữu BGĐ, sở hữu nước ngoài. Chỉ có sở hữu nhà nước

thì tùy vào đặc trưng của từng quốc gia mà nghiên cứu đề cập đến hình thức sở hữu

nhà nước. Tuy nhiên, mỗi nghiên cứu lại sử dụng các phương pháp nghiên cứu khác

nhau. Phần lớn các nghiên cứu ở trên thì sử dụng phương pháp hồi quy OLS (Le

and Chizema, 2011; Trần Thị Xuân Mai, 2011, Zeitun and Almudehki, 2012). Một

số khác sử dụng phương pháp ảnh hưởng cố định (FEM) hoặc ảnh hưởng ngẫu

nhiên (REM) (Huang và cộng sự, 2011; Lê Thị Phương Vy và Phùng Đức Nam,

2011; Gurbuz và Aybars, 2011, Karaca and Eksi, 2012). Riêng Gurbuz và Aybars

(2011) sử dụng thêm phương pháp GMM. Nghiên cứu của Turkin và cộng sự (2012)

thì sử dụng phương pháp 2SLS để xem xét biến cấu trúc sở hữu theo cả hai vai trò

là biến nội sinh và biến ngoại sinh.

2.1.2. Quan điểm về mối quan hệ giữa quản trị công ty và hiệu quả hoạt

động doanh nghiệp

Quản trị công ty tốt là một nhân tố quan trọng trong viêc nâng cao giá trị

doanh nghiệp. Tác động của quản trị công ty khác nhau giữa các quốc gia bởi vì cơ

chế quản trị công ty là khác nhau do khác nhau về điều kiện kinh tế, xã hội và người

quản lý (Rouf, 2011).

Rouf (2011) kiểm định mối quan hệ của bốn cơ chế quản trị công ty (tính kiêm

nhiệm CEO và Chủ tịch HĐQT, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, quy mô HĐQT và

BKS) và giá trị doanh nghiệp (ROA, ROE) thông qua phương pháp OLS. Nghiên

cứu cung cấp những bằng chứng hỗ trợ cho nhận định tính kiêm nhiệm và tỷ lệ

thành viên HĐQT độc lập có tác động cùng chiều lên giá trị doanh nghiệp. Tuy

nhiên lại không có ý nghĩa thống kê khi kiểm định cho quy mô HĐQT, BKS

Phạm Quốc Việt (2010) cũng tìm thấy mối quan hệ cùng chiều giữa tính kiêm

nhiệm chủ tịch HĐQT và CEO đối với các công ty có quy mô nhỏ hoặc tỷ lệ nợ

thấp khi nghiên cứu các doanh nghiệp ở Việt Nam trong giai đoạn 2006-2008.

Gill và Obradovich (2012) nghiên cứu tác động của quản trị công ty đến giá trị

doanh nghiệp của 333 công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán New York

trong khoảng thời gian 3 năm từ 2009-2011. Kết qủa nghiên cứu cho thấy quy mô

của HĐQT có tác động ngược chiều lên giá trị doanh nghiệp, còn tính kiêm nhiêm

giữa chủ tịch HĐQT và CEO, BKS thì có tác động cùng chiều lên giá trị doanh

nghiệp.

Fauzi và Locke (2012) nghiên cứu vài trò của cấu trúc HĐQT đến giá trị

doanh nghiệp. Tác giả tiến hành nghiên cứu trên 79 công ty niêm yết tại New

Zealand, nghiên cứu còn sử dụng GLM để kiểm tra tính bền vững. Kết quả cho thấy

quy mô HĐQT, BKS có mối tương quan dương với hiệu quả hoạt động doanh

nghiệp (ROA, tobin Q). Trong khi đó tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành,

thành viên HĐQT là nữ thì hiệu quả hoạt động doanh nghiệp thấp hơn các công ty

khác.

Tóm lại, khi xem xét mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá trị doanh

nghiệp thì hầu hết các nghiên cứu đều đề cập đến tính kiêm nhiệm của chủ tịch

HĐQT và CEO, BKS. Còn tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập cũng được quan tâm ở

một vài nghiên cứu (Rouf, 2011; Fauzi và Locke, 2012). Kết quả của các nghiên

cứu thì khác nhau do tác động của quản trị công ty lên giá trị doanh nghiệp phụ

thuộc vào quy định về cơ chế quản trị của từng quốc gia, cũng như các nghiên cứu

sử dụng các phương pháp nghiên cứu khác nhau.

2.2. Mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và giá trị doanh

nghiệp

Các nghiên cứu về mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và hiệu quả hoạt động thì

biến cấu trúc sở hữu được phân loại theo nhiều cách khác nhau. Trong nghiên cứu

sẽ xem xét tác động của các biến sở hữu nhà nước, sở hữu BGĐ, sở hữu thành viên

HĐQT, sở hữu nước ngoài, tính kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT và CEO, số lượng

thành viên BKS, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập.

2.1.1. Sở hữu nhà nước

Cấu trúc sở hữu là một yếu tố quan trọng trong việc xác định giá trị doanh

nghiệp. Có một số nghiên cứu về sở hữu nhà nước và giá trị doanh nghiệp (Trien Le

and Chizema, 2011; Huang và cộng sự, 2011). Tuy nhiên, kết quả thì không nhất

thống cho tất cả các nghiên cứu.

Mối tương quan âm giữa sở hữu nhà nước và thành quả hoạt động của doanh

nghiệp được tìm thấy trong nghiên cứu của Jia, Sun và Tong (2005) và Lee and

Zhang (2011). Mối tương quan âm giữa sở hữu nhà nước và hiệu quả hoạt động

doanh nghiệp được giải thích dựa trên lý thuyết đại diện (Jensen và Meckling,

1976). Đó là phân tách giữa quyền quản lý và quyền sở hữu, cụ thể ở đây là quyền

sở hữu của chính phủ và quyền quản lý của người được uỷ quyền. Do đó, các nhà

quản lý có động cơ để trốn tránh hoặc không nỗ lực hết mình trong việc tạo ra giá

trị cổ đông.

Mối tương quan dương được tìm thấy trong các nghiên cứu của Sun, Tong and

Tong (2002), Chen, Firth and Rui (2006), Huang và cộng sự (2011), Le and

Chizema (2011). Để cũng cố cho nhận định trên thì một số nhà nghiên cứu giải

thích rằng sở hữu nhà nước được xem như một cổ đông chi phối trong các công ty,

nhà nước có khả năng cung cấp cho các doanh nghiệp nguồn lực tài chính cũng như

các hỗ trợ về mặt luật pháp vì thế có thể cải thiện hiệu suất hoạt động của công ty

(Shleifer và Vishny, 1998). Trường hợp nghiên cứu về sở hữu nhà nước ở thị trường

Trung Quốc, các bằng chứng thực nghiệm cho thấy chính phủ áp dụng các ưu đãi về

thuế, hỗ trợ về vay vốn (Gordon và Li, 2003) các công ty với mức sở hữu nhà nước

cao có thể tiếp cận dễ dàng hơn các khoản vay ưu đãi từ ngân hàng (Cull và Xu,

2003; Lu, Thangavelu và Hu, 2005). Hỗ trợ này tạo điều kiện tăng doanh thu, giảm

chi phí và cải thiện hiệu suất hoạt động của các doanh nghiệp (Lu, 2000).

Biến sở hữu nhà nước được đo lường bằng tỷ trọng vốn sở hữu của các cổ

đông đại diện nhà nước trên tổng vốn chủ sở hữu (Huang và cộng sự , 2011; Le and

Chizema, 2011; Lee and Zhang, 2011)

2.1.2. Sở hữu thành viên HĐQT

Nhiều nghiên cứu đã được thực hiện để kiểm định mối quan hệ giữa sở hữu

thành viên HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Tuy nhiên, kết quả có cả

quan hệ cùng chiều và quan hệ ngược chiều giữa 2 biến này.

Tỷ lệ sở hữu của thành viên HĐQT tác động ngược chiều lên thành quả hoạt

động. Đây cũng là nhận định trong nghiên cứu của Ryu và Yoo (2011), Fazlzadeh và

cộng sự (2011), Turki and Sedrine (2012), Uwuigbe and Olusanmi (2012)…. Kết

quả nghiên cứu chỉ ra rằng khi tăng quyền sở hữu, quyền kiểm soát cũng tăng,

nhưng giá cổ phiếu và lợi nhuận giảm. Tác động ngược chiều được giải thích là do

sự kiểm soát đối với các cổ đông thiểu số.

Tác động cùng chiều của tỷ lệ sở hữu thành viên HĐQT lên ROA, ROE được

tìm thấy trong nghiên cứu của Zeitun and Almudehki (2012). Mối tương quan

dương giữa hai biến này là do hiệu quả của việc giám sát chặt chẽ và lợi ích chủ sở

hữu nhằm tối đa hoá lợi nhuận doanh nghiệp

Biến sở hữu thành viên HĐQT được đo lường bằng tỷ trọng vốn sở hữu của

các cổ đông là thành viên HĐQT trên tổng vốn chủ sở hữu (Huang và cộng sự,

2011; Lee and Zhang, 2011; Zeitun and Almudehki, 2012; Turki and Sedrine, 2012;

Uwuigbe and Olusanmi, 2012)

2.1.3. Sở hữu ban giám đốc

Xu hướng nghiên cứu mối tương quan giữa sở hữu BGĐ và hiệu quả hoạt

động thì không đồng nhất trong các nghiên cứu thực nghiệm trước đây.

Nghiên cứu Huang và cộng sự (2011), Ruan và cộng sự (2011) không tìm thấy

mối tương quan giữa sở hữu BGĐ và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.

Mối tương quan dương giữa sở hữu BGĐ và hiệu quả hoạt động của doanh

nghiệp được tìm thấy trong các nghiên cứu của Krivogorsky (2006), Cornett và

cộng sự (2008), Gardner và cộng sự (2012). Mối tương quan dương được giải thích

dựa trên lý thuyết đại diện. Các công ty phân định quyền sở hữu và quyền quản lý,

thì xung đột lợi ích giữa các cổ đông và người quản lý trở thành vấn đề lớn trong

các công ty. Một phương pháp quan trọng có khả năng giải quyết mâu thuẫn quyền

lợi giữa cổ đông và người quản lý là chia cổ phần cho nhà quản lý (Huang và cộng

sự, 2011). Lúc đó, nhà quản lý sẽ trở thành cổ đông thông qua cổ phần nhận được.

Với cách giải quyết các xung đột lợi ích giữa các cổ đông và người quản lý này thì

chi phí đại diện sẽ giảm, kéo theo giá trị doanh nghiệp gia tăng. Như vậy, sở hữu

quản lý là một cách để gắn kết các mục tiêu của chủ sở hữu và nhà quản lý.

Mối tương quan âm giữa sở hữu thuộc BGĐ và hiệu quả hoạt động của doanh

nghiệp được tìm thấy trong các nghiên cứu của Reyna và cộng sự (2012), Lee and

Zhang (2011), Arifur Khana và cộng sự (2012), William Bradford và cộng sự

(2012). Nghiên cứu cho là nếu các nhà quản lý nắm số lượng lớn vốn cổ phần thì sẽ

trở nên khó khăn hơn cho các chủ sở hữu bên ngoài để thực hiện kiểm soát. Trong

trường hợp này, các nhà quản lý sẽ không thể tối đa hoá giá trị doanh nghiệp. Từ

đó, có thể tồn tại mối quan hệ ngược chiều giữa sở hữu của BGĐ và thành quả công

ty.

2.1.4. Sở hữu nước ngoài

Mặc dù sở hữu nước ngoài có thể không chiếm tỷ trọng lớn nhất trong cấu trúc

sở hữu nhưng nó lại là một phần quan trọng trong cấu trúc sở hữu của công ty tại

các thị trường mới nổi (Douma và cộng sự, 2006). Trong khi xem xét tác động của

sở hữu nước ngoài lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, hầu hết các nghiên cứu

cho thấy sở hữu nước ngoài có mối quan hệ cùng chiều với hiệu quả hoạt động

doanh nghiệp. Chẳng hạn như, Barako & Tower (2007), Zeitun and Almudehki

(2012), Uwuigbe and Olusanmi (2012)… ủng hộ quan điểm trên. Kết quả của các

nghiên cứu sở hữu nước ngoài làm tăng giá trị doanh nghiệp được lý giải thứ nhất

do sở hữu nước ngoài cung cấp một nguồn vốn lớn đem đến thành quả tốt hơn do

giảm chi phí đại diện thông qua việc thực hiện vai trò giám sát. Sự hiện diện của các

thành viên HĐQT là người nước ngoài có thể giúp hoạt động quản trị doanh nghiệp

tốt hơn, giảm các vấn đề đại diện do đó làm tăng niềm tin của các nhà đầu tư kéo

theo đó giá trị doanh nghiệp gia tăng (Kim, 2011; Choi, Sul & Min, 2012). Sở hữu

nước ngoài thật sự có giá trị khi chủ sở hữu nước ngoài nằm trong số các cổ đông

giám sát của công ty (Mishra và Rattia, 2011). Thứ hai, là nhà đầu tư nước ngoài có

nguồn lực tài chính, công nghệ và kinh nghiệm tốt hơn so với các nhà đầu tư trong

nước (Huang và Shiu, 2009) và có thể chuyển giao cộng nghệ cũng như khả năng

quản lý và hiểu biết về thị trường nước đầu tư (Gurunlu & Gursoy, 2010; Romalis,

2011; Zeitun and Almudehki , 2012…).

Mối quan hệ ngược chiều giữa sở hữu nước ngoài và hiệu quả hoạt động của

doanh nghiệp được thể hiện trong nghiên cứu của Benfratello & Sembenelli (2006),

Lê Thị Phương Vy và Phùng Đức Nam (2011). Tồn tại mối quan hệ này là do tỷ lệ

sở hữu nước ngoài thấp và phân tán. Bởi vì, sở hữu nước ngoài chỉ thực sự giữ vai

trò giám sát khi nó là sở hữu tập trung vì lúc này chủ sở hữu sẽ nắm bắt thông tin

chuẩn xác và có thể thiết lập một cơ chế giám sát hiệu quả trong các công ty (Diaz-

Diaz và cộng sự, 2008). Mà sự phân tán trong sở hữu cổ đông lớn sẽ tác động

ngược chiều giữa hiệu quả hoạt động doanh nghiệp (Konijn và cộng sự, 2011). Vì

vậy, khi sở hữu nước ngoài là không tập trung, các nhà đầu tư có thể chỉ quan tâm

đến mục tiêu ngắn hạn (lợi nhuận ngắn hạn) chứ không phải là lợi nhuận dài hạn

(Lê Thị Phương Vy và Phùng Đức Nam, 2011).

Trong các nghiên cứu trên thì sở hữu nước ngoài được đo lường tỷ trọng vốn

sở hữu của các cổ đông là người nước ngoài trên tổng vốn chủ sở hữu (Uwuigbe

and Olusanmi, 2012; Zeitun and Almudehki, 2012…)

2.1.5. Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập

Thành viên HĐQT độc lập cũng có những trách nhiệm tương tự như thành

viên nội bộ trong việc quyết định chiến lược, phương hướng hoạt động và chính

sách của công ty, điểm khác biệt là họ không phải là thành viên trực tiếp điều hành.

Các thành viên HĐQT độc lập nhằm mang lại cái nhìn khách quan, không phiến

diện về các vấn đề mà BGĐ xử lý. Do vậy, để đạt được hiệu quả trong thực hiện vai

trò giám sát của mình, HĐQT phải có một mức độ độc lập trong quản lý. Thật vậy,

thành viên HĐQT độc lập có thể đóng một vai trò tích cực trong phân xử bất đồng

giữa các thành viên nội bộ và giúp giảm thiểu các vấn đề đại diện (Turki and

Sedrine, 2012). Hossain và cộng sự (2000) cũng tìm thấy một mối quan hệ cùng

chiều giữa thành viên HĐQT độc lập và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Chung

(2003) thấy rằng thành viên HĐQT độc lập tác động cùng chiều lên giá trị doanh

nghiệp thông qua khả năng giám sát và quản lý hiệu quả của thành viên HĐQT độc

lập (Peasnell và cộng sự, 2005; Belghitar và Khan, 2011). Mặt khác, tỷ lệ thành

viên HĐQT độc lập cao thì chất lượng báo cáo tốt hơn và tỷ lệ thấp hơn trong gian

lận kế toán (Klein, 2002; Lennox và Pittman, 2010). Các nghiên cứu sau này cũng

cho kết quả tương tự Daraghma (2010), Lee and Zhang (2011), Rouf (2011), Turki

and Sedrine (2012)…. Thành viên HĐQT độc lập được xác định trong mô hình của

các nghiên cứu trên thông qua số lượng thành viên HĐQT độc lập chia cho tổng số

lượng thành viên HĐQT (Lee and Zhang, 2011; Turki and Sedrine, 2012).

2.1.6. Kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT & CEO

Khi CEO cũng là chủ tịch HĐQT, khả năng giám sát của HĐQT đối với CEO

sẽ yếu hơn (Jensen, 1993). Theo lý thuyết chi phí đại diện, tính kiêm nhiệm của

CEO và HĐQT sẽ làm mất đi tính độc lập giữa quản lý và kiểm soát doanh nghiệp.

Vì vậy, HĐQT sẽ không hiệu quả trong việc giám sát và đánh giá các CEO. Thiếu

tính độc lập và minh bạch dẫn đến các vấn đề đại diện và cuối cùng là nó sẽ tác

động ngược chiều lên giá trị doanh nghiệp. Pi và Timme (1993) thấy rằng các công

ty với một người đang nắm giữ cả hai chức vụ thì có hiệu suất của việc kiểm soát

chi phí và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp thấp hơn so với hai người nắm giữ hai

chức vụ. Các nghiên cứu của Cornett và cộng sự (2008), Lee and Zhang(2011),

Pankaj Varshney và cộng sự (2012) ủng hộ nhận định trên về tương quan âm giữa

tính kiêm nhiệm CEO và chủ tịch HĐQT.

Tuy nhiên, theo Ramdani and Witteloostuijn (2010) nếu CEO là chủ tịch

HĐQT thì giá trị doanh nghiệp sẽ tăng lên vì sự kiêm nhiệm giữa chủ tịch HĐQT và

CEO sẽ nâng cao hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Kết quả tương đồng với

nghiên cứu của Rouf (2011), Gill và Obradovich (2012).

Trong các nghiên cứu về tính kiêm nhiệm của CEO và chủ tịch HĐQT thì

được đo lường thông qua biến giả đó là có giá trị bằng 1 nếu CEO kiêm nhiệm luôn

chủ tịch HHĐQT, ngược lại thì có giá trị bằng 0 (Turki and Sedrine, 2011; Rouf,

2011…)

2.1.7. Ban kiểm soát

Một trong các bộ phận mà có thể tăng cường hoạt động giám sát công ty là

BKS. BKS chịu trách nhiệm giám sát quá trình báo cáo tài chính công ty. Các thành

viên trong BKS chịu trách nhiệm trong việc đảm bảo chất lượng của thông tin tài

chính. Ngoài ra, BKS giảm bất cân xứng thông tin giữa các thành viên HĐQT điều

hành và các thành viên HĐQT độc lập. Do đó, BKS mà giám sát hiệu quả sẽ cải

thiện thành quả doanh nghiệp.

BKS đóng một vai trò quan trọng trong việc nâng cao giá trị doanh nghiệp

bằng cách thực hiện các nguyên tắc quản trị công ty. Các nguyên tắc quản trị công

ty cho rằng BKS nên làm việc độc lập và thực hiện các nhiệm vụ của mình với một

tác phong chuyên nghiệp. BKS giám sát cơ chế nhằm năng cao chất lượng thông tin

giữa cổ đông và các nhà quản lý (Rouf, 2011) do đó làm tối thiểu hoá các vấn đề đại

diện. Như vậy, tồn tại mối quan hệ đồng biến giữa giá trị doanh nghiệp và sự hiện

diện của BKS (Lee and Zhang, 2011; Gill and Obradovich, 2012).

2.3. Tổng hợp các nghiên cứu giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và

giá trị doanh nghiệp

Bảng tóm tắt các nhân tố được đề cập trong các nghiên cứu thực nghiệm về

vấn đề cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp:

Bảng 2.1. Tổng hợp các nghiên cứu trƣớc đây

Biến Kí Kỳ vọng Các nghiên cứu Cách tính

hiệu tƣơng

quan

Le and Chizema (2011), Huang và Tỷ trọng vốn sở hữu

cộng sự (2011) của các cổ đông đại + Sở hữu

diện nhà nước trên Qi, Wu và Zhang (2000), Lee and SO nhà - tổng vốn chủ sở hữu Zhang (2011) nƣớc

Zeitun and Almudehki (2012) Tỷ trọng vốn sở hữu + Sở hữu của các cổ đông là Ryu và Yoo (2011), Fazlzadeh và thành thành viên HĐQT cộng sự (2011), Turki and Sedrine BO viên _

HĐQT trên tổng vốn chủ sở hữu (2012), Uwuigbe and Olusanmi (2012)

+ Turki and Sedrine (2012), Gardner và cộng sự (2012) Sở hữu ban MO

Tỷ trọng vốn sở hữu của các cổ đông là trên ban giám đốc tổng vốn chủ sở hữu - giám đốc Lee and Zhang(2011), Arifur Khana và cộng sự (2012), William Bradford và cộng sự (2012)

Zeitun and Almudehki (2012), Tỷ trọng vốn sở hữu + Sở hữu FO

Uwuigbe and Olusanmi (2012). của các cổ đông là

người nước ngoài trên nƣớc ngoài Konijn và cộng sự (2011), Lê Thị

tổng vốn chủ sở hữu -

Phương Vy và Phùng Đức Nam (2011)

Turki and Sedrine (2011), Rouf Kiêm

and Louca - nhiệm

(2011), Charitou (2013) CEO Có giá trị là 1 nếu CEO kiêm chủ tịch CEOD Ramdani and Witteloostuijn & Chủ HĐQT, ngược lại là 0 (2010), Rouf (2011), Gill và +

Obradovich (2012). tịch HĐQT

Lee and Zhang (2011), Turki and Thành

Sedrine (2012). viên OD + HĐQT SL thành viên HĐQT độc lập SL thành viên HĐQT độc lập

Lee and Zhang (2011) Có giá trị bằng 1 nếu

công ty đó có BKS, Ban ngược lại thì có giá trị kiểm AUD + là 0 soát Gill and Mathur (2011) Tổng số thành viên

trong BKS

Tóm lại, trên thế giới các nghiên cứu về mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu,

quản trị công ty và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp rất đa dạng với các

phương pháp nghiên cứu khác nhau, các biến giải thích được lựa chọn đưa vào mô

hình cũng rất phong phú. Tuy nhiên, để phù hợp với đặc điểm kinh tế của mỗi nước

nên mỗi nghiên cứu tập trung vào những nhân tố nhất định trong cấu trúc sở hữu

hoặc trong quản trị công ty. Chẳng hạn, Le and Chizema (2011) chỉ nghiên cứu về

tác động của sở hữu nhà nước đến thành quả doanh nghiệp hay Gill và Mathur

(2011) lại chỉ xem xét quy mô HĐQT và kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT và CEO. Lee

and Zhang (2011) nghiên cứu về tác động của cấu trúc sở hữu (sở hữu nhà nước, sở

hữu thành viên HĐQT, sở hữu thành viên BGĐ) và quản trị công ty (Chủ tịch

HĐQT kiêm CEO, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, số lượng thành viên BKS), đặc

biệt trong nghiên cứu có đề cập đến tác động của chúng theo tỷ lệ sở hữu nhà nước.

Điều này rất phù hợp với bối cảnh ở Việt Nam, mà các nghiên cứu khác chưa đề

cập. Các nghiên cứu cho trường hợp ở Việt Nam hầu hết chỉ sử dụng phương pháp

OLS trong nghiên cứu mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và quản trị công ty. Riêng

nghiên cứu của Phùng Đức Nam và Lê thị Phương Vy (2011) thì sử dụng phương

pháp FEM, REM; tuy nhiên chỉ nghiên cứu riêng cho trường hợp mối quan hệ giữa

sở hữu nước ngoài và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Do đó, luận văn có dựa

trên nghiên cứu của Karaca và Eksi (2012) để xử lý dữ liệu bảng và thực hiện kiểm

định mô hình theo phương pháp REM, FEM.

CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Trong luận văn này, tác giả kế thừa các nghiên cứu của Lee and Zhang (2011),

Karaca và Eksi (2012) để xây dựng các biến cấu trúc sở hữu và các biến quản trị

công ty thông qua đặc tính HĐQT, BKS cũng như phương pháp kiểm định mô hình

và xử lý dữ liệu. Trong nghiên cứu của Lee and Zhang (2011), kiểm định ảnh hưởng

của cấu trúc sở hữu và quản trị công ty lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp tại thị

trường vốn Trung Quốc. Vì thị trường vốn Trung Quốc đang trong giai đoạn phát

triển ban đầu của nền kinh tế thị trường xã hội chủ nghĩa nên phù hợp với đặc điểm

kinh tế Việt Nam. Đặc biệt, trong nghiên cứu này có xem xét ảnh hưởng của sở hữu

nhà nước đến giá trị doanh nghiệp mà sở hữu nhà nước là đặc trưng của các doanh

nghiệp ở Việt Nam.

3.1. Dữ liệu

Dữ liệu trong nguyên cứu này là các công ty phi tài chính được niêm yết trên

HOSE, trong giai đoạn 5 năm từ 2008 -20012. Mẫu nghiên cứu khảo sát trên 100

công ty phi tài chính niêm yết ở sở giao dịch HOSE trong giai đoạn 2008-2012. Các

công ty trong ngành tài chính, ngân hàng, bảo hiểm được loại ra khỏi mẫu nghiên

cứu bởi vì báo cáo tài chính của các công ty này khác đáng kể so với các công ty

của ngành khác (Basil and Khaled, 2011), điều này ảnh hưởng đến kết quả nghiên

cứu mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp.

Nghiên cứu được lựa chọn trong giai đoạn 2008-2012, đầu tiên do trong giai

đoạn đầu 2000-2005 số lượng các công ty niêm yết tại HOSE còn thấp các doanh

nghiệp có quy mô nhỏ, sang giai đoạn sau thì số lượng các công ty niêm yết tăng

lên. Lựa chọn trong giai đoạn sau 2008 vì trước đó năm 2007 có 138 công ty niêm

yết trên HOSE sau khi loại các công ty tài chính và các công ty vi phạm về công bố

thông tin và các công ty thuộc diện bị theo dõi đặc biệt loại ra khỏi mẫu nghiên cứu

thì cỡ mẫu rất nhỏ. Thứ hai, quyết định 12 về quy chế quản trị công ty áp dụng cho

các công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán có hiệu lực vào 17/9/2007. Do

đó, kết quả của việc áp dụng quy chế trên sẽ được thể hiện vào năm 2008.

Các dữ liệu về cấu trúc sở hữu, quản trị công ty được thu thập từ báo cáo

thường niên hàng năm của các công ty. Trong khi các dữ liệu về các biến kiểm soát

(đòn bẩy, quy mô…) và dữ liệu để tính toán giá trị doanh nghiệp được lấy ở báo cáo

tài chính đã kiểm toán của các công ty. Ngoài ra, với các dữ liệu giao dịch chứng

khoán và các báo cáo ở trên được thu thập từ website: vietstock.vn.

3.2. Giả thuyết nghiên cứu

Các nghiên cứu gần đây đã cung cấp kết quả về sở hữu nhà nước tác động

cùng chiều lên thành quả của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán, và

doanh nghiệp nhà nước có xu hướng thực hiện tốt hơn khi chúng được niêm yết

(Chen, Li and Lin, 2007). Ngoài ra, Lê và O'Brien (2011) thấy rằng sở hữu nhà

nước có tác động cùng chiều đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp trong bối cảnh tỷ

lệ nợ và vốn chủ sở hữu cao. Trong nghiên cứu của Le and Chizema (2011) về vai

trò của sở hữu nhà nước đối với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp ở Trung Quốc.

Kết quả cho thấy sở hữu nhà nước có mối tương quan cùng chiều với hiệu quả hoạt

động doanh nghiệp. Ngoài ra, đa số các công ty sở hữu nhà nước thường dễ nhận

được các điều kiện vay ưu đãi (Trang Thúy Quyên, 2013). Hỗ trợ này tạo điều kiện

tăng doanh thu, giảm chi phí và cải thiện hiệu suất hoạt động của các doanh nghiệp

(Lu, 2000).

Giả thuyết 1: Sở hữu nhà nước có mối quan hệ cùng chiều với hiệu quả hoạt

động của doanh nghiệp

Giả thuyết 2: Tồn tại mối tương quan dương giữa sở hữu thành viên HĐQT

và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp

Một trong các phương pháp để hạn chế mâu thuẫn giữa lợi ích cổ đông và nhà

quản lý (BGĐ) là giao thoa lợi ích giữa cổ đông và nhà quản lý bằng cách chia cổ

phần sở hữu cho nhà quản lý. Khi họ nắm giữ cổ phần thì họ có xu hướng ra quyết

định nhằm tối đa hóa giá trị doanh nghiệp (Jensen và Meckling, 1976). Điều này

đồng nghĩa với việc tối đa hóa lợi ích của chính nhà quản lý. Đây gọi là hiệu ứng

hội tụ. Tuy nhiên, khi đến một mức độ sở hữu cổ phần cao xác định, việc hưởng các

đặc quyền dành cho BGĐ như lương, thưởng, đền bù thôi việc… có thể vượt quá

thua lỗ mà họ gánh chịu khi giá trị doanh nghiệp sụt giảm. Do đó, khi sở hữu BGĐ

đến một mức nhất định thì BGĐ theo đuổi những mục tiêu riêng mà họ không sợ bị

trừng phạt bởi các cổ đông khác, họ thường đòi hỏi những đặc quyền mà trong

nhiều trường hợp có thể hi sinh quyền lợi của cổ đông khác. Đây gọi là hiệu ứng

“ngăn chặn”. Lúc này việc giám sát hoạt động của BGĐ khó khăn khi tỷ trọng sở

hữu BGĐ đáng kể. Trong trường hợp Việt Nam, trong giai đoạn 2008-2012 tỷ lệ sở

hữu BGĐ thấp chỉ khoảng 6,18%.

Giả thuyết 3: Tồn tại mối tương quan dương giữa sở hữu ban giám đốc và

hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp

Ở thị trường Việt Nam, sở hữu nước ngoài khá thấp và phân tán, do đó hoạt

động giám sát từ sở hữu nước ngoài không thực sự đáng kể. Hơn nữa các nhà đầu tư

nước ngoài chỉ nắm giữ tối đa 49% tổng số cổ phần của công ty. Do đó nên các nhà

đầu tư nước ngoài không thể có một ảnh hưởng mạnh mẽ đến sự gia tăng giá trị

doanh nghiệp.

Giả thuyết 4: Tồn tại mối tương quan âm giữa sở hữu nước ngoài và hiệu quả

hoạt động của doanh nghiệp

Hầu hết các nghiên cứu cho thấy các công ty sẽ có thành quả cao hơn khi có

sự tách biệt giữa CEO và chủ tịch HĐQT trong điều hành doanh nghiệp và có sự tồn

tại của BKS. Thành viên HĐQT độc lập giữ vai trò giám sát trong HĐQT so với các

thành viên thực hiện công tác quản lý vì họ độc lập và quan tâm đến việc duy trì uy

tín của mình đối với thị trường lao động.

Giả thuyết 5: Tồn tại mối tương quan dương giữa tỷ lệ thành viên HĐQT đọc

lập và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp

Khi công ty có sự kiêm nhiệm giữ chủ tịch HĐQT và BKS thì giữa quản lý và

sở hữu làm phát sinh chi phí đại diện làm ảnh hưởng giá trị doanh nghiệp

Giả thuyết 6: Tồn tại mối tương quan âm giữa kiêm nhiệm CEO và chủ tịch

HĐQT với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp

Ở Việt Nam, BKS là cơ quan độc lập với HĐQT, do cổ đông bầu ra và chịu

trách nhiệm trước cổ đông trong việc thực hiện nhiệm vụ được giao. Ngoài ra, BKS

còn thực hiện giám sát HĐQT và BGĐ trong hoạt động quản lý công ty (điều 133

luật doanh nghiệp 2005). Như vậy, BKS giúp quá trình cung cấp thông tin cho

HĐQT và cổ đông được minh bạch.

Giả thuyết 7: Tồn tại mối tương quan dương giữa số lượng thành viên BKS và

hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp

3.3. Mô tả biến

Việc lựa chọn và đo lường các biến sử dụng trong mô hình hồi quy xuất phát

từ các nghiên cứu thực nghiệm trước đây để đảm bảo kết quả phù hợp và có thể so

sánh được (Lee and zhang, 2011; Fazlzadeh và cộng sự, 2011; Zeitun and

Almudehki , 2012..)

3.3.1. Biến phụ thuộc

Biến phụ thuộc trong mô hình trên là giá trị doanh nghiệp được đo lường

thông qua hai chỉ số là ROA và Tobin Q.

 ROA: tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản được tính bằng lợi nhuận ròng

trên tổng tài sản (Lee and Zhang, 2011; Fazlzadeh và cộng sự, 2011; Zeitun and

Almudehki, 2012; ..)

𝑅𝑂𝐴 = 𝐿ợ𝑖 𝑛ℎ𝑢ậ𝑛 𝑟ò𝑛𝑔 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑇𝑆

 Tobin Q: để đo lường giá trị doanh nghiệp. Lựa chọn này dựa trên

nghiên cứu của Lee and Zhang (2011), Uwuigbe and Olusanmi (2012)…

𝑇𝑜𝑏𝑖𝑛 𝑄 = 𝑆𝐿𝐶𝑃 𝑡ℎườ𝑛𝑔 ∗ 𝑃 + 𝐵𝑉(𝑁ợ) 𝐵𝑉(𝑇ổ𝑛𝑔 𝑇𝑆)

3.3.2. Biến độc lập:

Biến độc lập trong mô hình hồi quy trên được chia làm 3 nhóm là nhóm các

biến về cấu trúc sở hữu, nhóm các biến về quản trị công ty và nhóm các biến kiểm

soát.

3.3.2.1. Các biến về cấu trúc sở hữu

 Biến sở hữu nhà nước: Theo như nghiên cứu của Lee and Zhang

(2011), Le and Chizema (2011) biến sở hữu nhà nước được đo lường bằng tỷ trọng

vốn sở hữu của các cổ đông đại diện nhà nước trên tổng vốn chủ sở hữu

 Biến sở hữu của BGĐ đo lường tỷ trọng vốn sở hữu của các cổ đông là

thành viên BGĐ trên tổng vốn chủ sở hữu (Lee and Zhang, 2011; Gardner và cộng

sự, 2012)

 Biến sở hữu của thành viên HĐQT: Lee and Zhang (2011) đã đo lường

biến này bằng tỷ trọng vốn sở hữu của các cổ đông là thành viên HĐQT trên tổng

vốn chủ sở hữu

 Biến sở hữu nước ngoài: được đo lường tỷ trọng vốn sở hữu của các cổ

đông là nhà đầu tư nước ngoài trên tổng vốn chủ sở hữu của Zeitun and Almudehki

(2012)

3.3.2.2. Các biến về quản trị công ty thông qua đặc tính của HĐQT

 Kiêm nhiệm của CEO và chủ tịch HĐQT: biến này có giá trị bằng 1 nếu

cùng 1 người vừa là chủ tịch HĐQT vừa là CEO, ngược lại thì có giá trị là 0 (Lee

and Zhang, 2011; Gill and Mathur , 2012)

 BKS: để đo lường biến này trong mô hình thì các nghiên cứu trước đã

tính bằng tổng số thành viên trong BKS theo Gill và Obradovich (2012).

 Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập được đo lường thông qua tỷ số là số

lượng thành viên HĐQT độc lập/Tổng số thành viên HĐQT (Lee and Zhang, 2011;

Turki and Sedrine, 2012)

3.3.2.3. Các biến kiểm soát

Một số nghiên cứu thực nghiệm cho thấy ngoài các biến thuộc về cấu trúc sở

hữu và quản trị công ty có ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp còn có

một số biến khác như quy mô, đòn bẩy hay tăng trưởng cũng tác động đến giá trị

doanh nghiệp.

 Biến quy mô: trong nghiên cứu của Lee and Zhang (2011) cho thấy khi

hiệu quả hoạt động doanh nghiệp được thể hiện qua Tobin’Q thì quy mô tác động

ngược chiều lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, còn khi hiệu quả hoạt động

doanh nghiệp được đo lường bằng ROA thì quy mô tác động cùng chiều. Trong

nghiên cứu Fazlzadeh và cộng sự (2011), Charitou và Louca (2013) cũnng chỉ ra

mối tương quan dương giữa quy mô và giá trị doanh nghiệp. Mối tương quan dương

ở đây được giải thích là do các công ty lớn thường có công nghệ và quản lý tốt hơn

so với các công ty nhỏ nên có thể giảm khả năng phá sản thông qua đa dạng hóa

danh mục đầu tư và lợi ích kinh tế theo quy mô. Trong các nghiên cứu này quy mô

được đo lường bằng

𝑄𝑢𝑦 𝑚ô = 𝐿𝑛(𝑇ổ𝑛𝑔 𝑇𝑆)

 Đòn bẩy tài chính

Hầu hết các nghiên cứu trước đây chỉ ra mối tương quan âm giữa đòn bẩy và

hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, tức là các công ty sử dụng nợ thấp thì được kỳ

vọng sẽ có thành quả tốt hơn so với các công ty có tỷ lệ nợ cao. Trong nghiên cứu

này đòn bẩy được tính dựa theo nghiên cứu của Lee and Zhang (2011), Turki and

Sedrine (2012).

Đò𝑛 𝑏ẩ𝑦 = 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑁ợ 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑇à𝑖 𝑆ả𝑛

 Tăng trưởng

Lee and Zhang (2011) cho thấy tác động cùng chiều biến tăng trưởng lên hiệu

quả hoạt động doanh nghiệp. Trong nghiên cứu trên thị trường chứng khoán Trung

Quốc, tác giả đo lường biến tăng trưởng thay đổi trong thu nhập sau thuế trên tổng

tài sản.

𝑇ă𝑛𝑔 𝑡𝑟ưở𝑛𝑔 = 𝐿𝑁𝑆𝑇𝑡 − 𝐿𝑁𝑆𝑇𝑡−1 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑇𝑆

3.4. Mô hình nghiên cứu:

Để xác định tác động của cấu trúc sở hữu và cấu trúc quản trị công ty lên giá

trị doanh nghiệp sử dụng mô hình hồi quy bội đa biến (Lee and Zhang, 2011) sau:

FV= α + β1OS + β2 GS + β3 CV + ε

Trong đó:

 FV: biến giá trị doanh nghiệp được thể hiện thông qua biến ROA và

Tobin Q

 OS: các biến thuộc cấu trúc sở hữu (bao gồm sở hữu nhà nước, sở hữu

ban giám đốc, sở hữu của thành viên HĐQT và sở hữu nước ngoài)

 GS: các biến thuộc quản trị công ty (bao gồm biến thể hiện tính kiêm

nhiệm chủ tịch hồi đồng quản trị và CEO, tỷ lệ thành viên HĐQT độc, số lượng

thành viên BKS)

 CV: biến kiểm soát (bao gồm biến quy mô, đòn bẩy, tăng trưởng)

Bảng 3.1: Bảng tóm tắt cách đo lƣờng các biến trong mô hình nghiên cứu

Biến Định nghĩa

ROA Thu nhập ròng Tổng Tài Sản Giá trị doanh

nghiệp Tobin’Q 𝑆𝐿𝐶𝑃𝑡ℎườ𝑛𝑔 ∗ 𝑃 + 𝐵𝑉(𝑁ợ) 𝐵𝑉(𝑇ổ𝑛𝑔 𝑇à𝑖 𝑆ả𝑛)

Tỷ trọng vốn sở hữu của các cổ đông đại diện nhà SO nước trên tổng vốn chủ sở hữu Cấu trúc sở Tỷ trọng vốn sở hữu của các cổ đông là ban giám hữu MO đốc trên tổng vốn chủ sở hữu

Tỷ trọng vốn sở hữu của các cổ đông là thành viên BO HĐQT trên tổng vốn chủ sở hữu

Tỷ trọng vốn sở hữu của các cổ đông là người FO nước ngoài trên tổng vốn chủ sở hữu

SL thành viên HĐQT độc lập SL thành viên HĐQT

Quản trị công Có giá trị là 1 nếu CEO kiêm chủ tịch HĐQT, CEOD ty ngược lại là 0

AUD Số lượng thành viên BKS

Ln(tổng Tài sản) SIZE

LEV 𝑁ợ 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑇𝑆 Biến kiểm soát

GROWTH 𝑇𝑁 𝑠𝑎𝑢 𝑡ℎ𝑢ế 𝑡 − 𝑇𝑁 𝑠𝑎𝑢 𝑡ℎ𝑢ế 𝑡 − 1 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛

3.5. Phƣơng pháp kiểm định mô hình

Mô hình nghiên cứu của bài sử dụng dữ liệu bảng (panel data) được hồi quy

theo 3 cách: mô hình hồi quy OLS (pooling), mô hình các ảnh hưởng cố định

(FEM), mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) kế thừa các nghiên cứu của Lee

and Zhang (2011), Lê Thị Phương Vy & Phùng Đức Nam (2011), Karaca and Eks

(2012)

Ưu điểm của dữ liệu bảng là nghiên cứu được sự khác biệt giữa các đơn vị

chéo, chứa đựng nhiều thông tin hơn và quan trọng hơn cả là nâng cao số quan sát

của mẫu, giảm được hạn chế của mô hình OLS do bỏ sót các biến.

Tuy nhiên nếu sử dụng OLS thông thường để hồi quy dữ liệu bảng có thể tạo

ra các ước lượng sai do các giả thuyết của mô hình có thể bị vi phạm. Để lựa chọn

phương pháp ước lượng phù hợp tác giả kiểm định theo tiến trình sau:

Bƣớc 1: Thống kê mô tả

Số liệu trong nghiên cứu được thể hiện dưới dạng thống kê theo các giá trị nhỏ

nhất, giá trị lớn nhất, giá trị trung bình, giá trị trung vị, độ lệch chuẩn. Mô tả tóm tắt

các đặc trưng dữ liệu của các công ty niêm yết trên sàn giao dịch HOSE để phản

ánh một cách tổng quát về tình hình các doanh nghiệp này.

Bƣớc 2: Phân tích ma trận hệ số tƣơng quan

Thiết lập ma trận hệ số tương quan giữa các biến độc lập và biến kiểm soát

nhằm xác định mối tương quan giữa các biến này là như thế nào và để kiểm tra mối

tương quan như thế nào giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc và giữa các biến

độc lập với nhau.

Bƣớc 3: Ƣớc lƣợng các hệ số hồi quy OLS

Nhược điểm của ước lượng OLS có thể nhận diện sai do tự tương quan & ràng

buộc quá chặt về các đơn vị chéo, nếu có hiện tượng đa cộng tuyến hoặc phương sai

thay đổi sẽ dẫn đến kết quả ước lượng sai; Do đó, sau khi thực hiện kiểm định OLS

chúng ta thực hiện kiểm định các giả định của mô hình.

 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến:

Mô hình cổ điển là mô hình lý tưởng với giả thiết các biến giải thích không

tương quan với nhau. Nghĩa là mỗi biến chứa đựng một số thông tin riêng về biến

phụ thuộc và thông tin đó lại không có trong biến độc lập khác. Khi đó ta nói không

có hiện tượng đa cộng tuyến. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách sử dụng

tương quan cặp giữa các biến độc lập cao và nhân tử phóng đại phương sai (VIF).

Nếu các cặp tương quan giữa các biến độc lập cao (lớn hơn 0,8) thì có thể

xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Tuy nhiên tiêu chuẩn này thường không chính xác.

Có những thường trường hợp tương quan cặp không cao nhưng vẫn xảy ra đa cộng

tuyến. Do đó, để đảm bảo tính chính xác trong nghiên cứu có sử dụng nhân tử

phóng đại phương sai để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến.

Nhân tử phóng đại phương sai:

𝑉 = 1 1 − 𝑅

Theo quy tắc kinh nghiệm, nếu VIF >10 thì xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.

 Kiểm tra hiện tƣợng tự tƣơng quan: tự tương quan là sự tương quan giữa

các thành phần của chuỗi quan sát được sắp xếp theo thứ tự thời gian (trong chuỗi

thời gian) hoặc không gian (trong số liệu chéo). Nghĩa là trong mô hình hồi quy cổ

điển OLS ta giả thiết rằng không có tương quan giữa các Ui, Cov (Ui,Uj) = 0 ( j ≠

i), sai số ứng với quan sát nào đó không bị ảnh hưởng bởi sai số ứng với quan sát

khác. Kiểm định tự tương quan thông qua: kiểm định Durbin –Watson và Breusch-

Godfrey (BG)

Kiểm định Durbin – Watson: áp dụng quy tắc đơn giản với ba trường hợp

tương ứng với các hệ số Durbin – Waston như sau:

- Nếu 1 < d < 3 thì kết luận mô hình không có tự tương quan.

- Nếu 0 < d < 1 thì kết luận mô hình có tự tương quan dương.

- Nếu 3 < d < 4 thì kết luận mô hình có tự tương quan âm.

 Kiểm tra hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi: một trong những giả thiết quan

trọng của mô hình OLS cổ điển là phương sai của từng yếu tố ngẫu nhiên Ui là một số không đổi và bằng δ2. Đây là giả thiết phương sai không thay đổi, tức là phương (i=1, 2,…,n). Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi sai bằng nhau var(Ui) = δ2

thông qua kiểm định White.

Bƣớc 4: Lựa chọn phƣơng pháp

Nếu một trong các giả thiết ban đầu của OLS bị vi phạm (phương sai thay đổi,

tự tương quan, đa cộng tuyến, tương quan giữa biến độc lập và phần dư). Khi đó,

các ước lượng thu được sẽ bị bóp méo và sẽ là sai lầm nếu sử dụng chúng để phân

tích.

Phương pháp cơ bản trong trường hợp có thể sử dụng phương pháp hồi quy

theo mô hình các ảnh hưởng cố định (FEM) hoặc ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) để

ước lượng các dữ liệu dạng bảng. Kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình ảnh

hưởng ngẫu nhiên và mô hình ảnh hưởng cố định.

 Mô hình ảnh hƣởng cố định (FEM)

Với giả định mỗi thực thể đều có những đặc điểm riêng biệt có thể ảnh hưởng

đến các biến độc lập, FEM phân tích mối tương quan này giữa phần dư của mỗi

thực thể với các biến độc lập qua đó kiểm soát và tách ảnh hưởng của các đặc điểm

riêng biệt (không đổi theo thời gian) ra khỏi các biến giải thích để chúng ta có thể

ước lượng những ảnh hưởng thực của biến độc lập lên biến phụ thuộc.

Mô hình ước lượng sử dụng:

Yit = Ci + β Xit + uit *

Trong đó: Yit: biến phụ thuộc – với i:doanh nghiệp và t: thời gian (năm).

Xit: biến độc lập

Ci (i=1….n): hệ số chặn cho từng thực thể nghiên cứu.

β : hệ số góc đối với nhân tố X.

uit : phần dư.

Mô hình trên đã thêm vào chỉ số i cho hệ số chặn c để phân biệt hệ số chặn của

từng doanh nghiệp khác nhau có thể khác nhau, sự khác biệt này có thể do đặc điểm

khác nhau của từng doanh nghiệp hoặc do sự khác nhau trong chính sách quản lý,

hoạt động của doanh nghiệp.

 Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên - REM

Điểm khác biệt giữa mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên và mô hình ảnh hưởng cố

định được thể hiện ở sự biến động giữa các thực thể. Nếu sự biến động giữa các

thực thể có tương quan đến biến độc lập trong mô hình ảnh hưởng cố định thì trong

mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên sự biến động giữa các thực thể được giả sử là ngẫu

nhiên và không tương quan đến các biến giải thích.

Chính vì vậy, nếu sự khác biệt giữa các thực thể có ảnh hưởng đến biến phụ

thuộc thì REM sẽ thích hợp hơn so với FEM. Trong đó, phần dư của mỗi thực thể

(không tương quan với biến giải thích) được xem là một biến giải thích mới.

Ý tưởng cơ bản của mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên cũng bắt đầu từ mô hình:

Yit = Ci + β Xit + uit

Thay vì trong mô hình trên, Ci là cố định thì trong REM có giả định rằng nó là

một biến ngẫu nhiên với trung bình là C1 và giá trị hệ số chặn được mô tả như sau:

Ci = C + εi (i=1,...n)

εi: Sai số ngẫu nhiên có trung bình bằng 0 và phương sai là 𝜎∈

Thay vào mô hình ta có:

Yit = C + β Xit + εi + uit

hay Yit = C + β Xit + wit

với wit = εi + uit

εi: Sai số thành phần của các đối tượng khác nhau (đặc điểm riêng khác nhau

của từng doanh nghiệp)

uit: Sai số thành phần kết hợp khác của cả đặc điểm riêng theo từng đối tượng

và theo thời gian

Bƣớc 5: Kiểm định mô hình

 Kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy: nhằm đưa ra biến phù hợp và có ý

nghĩa thống kê của mô hình, tác giả sử dụng phương pháp giá trị p-value để kiểm

tra giả thiết cho các hệ số hồi quy của các biến

H0: Các biến độc lập không ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh

nghiệp

H1: Một trong các biến độc lập ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh

nghiệp

P-value = P(|𝑡| > 𝑡0) < 𝛼 = 10%: bác bỏ giả thuyết H0

Chấp nhận giả thuyết H0 tức là những biến này không có ý nghĩa thống kê và

không có ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp

 Kiểm định sự phù hợp của mô hình

Trong hồi quy bội, mô hình được cho là không có sức mạnh giải thích khi toàn

bộ các hệ số hồi quy riêng đều bằng không.

Giảthiết:

H0: β = β3 = ⋯ = β11 = 0

𝐸𝑆𝑆 ⁄ (𝑘−1)

H1: Có ít nhất một hệ số 𝛽 ≠ 0

𝑅𝑆𝑆

⁄ (𝑛−𝑘)

Trị thống kê kiểm định H0: = ~ (𝑘−1,𝑛−𝑘)

Quy tắc quyết định: Nếu 𝑡𝑡 > (𝑘−1,𝑛−𝑘) thì bác bỏ H0

Nếu 𝑡𝑡 ≤ (𝑘−1,𝑛−𝑘) thì chấp nhận H0

CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ HỒI QUY

Sơ đồ tóm tắt tiến trình thực hiện kiểm định

Làm rõ các đặc tính cơ bản của biến: giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất, giá trị trung bình, giá trị trung vị

Thống kê mô tả

Xác định mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau, giữa biến độc lập với biến phụ thuộc Ma trận hệ số tương quan

Nếu bị vi phạm

Nếu không bị vi phạm

Chọn phương pháp hồi quy OLS

Kiểm định Hausman để lựa chọn phương pháp hồi quy phù hợp (REM hay FEM)

Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi Hồi quy

Kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy của từng biến độc lập

Kiểm định độ phù hợp chung của mô hình

Ước lượng hệ số hồi quy - từng biến độc lập - kết hợp tất cả các biến độc lập - theo tỷ lệ sở hữu nhà nước cao Ước lượng hệ số hồi quy - từng biến độc lập - kết hợp tất cả các biến độc lập - theo tỷ lệ sở hữu nhà nước cao hay thấp. hay thấp.

Kiểm tra giả thuyết hồi quy

Kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy của từng biến độc lập

4.1. Thống kê mô tả

Từ quá trình thu thập, tính toán số liệu và đưa vào mô hình hồi quy của 100

doanh nghiệp niêm yết trên sàn HOSE trong giai đoạn 2008-2012. Kết quả thống kê

mô tả của các biến độc lập và phụ thuộc được trình bày tóm tắt như sau:

Bảng 4.1: Thống kê mô tả

Giá trị Giá trị lớn Giá trị Giá trị Độ lệch

nhỏ nhất nhất trung bình trung vị chuẩn

-0.193843 0.45278 0.073331 0.056392 0.084156 ROA

0.004899 3.93723 1.092742 0.960745 0.514291 TOBINQ

0.00% 75.00% 23.09% 16.13% 0.229031 SO

0.00% 80.43% 6.18% 1.47% 0.121896 MO

0.01% 83.02% 12.16% 4.57% 0.164579 BO

0.00% 49.00% 15.01% 8.82% 0.149632 FO

0 1 0.340456 0.4 0.221097 OD

0 1 0.402 0 0.490793 CEOD

3 5 3.054 3 0.327565 AUD

21.70153 31.65324 27.51904 27.37695 1.191754 SIZE

0.039013 1.03925 0.481306 0.526304 0.219267 LEV

-0.67101 0.592105 0.004161 0.002145 0.079761 GROWTH

Giá trị doanh nghiệp trong mô hình hồi quy được đo lường thông qua hai biến

ROA và Tobin Q. ROA bình quân 0,073; trong đó giá trị nhỏ nhất là -0,193 (Công

ty Cổ Phần Nhựa Tân Đại Hưng, năm 2008) và giá trị ROA lớn nhất là 0,45278

(Công ty cổ phần phát triển đô thị Từ Liêm, 2009). Mức độ biến động ROA của các

doanh nghiệp niêm yết trên HOSE tương đối thấp. Trong khi đó, mức chênh lệch

kết quả hoạt động thông qua chỉ số Tobin Q của các doanh nghiệp niêm yết HOSE

cao hơn dao động từ 0.004899 đến 3.93723, giá trị trung bình của Tobin Q trong

giai đoạn này là 1.092742 cho thấy sự đánh giá cao của các nhà đầu tư đối với các

công ty niêm yết.

Bên cạnh đó, sở hữu vốn nhà nước trung bình khoảng 23,09% với độ lệch

chuẩn là 22,9%. Trong đó, cao nhất là 75% của công ty cồ phần Thuỷ Điện Thác Bà

và số lượng các doanh nghiệp không có vốn sở hữu nhà nước chiếm 37,9% số

lượng các công ty trong mẫu. Bình quân vốn sở hữu thuộc ban giám đốc khoảng

6,18%, cao nhất là công ty với 80,43%. Sở hữu thành viên HĐQT bình quân trong

giai đoạn 2008-2012 của các công ty niêm yết trên HOSE khoảng 12,16% .

Sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài của 100 doanh nghiệp niêm yết trên sàn

HOSE trong giai đoạn 2008-2012 trung bình khoảng 15,01%. Trong đó sở hữu nước

ngoài cao nhất là 49%, phù hợp với quy định tại điều 2, quyết định số 55/2009/QĐ-

TTg: Nhà đầu tư nước ngoài mua bán chứng khoán trên thị trường chứng khoán

Việt Nam được nắm giữa tối đa 49% vốn điều lệ của một công ty chứng khoán đại

chúng.

Quản trị công ty thông qua đặc tính HĐQT, các biến về tính kiêm nhiệm giữa

CEO và chủ tịch HĐQT, tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT và thành viên BKS

được trình bày trên bảng 4.1. Do tính kiêm nhiệm giữa CEO và chủ tịch HĐQT

được thể hiện qua biến giả, có khoảng 44,5% các doanh nghiệp trong mẫu thì chức

danh CEO và Chủ tịch HĐQT do cùng một người đảm nhiệm.

Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập theo quy định ở quyết định 12/2007/QĐ-BTC

là số lượng thành viên HĐQT ít nhất là 5 người và nhiều nhất là 11 người, trong đó

khoảng 1/3 tổng số thành viên HĐQT là thành viên độc lập không điều hành (Điều

10). Tức là ít nhất tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập phải bằng 0.2. Tuy nhiên không

phải hầu hết tất cả các công ty đều thực hiện quy định đúng quy định này. Như công

ty cồ phần Nam Việt (2011).

Biến số lượng thành viên BKS dao động từ 3-5 thành viên. Đúng với quy định

tại điều 121, luật doanh nghiệp 2005 đó là BKS có từ ba đến năm thành viên nếu

Điều lệ công ty không có quy định khác. Trong mẫu có hơn 90% các công ty có 3

thành viên trong BKS, do đó giá trị trung bình khoảng 3,054.

Tóm lại, trong giai đoạn 2008-2012 ROA bình quân của các công ty trong

mẫu thấp chỉ khoảng 7,3%, bởi vì sau khủng hoảng kinh tế thế giới 2007 nền kinh

tế Việt Nam bị ảnh hưởng và vẫn chưa phục hồi, các doanh nghiệp thua lỗ. Điều này

còn thể hiện rõ nét qua biến tốc độ tăng trưởng bình quân chỉ khoảng 0,4% trong

giai đoạn 2008 -2012. Trong cấu trúc sở hữu thì mức độ sở hữu của nhà nước trong

các doanh nghiệp vẫn chiếm một tỷ trọng đáng kể. Đối với đặc tính của HĐQT và

BKS thì phần lớn các doanh nghiệp thì có sự tách biệt giữa chức vụ chủ tịch HĐQT

và CEO; hơn 90% công ty trong mẫu có 3 thành viên BKS.

4.2. Ma trận tƣơng quan giữa các biến

Bảng 4.2 dưới đây trình bày ma trận hệ số tương quan giữa các biến độc lập

với các biến phụ thuộc, giữa các cặp biến độc lập với nhau

Bảng 4.2: Hệ số tƣơng quan

ROA TOBINQ SO MO BO FO OD CEOD AUD Biến

1 ROA

1 TOBINQ 0.5401

0.1853 0.1409 1 SO

-0.0861 -0.0950 -0.3986 1 MO

-0.0997 -0.0585 -0.5651 0.7134 1 BO

0.3925 0.3078 -0.1093 -0.0501 0.0727 1 FO

0.0204 0.1144 0.0762 -0.1164 -0.1171 0.0179 1 OD

0.1127 0.1369 -0.1024 0.3485 0.1485 0.0706 -0.0216 1 CEOD

-0.0381 0.0336 0.0169 -0.0455 0.0742 0.0575 0.0223 -0.1602 1 AUD

Xét mối tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc ta thấy chỉ có tỷ

lệ sở hữu của thành viên HĐQT và tỷ lệ sở hữu của BGĐ tương quan âm (-) với

ROA và Tobin Q, còn các biến độc lập còn lại thì tương quan dương. Trong các biến

này thì chỉ có biến sở hữu nước ngoài với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp thể

hiện tương quan ở mức trung bình. Hầu hết các biến còn lại thì tương quan của nó

với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp là yếu .

Xét các biến độc lập, phần lớn các cặp biến độc lập trong mô hình là tương

quan không đánh kể. Chỉ có bốn cặp biến có tương quan tương đối đó là cặp biến sở

hữu thành viên HĐQT và sở hữu nhà nước, thứ hai là sở hữu thành viên HĐQT và

sở hữu BGĐ, thứ ba là sở hữu BGĐ và tính kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và

CEO, đặc biệt là cặp biến thứ tư giữa sở hữu thành viên HĐQT và sở hữu BGĐ,

tương quan của cặp biến này tương đối chặt chẽ 0,7134.

4.3. Phƣơng pháp kiểm định và lựa chọn mô hình

4.3.1. Kiểm tra hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi

Theo lý thuyết, để kiểm tra phát hiện hiện tượng phương sai thay đổi có nhiều

cách, trong bài nghiên cứu này sử dụng kiểm định White, giả thuyết được đặt ra là:

Ho: Phương sai không thay đổi

H1: Phương sai thay đổi

Theo phụ lục 2, cả hai mô hình đều xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi vì

P-value nhỏ hơn nhiều so với mức ý nghĩa 5%, tức mô hình tồn tại phương sai thay

đổi.

Tóm lại, khi thực hiện hồi quy OLS thì phát hiện mô hình có hiện tượng

phương sai thay đổi. Do đó, việc sử dụng phương pháp hồi OLS không còn phù hợp

nữa. Đối với dữ liệu bảng, khi sử dụng phương pháp hồi quy OLS là bỏ qua bình

diện không gian và thời gian của dữ liệu. Do đó, sử dụng phương pháp OLS cho dữ

liệu bảng có thể làm sai lệch thực tế về mối quan hệ các biến độc lập với biến phụ

thuộc. Trong khi đó, phương pháp ảnh hưởng cố định và ảnh hưởng ngẫu nhiên thì

khắc phục được hiện tượng phương sai thay đổi. Vì vậy, sẽ sử dụng một trong hai

mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) hoặc ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) để xem xét

tác động của cấu trúc sở hữu, quản trị công ty lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp.

Dùng kiểm định Hausman để lựa chọn phương pháp phù hợp.

4.3.2. Lựa chọn mô hình

 Hồi quy mô hình theo FEM và REM

Đầu tiên, tiến hành hồi quy lần lượt theo hai phương pháp FEM và REM.

Sau đó sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn phương pháp hồi quy nào là phù

hợp nhất (FEM hay REM). Do đó, ở đây không trình bày kết quả hồi quy theo hai

phương pháp FEM và REM. Kết quả này được trình bày trong phụ lục 3.1- 4.2. Sau

khi lựa chọn được phương pháp hồi quy phù hợp thông qua kiểm định Hausman,

trong phần kết quả nghiên cứu chỉ trình bày và phân tích kết quả theo phương pháp

được lựa chọn.

 Kiểm định Hausman

Kiểm định Hausman được sử dụng để kiểm tra so sánh giữa mô hình FEM va

REM (Phùng Đức Nam và Lê Thị Phương Vy, 2012; Karaca and Eksi, 2012). Mô

hình REM giả thiết rằng không có tương quan giữa các yếu tố ngẫu nhiên đặc thù và

kết quả mô hình thì giả định Cov(u_i; X) = 0. Tuy nhiên, FEM không có những giả

định này và cho rằng không tương quan của REM là không khả thi. Để lựa chọn mô

hình ta xây dựng giả thuyết sau:

Giả thuyết Ho: Ước lượng của FEM và REM không khác nhau

H1: Ước lượng của FEM và REM khác nhau

Nếu: P-value < 5% : bác bỏ Ho (chọn mô hình FEM)

P-value > 5% : chấp nhận Ho (chọn mô hình REM)

Kết quả kiểm định Hausman như sau:

Bảng 4.3: Kiểm định Hausman

Biến phụ thuộc Chi Prob>Chi2

ROA 59.421755 0.0000

Tobin Q 52.528129 0.0000

Nguồn: Phụ lục 5

Từ bảng 4.3, mô hình FEM thì tốt hơn REM vì P-value < 𝛼 = % ở từng

biến phụ thuộc và do đó, việc phân tích sẽ dựa trên mô hình FEM. Theo Phùng

Đức Nam và Lê Thị Phương Vy (2012), Karaca và Eksi (2012) cũng so sánh mô

hình FEM và REM bằng kiểm định Hausman, kết quả cuối cùng cũng sẽ phân tích dựa trên mô hình FEM. Như vậy, kiểm định Hausman có hệ số Chi2 của kiểm định

Hausman của các mô hình cho thấy mô hình hồi quy theo phương pháp ảnh hưởng

cố định là thích hợp nhất trong trường hợp này. Dưới đây sẽ trình bày kết quả hồi

quy của phương pháp ảnh hưởng cố định.

4.3.3. Kiểm định giải thiết hồi quy cho mô hình lựa chọn

Sau khi lựa chọn mô hình hồi quy ảnh hưởng cố định, chạy hồi quy theo

phương pháp FEM, ta thực hiện các kiểm định hiện tương đa cộng tuyến và tự

tương quan.

4.3.3.1. Kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến

Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến thông qua ma trận hệ số tương quan và

nhân tử phóng đại phương sai (VIF)

Dựa trên ma trận hệ số tương quan bảng 4.2. tương quan lớn nhất là 0.7 giữa

sở hữu BGĐ và sở hữu thành viên HĐQT. Hầu hết các nghiên cứu kinh tế lượng

cho rằng, khi hệ số tương quan giữa bằng hoặc cao hơn 0.8 thì có dấu hiệu xảy ra

hiện tượng đa cộng tuyến. Tất cả các tương quan giữa biến độc lập vào biến phụ

thuộc đều nhỏ hơn 0.8. Mặt khác, dựa vào VIF ta có bảng tính sau:

Bảng 4.4 – Kết quả kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến

Biến phụ thuộc VIF

ROA 3.12862025936

Tobin Q 2.02217971939

Theo quy tắc kinh nghiệm là VIF >10, thì mức độ đa cộng tuyến được xem là cao1. Nhìn vào kết quả bảng 4.4 thì VIF của hàm hồi quy đều rất thấp, chứng tỏ

rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy

4.3.3.2. Kiểm tra hiện tự tƣơng quan

Tự tương quan được hiểu là sự tương quan giữa các thành phần dãy quan sát

theo thời gian (đối với số liệu thời gian) hoặc không gian (đối với số liệu chéo). Để

kiểm tra hiện tượng tự tương quan về lý thuyết có nhiều cách để thực hiện, trong bài

nghiên cứu này tác giả chọn phương kiểm định tự tương quan thông qua kiểm định

Durbin –Watson.

Kiểm định Durbin – Watson: áp dụng quy tắc đơn giản với ba trường hợp

tương ứng với các hệ số Durbin – Waston như sau:

- Nếu 1 < d < 3 thì kết luận mô hình không có tự tương quan.

- Nếu 0 < d < 1 thì kết luận mô hình có tự tương quan dương.

- Nếu 3 < d < 4 thì kết luận mô hình có tự tương quan âm.

Bảng 4.5 – Kết quả kiểm tra hiện tƣợng tự tƣơng quan

Biến phụ thuộc

ROA

Durbin – Watson

1.877231

Tobin Q

1.964131

Nguồn: Phụ lục 2.5

Ta thấy giá trị Durbin – Watson cho cả hai mô hình với ROA và Tobin Q là

biến phụ thuộc đều xoay quanh giá trị 2 tức là không có hiện tượng tự tương quan

1 Ths. Phạm Trí Cao-THs Vũ Minh Châu(2009), Kinh tế lượng ứng dụng, Nhà xuất bản thống kê TP. HCM, tr. 191.

trong cả hai mô hình này.

Như vậy, mô hình nghiên cứu của bài sử dụng dữ liệu bảng (panel data) được

hồi quy theo ba cách: pooling, random effect (ảnh hưởng ngẫu nhiên) và fixed

effect (ảnh hưởng cố định). Kiểm định Hausman được sử dụng để lựa chọn phương

pháp hồi quy phù hợp. Đầu tiên, kiểm định mối tương quan từng biến giải thích với

thành quả hoạt động của doanh nghiệp. Sau đó, kết hợp các biến cấu trúc sở hữu,

quản trị công ty để xem xét tác động đồng thời của chúng lên hiệu quả hoạt động

của doanh nghiệp. Tiếp theo, nghiên cứu ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu và quản trị

công ty theo tỷ lệ sở hữu nhà nước.

Các biến độc lập được sử dụng trong nghiên cứu này để giải thích cho tác

động của cấu trúc sở hữu, quản trị công ty lên giá trị doanh nghiệp bao gồm biến sở

hữu nhà nước, sở hữu thành viên BGĐ, sở hữu thành viên HĐQT, sở hữu nước

ngoài, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT và CEO và biến

số lượng thành viên BKS.

4.4. Kết quả hồi quy

Tất cả các kết quả trình bày dưới đây được hồi quy theo phương pháp ảnh

hưởng cố định (FEM). Dựa trên kết quả kiểm định Hausman (bảng 4.4) để lựa chọn phương pháp FEM và REM, cho thấy P-value của hệ số Chi2 < 𝛼 = % trong cả hai

trường hợp ROA, Tobin Q là biến phụ thuộc. Do đó, mô hình hồi quy theo phương

pháp ảnh hưởng cố định là thích hợp nhất.

4.4.1. Kết quả hồi quy cho từng biến độc lập

4.4.1.1. Kết quả hồi quy cho từng biến cấu trúc sở hữu đến ROA

Mô hình hồi quy biến sở hữu nhà nước

𝐑𝐎𝐀𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐒𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭 (1)

Mô hình hồi quy biến sở hữu ban giám đốc

𝐑𝐎𝐀𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐌𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭 (2)

Mô hình hồi quy biến sở hữu thành viên HĐQT

𝐑𝐎𝐀𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐁𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭 (3)

Mô hình hồi quy biến sở hữu nước ngoài

𝐑𝐎𝐀𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐅𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭 (4)

Bảng 4.6: Kết quả hồi quy cho từng biến cấu trúc sở hữu đến ROA

Mô hình (1) Mô hình (2) Mô hình (3) Mô hình (4)

Hệ số chặn 0.097799 0.149365* 0.153707* 0.223987***

(1.183422) (1.703298) (1.781232) (2.561461)

SO 0.117551***

(6.431420)

MO -0.012558

(-0.363583)

BO -0.019593

(-0.789617)

FO 0.093373***

(3.426799)

SIZE 0.000971 0.000149 0.00004 -0.003451

(0.320183) (0.046064) (0.013474) (-1.049852)

LEV -0.12954*** -0.1969*** -0.131*** -0.11128***

(-7.969214) (-15.1709) (-7.668516) (-6.235885)

GROWTH 0.290917*** -0.1315*** 0.291866*** 0.291176***

(10.06754) (-7.702357) (9.607031) (9.729179)

R2 0.667831 0.633258 0.633712 0.643701

F-value 10.74027 9.365320 9.381704 9.752508

Nguồn: Phụ lục 7.1-7.4

*,**,***: hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 10%, 5%, 1%.

Bảng 4.6 Trình bày kết quả hồi quy kiểm định tác động của từng biến cấu

trúc sở hữu lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, trong đó ROA đại diện cho biến

hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Để kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy nhằm

đưa ra biến phù hợp và có ý nghĩa thống kê, có thể sử dụng phương pháp giá trị p-

value hoặc t-test để kiểm tra giả thiết cho các hệ số hồi quy của các biến. Ta thấy chỉ

có hai biến có giá trị thống kê T (t-statistic) lớn hơn giá trị tra bảng phân phối

Student là biến sở hữu nhà nước và sở hữu nước ngoài.

Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy cho thấy các giá trị p tương ứng với F rất nhỏ (phụ lục 7.1 - 7.4) hay giá trị F > F0.1(10, 490) = 2,32 nên giá trị R2 có

ý nghĩa thống kê với mức tin cậy 1%. Trong các mô hình hồi quy trên thì mô hình

hồi quy biến sở hữu nhà nước có khả năng giải thích cao nhất.

Kết quả hồi quy cho thấy tỷ lệ sở hữu nhà nước có mối tương quan dương

với thành quả hoạt động của doanh nghiệp. Hệ số hồi quy của tỷ lệ vốn sở hữu nhà

nước là 0.117551 với mức ý nghĩa 1%. Tức là tỷ lệ sở hữu vốn cổ phần nhà nước

tăng lên 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp sẽ tăng lên 0.1175. Điều

này cho thấy vai trò giám sát của cổ đông nhà nước. Kết quả này phù hợp với

nghiên cứu của Le and Chizema (2011), Huang và cộng sự (2011) nhưng trái với kết

quả nghiên cứu của Lee and Zhang (2012).

Tỷ lệ sở hữu của thành viên HHĐQT và ban giám đốc điều tìm thấy mối

tương quan ngược chiều (-) với ROA, nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Tỷ lệ

sở hữu nước ngoài có mối tương quan dương đáng kể (+) lên ROA với mức ý nghĩa

4.4.1.2. Kết quả hồi quy cho từng biến cấu trúc sở hữu đến Tobin Q

Mô hình hồi quy biến sở hữu nhà nước

𝑻𝒐𝒃𝒊𝒏 𝑸𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐒𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭

(5)

Mô hình hồi quy biến sở hữu ban giám đốc

𝑻𝒐𝒃𝒊𝒏 𝑸𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐌𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭

(6)

Mô hình hồi quy biến sở hữu thành viên HĐQT

𝑻𝒐𝒃𝒊𝒏 𝑸𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐁𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭

(7)

Mô hình hồi quy biến sở hữu nước ngoài

𝑻𝒐𝒃𝒊𝒏 𝑸𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐅𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭

(8)

Bảng 4.7: Kết quả hồi quy cho từng biến cấu trúc sở hữu đến Tobin Q

Mô hình (5) Mô hình (6) Mô hình (7) Mô hình (8)

-0.256014 -0.069737 -0.003370 0.555584 Hệ số chặn (-0.352984) (-0.094073) (-0.004618) 0.750869

0.503785*** SO (3.140581)

-0.131756 MO (-0.451243)

0.119909 BO

(0.571374)

0.766482*** FO

(3.324419)

0.048384* 0.046293* 0.043117 0.016215 SIZE (1.817931) (1.687902) (1.601300) (0.583045)

-0.21468 -0.222886 -0.227120 -0.056729 LEV -1.504783) (-1.543826) (-1.571933) (-0.375680)

1.020376*** 1.024495*** 1.012283*** 1.023359*** GROWTH (4.023458) (3.987533) (3.939697) (4.041082)

R2 0.331559 0.315262 0.315474 0.333511

3.403038 3.230542 3.232735 3.424262 F-value

Nguồn: Phụ lục 7.5-7.8

*,**,***: hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 10%, 5%, 1%.

Bảng 4.7 cũng trình bày kết quả chạy hồi quy cho từng biến cấu sở hữu lên

hiệu quả hoạt động doanh nghiệp được thể hiện thông qua giá trị Tobin Q. Để kiểm

định giả thuyết về hệ số hồi quy nhằm đưa ra biến phù hợp và có ý nghĩa thống kê,

ta thấy chỉ có hai biến có giá trị thống kê T (t-statistic) lớn hơn giá trị tra bảng phân

phối Student là biến sở hữu nhà nước và sở hữu nước ngoài.

Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy cho thấy các giá trị p tương ứng với F rất nhỏ (phụ lục 5.5-5.8) hay giá trị F > F0.1(10, 490) = 2,32 nên giá trị R2 có ý

nghĩa thống kê với mức tin cậy 1%. Khả năng giải thích thấp hơn trong trường hợp

hồi quy từng biến cấu trúc với Tobin Q là biến phụ thuộc.

Đối với tỷ lệ sở hữu vốn nhà nước và tỷ lệ sở hữu vốn nước ngoài cho kết

quả tương tự như trường hợp ROA là biến phụ thuộc, đó là tồn tại mối quan hệ cùng

chiều giữa tỷ lệ sở hữu vốn nhà nước, sở hữu nước ngoài lên hiệu quả hoạt động

doanh nghiệp. Tuy nhiên, mức giải thích ở trong mô hình thấp hơn 33.15% đối với

mô hình sở hữu nhà nước, 33.35% đối với sở hữu nước ngoài.

Kết quả về sở hữu nước ngoài cung cấp bằng chứng thực nghiệm ủng hộ

quan điểm cho rằng tỷ lệ sở hữu nước ngoài càng cao thì sẽ góp phần làm gia tăng

hiệu quả hoạt động doanh nghiệp của Zeitun and Almudehki (2012); Uwuigbe and

Olusanmi (2012).

Với biến sở hữu BGĐ cũng cho thấy mối tương quan âm, tương tự như

trường hợp ROA là biến phụ thuộc và cả hai trường hợp đều không có ý nghĩa

thống kê.

4.4.1.3. Kết quả hồi quy từng biến đặc tính HĐQT đến ROA

Mô hình hồi quy biến tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập

𝑹𝑶𝑨𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐎𝐃𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭 (9)

Mô hình hồi quy biến kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT và CEO

𝑹𝑶𝑨𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐂𝐄𝐎𝐃𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭

(10)

Mô hình hồi quy biến số lượng thành viên ban kiểm soát

𝑹𝑶𝑨𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐀𝐔𝐃𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭

(11)

Bảng 4.8: Kết quả hồi quy từng biến đặc tính HĐQT đến ROA

Mô hình (9) Mô hình (10) Mô hình (11)

0.157174* 0.153564* 0.149910*

Hệ số chặn OD CEOD AUD SIZE LEV GROWTH R2 F-value (1.850927) 0.059941*** (3.669647) -0.000772 (-0.246267) -0.137297*** (-8.139170) 0.288259*** (9.649766) 0.645200 9.809978 (1.774719) -0.001712 (-0.243792) -0.000103 (-0.003237) -0.131270*** (-7.662123) 0.291178*** (9.568829) 0.633190 9.362894 (1.717405) 0.003923 (0.391312) -0.000328 (-0.101059) -0.131882*** (-7.715873) 0.290972*** (9.580746) 0.633277 9.366018

Nguồn: Phụ lục 7.9-7.11

*,**,***: hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê lần lượt 10%, 5%, 1%.

Bảng 4.8. cho thấy chỉ có 1 biến tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có giá trị T

thống kê = 3,66 lớn hơn giá trị tra bảng phân phối student với mức ý nghĩa 1%. Nên chỉ có biến tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập là có ý nghĩa thống kê. Giá trị có R2 =

64,52% ý nghĩa thống kê 1%, có nghĩa là 64,52% sự thay đổi trong ROA được giải

thích bởi biến tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập.

Qua các mô hình hồi quy tuyến tính trên, ta thấy tồn tại mối tương quan dương

giữa tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập với ROA và có ý nghĩa thống kê với mức 1%.

Đối với trường hợp cho kiểm định số lượng thành viên BKS tác động lên ROA cũng

tìm thấy kết quả tương tự, tức là tác động cùng chiều. Kết quả này tương đồng với

nghiên cứu của Lee and Zhang (2011), Fauzi và Locke (2012), Gill and Mathur

(2012). Trong khi đó, biến tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có tương quan dương đối

với ROA nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Mức giải thích trong các mô hình

này khoảng từ 47,8% đến 48,04%.

Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy cho thấy các giá trị p tương ứng với F rất nhỏ (phụ lục 5.9-5.11) hay giá trị F > F0.1(10, 490) = 2,32 nên giá trị R2 có

ý nghĩa thống kê với mức tin cậy 1%. Trong các mô hình hồi quy trên thì mô hình

hồi quy biến tỷ lệ thành viên HHĐQT độc lập có khả năng giải thích cao nhất.

4.4.1.4. Kết quả hồi quy từng biến đặc tính HĐQT đến Tobin Q

Mô hình hồi quy biến tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập

𝑻𝒐𝒃𝒊𝒏 𝑸𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐎𝐃𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭

(12)

Mô hình hồi quy biến kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT và CEO

𝑻𝒐𝒃𝒊𝒏 𝑸𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐂𝐄𝐎𝐃𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 +

(13) 𝛆𝐢𝐭

Mô hình hồi quy biến số lượng thành viên BKS

𝑻𝒐𝒃𝒊𝒏 𝑸𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐀𝐔𝐃𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭

(14)

Bảng 4.9: Kết quả hồi quy từng biến đặc tính HĐQT đến Tobin Q

Mô hình (12) Mô hình (13) Mô hình (14)

Hệ số chặn 0.001660 0.081891 -0.028107

(0.002291) (0.112458) (-0.038080)

OD 0.343903**

(2.467789)

CEOD 0.114007*

(1.928949)

AUD 0.013255

(0.156383)

SIZE 0.039910 0.039173 0.043041

(1.492040) (1.456782) (1.569266)

LEV -0.256176* -0.245401* -0.224440

(-1.780028) (-1.702067) (-1.552909)

GROWTH 1.005441*** 0.987452*** 1.020360***

(3.945124) (3.855955) (3.973272)

R2 0.325286 0.321287 0.314952

F-value 3.335657 3.293350 3.227342

Nguồn: Phụ lục 7.12-7.14

*,**,***: hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 10%, 5%, 1%.

Đối với trường hợp xem xét sự tác động của quản trị công ty thông qua các

đặc tính của HĐQT lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, đại diện là giá trị Tobin

Q, cũng cho kết quả tương tự như trường hợp biến phụ thuộc là ROA. Kết quả hồi

quy cho thấy mối tương quan dương của đặc tính kiêm nhiệm giữa chủ tịch HĐQT

& CEO; số lượng thành viên BKS và tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập với Tobin Q.

Tuy nhiên, sở hữu thành viên HĐQT không có ý nghĩa thống kê và mức giải thích

của chúng rất thấp khoảng 11%. Kết quả hồi quy trên tương đồng với nhận định của

các nghiên cứu của Lee and Zhang(2011), Turki and Sedrine (2012), Lefort and

Urzua (2012).

ý nghĩa thống kê với mức tin cậy 1%. Trong các mô hình hồi quy trên thì mô hình

hồi quy biến tỷ lệ thành viên HHĐQT độc lập có khả năng giải thích cao nhất.

Tóm lại, khi xem xét tác động của từng biến giải thích đến hiệu quả hoạt động

của doanh nghiệp thì các biến tỷ lệ sở hữu nước nhà nước, tỷ lệ sở hữu nước ngoài

và biến tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có tác động cùng chiều lên cả ROA và Tobin

Q. Riêng biến kiêm nhiệm chủ tịch HHĐQT và CEO chỉ thể hiện tương quan dương

với Tobin Q và có ý nghĩa 10%. Hầu hết các biến còn lại không có ý nghĩa thống kê.

Tiếp theo, xem xét tác động đồng thời của tất cả các biến giải thích trong mô hình.

4.4.2. Kết quả hồi quy mô hình tổng thể

Mô hình hồi quy

𝐑𝐎𝐀𝒊𝒕 = 𝛂𝒊 + 𝛃𝟏𝐒𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐌𝐎𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐁𝐎𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒𝐅𝐎𝟒𝒊𝒕 + 𝛃𝟓𝐎𝐃𝟓𝒊𝒕 +

𝛃𝟔𝐂𝐄𝐎𝐃𝟔𝒊𝒕 + 𝛃𝟕𝐀𝐔𝐃𝟕𝒊𝒕 + 𝛃𝟖𝐒𝐈𝐙𝐄𝟖𝒊𝒕 + 𝛃𝟗𝐋𝐄𝐕𝟗𝒊𝒕 + 𝛃𝟏𝟎 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟏𝟎𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭

(15)

𝑻𝒐𝒃𝒊𝒏𝐐𝒊𝒕 = 𝛂𝒊 + 𝛃𝟏𝐒𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐌𝐎𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐁𝐎𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒𝐅𝐎𝟒𝒊𝒕 + 𝛃𝟓𝐎𝐃𝟓𝒊𝒕 +

(16)

Bảng 4.10: Kết quả hồi quy mô hình tổng thể

Mô hình (15) Mô hình (16) Biến

0.13305*** (6.502334) 0.6147*** (3.4017) SO

0.08779* (1.915966) -0.2543 (-0.6284) MO

0.020781 (0.627936) 0.5689* (1.9465) BO

0.1168*** (4.431491) 0.7961*** (3.4183) FO

0.049327*** (3.106567) 0.3503** (2.4986) OD

-0.002077 (-0.29726) 0.1479** (2.3979) CEOD

0.001133 (0.119860) 0.0342 (0.4106) AUD

-0.005404* (-1.65613) 0.0094 (0.3247) SIZE

-0.1092*** (-6.45307) -0.1198 (-0.8017) LEV

0.28558*** (10.18270) 0.9471*** (3.8239) GROWTH

0.215764** (2.517257) 0.2910 (0.3844)

0.689495 0.367273 C R2

Nguồn: Phụ lục 7.15-7.16

*,**,***: hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 10%, 5%, 1%.

Khi tiến hành hồi quy đồng thời tất cả các biến thì khả năng giả thích trong mô

hình hồi quy tổng thể tăng lên từ khoảng 65% (trung bình R2 hiệu chỉnh của các mô

hình hồi quy từng biến giải thích) lên 70% đối với trường hợp ROA là biến phụ

thuộc; và R2 hiệu chỉnh đối với trường hợp Tobin Q là biến phụ thuộc tăng từ

khoảng 31% lên 36%. Ta thấy cả hai mô hình thì giá trị P tương ứng với F =0.00 rất

nhỏ (phụ lục 5.15 -5.16) nên giá trị R2 có ý nghĩa thống kê với mức 1%.

Đối với trường hợp ROA là biến phụ thuộc. Hầu như các biến trong mô hình

hồi quy tổng thể có mối quan hệ về dấu với ROA tương đồng với kết quả tìm được

khi xem xét tác động riêng lẽ. Chỉ có hai biến là cho kết quả ngược lại, đó là biến tỷ

lệ sở hữu của BGĐ, thành viên HĐQT có tương quan dương ROA khi hồi quy mô

hình tổng thể còn thì xem xét tác động riêng của nó lên ROA thì nó mang dấu âm.

Tuy nhiên, chỉ có biến tỷ lệ sở hữu của BGĐ là có ý nghĩa thống kê với mức 10%.

Đối với trường hợp Tobin Q là biến phụ thuộc. Dấu hệ số hồi quy của các biến

độc lập trong mô hình hồi quy riêng lẽ từng biến thì tương đồng với kết quả hồi quy

cho mô hình tổng thể. Chỉ có mức ý nghĩa thống kê của một số hệ số hồi quy là

khác nhau. Khi kiểm định kết hợp tất cả các biến giải thích lại thì hệ số hồi quy của

biến sở hữu thành viên HHĐQT có ý nghĩa thống kê với mức 10%, và mức ý nghĩa

của biến kiêm nhiệm Chủ tịch và CEO có ý nghĩa 5%.

Trong cả hai trường hợp ROA hay Tobin Q là biến phụ thuộc đều chỉ ra biến

sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có tác động

cùng chiều lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.

Tuy nhiên, có một số trường hợp hồi quy với Tobin Q là biến phụ thuộc có kết quả

khác so với ROA là biến phụ thuộc. Đầu tiên, về ý nghĩa thống kê, mô hình hồi quy

tổng thể với Tobin Q là biến phụ thuộc tìm thấy ý nghĩa thống kê cho các biến sở

hữu thành viên HĐQT và biến kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT và CEO, điều này

không tìm thấy trong mô hình hồi quy tổng thể có ROA là biến phụ thuộc. Tuy

nhưng đối với biến MO thì ngược lại tức là chỉ trong trường hợp ROA là biến phụ

thuộc thì biến MO có ý nghĩa với mức 10%. Thứ hai, dấu của hệ số hồi quy có sự

khác nhau trong biến tỷ lệ sở hữu của BGĐ và biến kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT và

CEO. Khi ROA là biến phụ thuộc thì MO là tương quan dương nhưng khi chạy cho

mô hình với Tobin Q là biến phụ thuộc thì dấu của hệ số hồi quy đã thay đổi chuyển

sang dấu âm. Biến CEO thì ngược lại, dấu của hệ số hồi quy là âm với ROA là biến

phụ thuộc và là dương với Tobin Q là biến phụ thuộc.

Biến sở hữu nhà nước tác động cùng chiều lên cả ROA và Tobin Q có ý nghĩa

thống kê ở mức 1%. Tác động này cho thấy tỷ lệ sở hữu nhà nước càng cao thì hiệu

quả hoạt động của doanh nghiệp càng lớn. Kết quả này thì tương đồng với trường

hợp nghiên cứu ở Trung Quốc của Le and Chizema (2011), Huang và cộng sự

(2011).

Biến sở hữu nước ngoài cũng có mối tương quan dương với cả ROA và Tobin

Q, với mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy vai trò kiểm soát của các cổ đông là

người nước ngoài. Kết quả này hỗ trợ cho nhận định của Gurbuz and Aybars (2010),

Zeitun and Almudehki (2012), Uwuigbe and Olusanmi (2012). Tuy nhiên, kết quả

này lại khác với kết quả nghiên cứu của Lê Thị Phương Vy và Phùng Đức Nam

(2011) kiểm định tác động của tỷ lệ sở hữu nước ngoài và thành quả hoạt động

doanh nghiệp. Họ tìm thấy mối quan hệ ngược chiều giữa FO và Tobin Q.

Biến tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có mối quan hệ cùng chiều với hiệu quả

hoạt động của doanh nghiệp. Tức là khi tỷ lệ các thành viên độc lập trong HĐQT

càng lớn thì vai trò giám sát của HĐQT được thực hiện hiệu quả, giảm các chi phí

đại diện và gia tăng giá trị của doanh nghiệp. Quan điểm này được tìm thấy trong

các nghiên cứu của Lennox và Pittman (2010), Belghitar và Khan (2011), Lee and

Zhang (2011), Turki and Sedrine (2012).

Biến sở hữu BGĐ chỉ tìm thấy mối tương quan dương với ROA. Điều này thì

phù hợp với lý thuyết đại diện, gia tăng quyền sở hữu là cách giải quyết các xung

đột lợi ích giữa các cổ đông và người quản lý, gắn kết mục tiêu của chủ sở hữu và

người quản lý làm chi phí đại diện sẽ giảm, kéo theo giá trị doanh nghiệp gia tăng.

Trong nghiên cứu của Turki and Sedrine (2012), Gardner và cộng sự (2012) cũng

tìm thấy mối quan hệ cùng chiều giữa sở hữu BGĐ và hiệu quả hoạt động của

doanh nghiệp.

Biến kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT và CEO có mối tương quan dương với

Tobin Q. Kết quả tương đồng với nghiên cứu của Rouf (2011), Gill và Obradovich

(2012).

4.4.3. Kết quả hồi quy theo tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc

Sở hữu vốn nhà nước trong các doanh nghiệp là đặc trưng ở nền thị trường

mới phát triển. Đây cũng là đặc trưng trong cấu trúc sở hữu của các doanh nghiệp

Việt Nam. Như phân tích mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và giá

trị doanh nghiệp ở phần trước cho thấy tỷ sở hữu vốn nhà nước có tác động đáng kể

lên thành quả của các doanh nghiệp ở Việt Nam. Do vậy, phần tiếp theo phân tích

tác động của từng nhân tố cấu trúc sở hữu, quản trị công ty lên thành quả hoạt động

theo tỷ lệ sở hữu nhà nước. Trong phần này tỷ lệ sở hữu nhà nước phân loại thành

hai nhóm, nhóm có tỷ lệ sở hữu nhà nước cao và nhóm có tỷ lệ sở hữu nhà nước

thấp. Cách phân nhóm này dựa trên giá trị trung bình tỷ lệ sở hữu nhà nước của các

doanh nghiệp trong mẫu (tỷ lệ trung bình SO là 23,09% theo thống kê mô tả). Các

doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu nhà nước thấp hơn giá trị trung bình SO thì được xếp

vào nhóm có tỷ lệ sở hữu nhà nước thấp. Các doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu nhà

nước cao hơn giá trị trung bình SO sẽ được phân loại vào nhóm có tỷ lệ sở hữu nhà

nước cao. Cách phân loại này dựa trên nghiên cứu trước đó của Lee and Zhang

(2011). Kết quả hồi quy theo tỷ lệ sở hữu nhà nước cũng được hồi quy theo phương

pháp FEM.

 Mô hình hồi quy với ROA là biến phụ thuộc

Mô hình hồi quy biến sở hữu ban giám đốc

𝐑𝐎𝐀𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐌𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭 (17)

Mô hình hồi quy biến sở hữu thành viên HĐQT

𝐑𝐎𝐀𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐁𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭 (18)

Mô hình hồi quy biến sở hữu nước ngoài

𝐑𝐎𝐀𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐅𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭 (19)

Mô hình hồi quy biến tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập

𝑹𝑶𝑨𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐎𝐃𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭 (20)

Mô hình hồi quy biến kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT và CEO

(21)

Mô hình hồi quy biến số lượng thành viên ban kiểm soát

(22)

Bảng 4.11 : Kết quả hồi quy biến cấu trúc quản trị, quản trị công ty và ROA theo tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc

Mô hình (17)

Mô hình (18)

Mô hình (19)

Mô hình (20)

Mô hình (21)

Mô hình (22)

Biến

Tỷ lệ SO thấp

Tỷ lệ SO cao

Tỷ lệ SO thấp

Tỷ lệ SO cao

Tỷ lệ SO thấp

Tỷ lệ SO cao

Tỷ lệ SO thấp

Tỷ lệ SO cao

Tỷ lệ SO thấp

Hệ số chặn

-0.474* (-1.692)

0.262*** (3.236)

-0.294 (-1.021)

0.1139* (1.7288)

-0.59** (-2.044)

0.241*** (2.96)

-0.474* 0.22*** (2.761) (-1.6837)

-0.673** (-2.3108)

MO

0.245** (3.028) 0.038 (1.257)

-0.43337 0.23*** (-1.5532) (2.878) 0.3989* (1.7566)

BO

0.06*** (2.77)

0.0977 (0.533)

FO

0.06** (2.151)

0.113** (2.259)

OD

0.036** (2.0404)

0.0488 (1.435)

CEOD

0.0043 (0.636)

-0.0027 (-0.226)

AUD

0.0143 (1.645)

0.062** (2.099)

SIZE

-0.005* (-1.7209)

-0.006** (-2.085)

0.025** (2.4502)

0.025** (2.516)

-0.006* (-1.92)

-0.01** (-1.99)

0.017* (1.664)

LEV

-0.005* 0.0237** (-1.74) (2.3122) -0.288*** -0.28*** (-7.099) (-7.267)

(-4.653)

(-6.593)

(-4.782)

(-7.087)

(-4.576)

(-4.76)

0.02*** 0.025** -0.0054* (2.7541) (2.445) (-0.1081) -0.07*** -0.073*** -0.264*** -0.086*** -0.285*** -0.085*** -0.28*** -0.08*** -0.2766*** -0.08*** (-4.649) (-7.0125) (-7.193) (-4.322) 0.589*** 0.1966*** 0.19*** 0.593*** 0.641*** 0.208*** 0.588*** 0.192*** 0.590*** 0.196*** 0.592*** 0.191*** (6.67129) (15.913)

(15.906)

(6.8621)

(14.864)

(15.998)

(6.789)

(7.193)

(6.657)

(3.236)

(16.03)

(6.78)

GROW TH R2

0.6817

0.8548

0.8525

0.686

0.5278

0.856

0.6855

0.8540

0.679

0.8523

0.6833

0.58558

11.287

28.3427

11.0266

27.989

11.186

28.755

11.10831

74.0619

28.878

28.523

28.030

11.319

F- value ,,: hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 10%, 5%, 1%.

Bảng 4.11 trình bày kết quả mô hình hồi quy cấu trúc sở hữu, quản trị công ty

lên ROA theo mức độ sở hữu nhà nước cao hay tỷ lệ sở hữu nhà nước thấp. Hầu hết

các mô hình có tỷ lệ sở hữu nhà nước cao có mức độ giải thích tốt hơn so với mô

hình có tỷ lệ sở hữu nhà nước thấp.

Biến sở hữu nước ngoài có mối quan hệ cùng chiều lên ROA của cả hai trường

hợp là các công ty có sở hữu nhà nước cao và công ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước thấp

trong đó thì mức độ giải thích của mô hình nhóm công ty có sở hữu nhà nước cao

lớn hơn so với mức độ giải thích của mô hình có nhóm công ty có sở hữu nhà nước

thấp. Trong các mô hình thì sở hữu nước ngoài có mức ảnh hưởng tương đối lớn lên

ROA. Trường hợp các công ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước cao thì tác động của sở hữu

của sở hữu BGĐ và số lượng thành viên BKS lên ROA lớn hơn và có ý nghĩa thống

kê so với trường hợp các công ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước thấp

Trong các đặc tính của HĐQT thì tỷ lệ độc lập của thành viên HĐQT, số lượng

thành viên BKS có mối tương quan dương với ROA. Trong đó, mức ảnh hưởng của

hai yếu tố này lên hiệu quả hoạt động lớn hơn đối với các công ty có tỷ lệ sở hữu

nhà nước cao, cũng như mức độ giải thích của mô hình của các công ty này thì tốt

hơn. Tuy nhiên, số lượng thành viên BKS chỉ có ý nghĩa thống kê với các công ty

có tỷ lệ sở hữu nhà nước cao; còn tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập thì ngược lại tức

là có ý nghĩa với mức 10% với các công ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước thấp. Còn tính

kiêm nhiệm CEO và Chủ tịch HĐQT thì không có ý nghĩa đối cả hai trường hợp,

và nó lại có mối quan hệ khác nhau với các tỷ lệ sở hữu nhà nước khác nhau. Với tỷ

lệ sở hữu thấp thì nó có mối tương quan cùng chiều còn tỷ lệ sở hữu nhà nước cao

thì có mối tương quan ngược chiều.

 Mô hình hồi quy với biến Tobin Q là biến phụ thuộc

Mô hình hồi quy biến sở hữu ban giám đốc

𝐓𝐨𝐛𝐢𝐧𝐐𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐌𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭

(23)

Mô hình hồi quy biến sở hữu thành viên HĐQT

𝐓𝐨𝐛𝐢𝐧 𝐐𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐁𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭

(24)

Mô hình hồi quy biến sở hữu nước ngoài

𝐓𝐨𝐛𝐢𝐧 𝐐𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐅𝐎𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭

(25)

Mô hình hồi quy biến tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập

𝐓𝐨𝐛𝐢𝐧 𝐐𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐎𝐃𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭

(26)

Mô hình hồi quy biến kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT và CEO

𝐓𝐨𝐛𝐢𝐧 𝐐𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐂𝐄𝐎𝐃𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 +

(27) 𝛆𝐢𝐭

Mô hình hồi quy biến số lượng thành viên ban kiểm soát

𝐓𝐨𝐛𝐢𝐧 𝐐𝐢𝐭 = 𝜶𝒊 + 𝛃𝟏𝐀𝐔𝐃𝟏𝒊𝒕 + 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕 + 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕 + 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕 + 𝛆𝐢𝐭

(28)

Bảng 4.12 : Kết quả hồi quy biến cấu trúc quản trị, quản trị công ty và Tobin Q theo tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc

Mô hình (23) Mô hình (24) Mô hình (25)

1.307**

11.146***

1.2706*

10.969***

1.54**

11.51***

Tỷ lệ SO thấp Tỷ lệ SO cao Tỷ lệ SO thấp Tỷ lệ SO cao Tỷ lệ SO thấp Tỷ lệ SO cao Tỷ lệ SO cao Tỷ lệ SO cao Tỷ lệ SO cao

8.75***

10.5***

9.59***

Mô hình (26) Tỷ lệ SO thấp 1.50** Mô hình (27) Tỷ lệ SO thấp 1.303* Mô hình (28) Tỷ lệ SO thấp 1.19*

Hệ số chặn

(4.039)

MO

(1.83) -0.071 (-0.261)

(-4.058) 0.6923 (0.309)

(1.805)

(4.015)

(2.162)

(2.182)

(3.171)

(1.823)

(-3.877)

(1.682

(-3.35)

0.438** (2.227)

-1.427 (-0.798)

0.517** (2.068)

0.2749 (0.5547)

BO FO

OD

0.60*** 0.79*** (3.165) (3.976)

CEOD

-0.017 0.206* (-0.29)

(1.745)

AUD

0.14* (1.85)

0.473 (1.631)

SIZE

-0.0173 (-0.648)

-0.359*** (-3.561)

-0.0193 (-0.736)

-0.351*** (-3.499)

-0.029 (-1.106)

-0.37*** (-3.5418)

-0.031 (-1.21)

-0.28*** (-2.83)

-0.017 (-0.645)

-0.34*** (-3.41)

-0.029 (-1.08)

-0.35*** (-3.567)

0.388**

-0.2088

0.377**

-0.1935

0.432*** -0.1550

0.35**

-0.262

0.39**

-0.197

0.39**

-0.1558

LEV

(2.4109)

(-0.5354)

(2.3733)

(-0.498)

(2.69)

(-0.391)

(2.269)

(-0.69)

(2.423)

(-0.51)

(2.491)

(-0.40)

1.994*** (6.184)

-0.0677 (-0.24059)

2.005*** (6.204)

-0.045 (-0.157)

1.9*** (6.22)

-0.163 (-0.59)

1.97*** (6.054)

-0.047 (-0.16)

1.9*** (6.17)

-0.114 (-0.41)

1.979*** (6.071)

-0.0744 (-0.262)

0.3888

0.6220

0.3868

0.26213

0.4179

0.6406

0.3747

0.6269

0.384

0.6262

0.3747

0.6208

GROW TH R2

4.002

8.6905

3.978

8.667

4.388

9.332

3.8288

8.855

3.948

8.828

3.828

8.6535

F-value

*,**,***: hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 10%, 5%, 1%.

Bảng 4.12 trình bày kết quả mô hình hồi quy cấu trúc sở hữu, quản trị công

ty lên Tobin Q tùy thuộc vào mức độ tỷ lệ sở hữu nhà nước cao hay tỷ lệ sở hữu nhà

nước thấp. Kết quả hồi quy mô hình đơn biến xem xét tác động của từng biến cấu

trúc trúc sở hữu, quản trị công ty thông qua các đặc tính HĐQT lên Tobin Q cho

thấy hầu hết các công ty tỷ lệ sở hữu nhà nước cao thì có tác động lên Tobin Q và

mức độ giải thích của mô hình lớn hơn so với nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu nhà

nước thấp. Tuy nhiên, trong nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước cao chỉ có hai

biến là OD và CEOD là có ý nghĩa thống kê.

Đối với biến FO, BO, AUD có tác động cùng chiều lên Tobin Q ở cả hai trường hợp và R2 trong trường hợp các công ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước cao cũng

tốt hơn nhưng nó chỉ có ý nghĩa thống kê nếu đó là công ty sở hữu nhà nước thấp.

Kết quả này tương tự như nghiên cứu của Lee and Zhang (2011) ở thị trường Trung

Quốc.

4.5. Tóm tắt kết quả nghiên cứu

Sở hữu nhà nước có tác động cùng chiều lên cả ROA và Tobin Q. Tương

đồng với kỳ vọng ban đầu của nghiên cứu. Điều này cũng phù hợp với các nghiên

cứu của Chen, Firth và Rui (2006), Le and Chizema (2011), Huang và cộng sự

(2011). Điều này có thể lý giải do sự chi phối của các cổ đông nhà nước trong các

công ty. Sở hữu nhà nước được hưởng một số đặc quyền trong kinh doanh, khả

năng tiếp cận nguồn vốn. Thật vậy, trong nghiên cứu của Trang Thúy Quyên (2013)

trong giai đoạn 2009-2012 cho thấy đa số các công ty sở hữu nhà nước thường dễ

nhận được các điều kiện vay ưu đãi. Hỗ trợ này tạo điều kiện tăng doanh thu, giảm

chi phí và cải thiện hiệu suất hoạt động của các doanh nghiệp (Lu, 2000).

Mối tương quan dương giữa sở hữu thành viên HĐQT và Tobin Q được tìm

thấy trong nhóm các công ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước thấp. Đối với các công ty có

ít sự kiểm soát của cổ đông nhà nước khi sở hữu thành viên HĐQT chiếm một tỷ lệ

lớn thì hiệu quả hoạt động công ty đó sẽ cao. Mối tương quan dương giữa hai biến

này là do hiệu quả của việc giám sát chặt chẽ và lợi ích chủ sở hữu nhằm tối đa hoá

lợi nhuận doanh nghiệp. Kết quả này tương tự như nghiên cứu của Lee and Zhang

(2011) ở thị trường Trung Quốc.

Mối tương quan giữa sở hữu thành viên BGĐ và ROA thì không có ý nghĩa

thống kê, nên chưa thể chứng minh gì về mối quan hệ giữa sở hữu BGĐ và hiệu quả

hoạt động của doanh nghiệp

Sở hữu nước ngoài có mối quan hệ cùng chiều với hiệu quả hoạt động của

doanh nghiệp, cho cả biến phụ thuộc là ROA và Tobin Q và nó cũng được tìm thấy

trong khi nghiên cứu với mẫu là sở hữu nhà nước thấp, và tỷ lệ sở hữu nhà nước cao

đều đúng. Được lý giải là do vai trò kiểm soát của cổ đông nước ngoài. Nguồn vốn

của nhà đầu tư nước ngoài giúp tăng tính minh bạch, nâng cao chất lượng quản trị

doanh nghiệp qua đó nâng cao năng lực cạnh tranh, tạo điều kiện cho các doanh

nghiệp dễ dàng tiếp cận nguồn vốn và gia tăng hiệu quả họat động. Kết quả nghiên

cứu này thì đồng nhất với quan điểm của Zeitun and Almudehki (2012), Uwuigbe

and Olusanmi (2012).

Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tương quan dương với Tobin Q và có ý nghĩa

thống kê cho cả trường hợp tỷ lệ sở hữu nhà nước cao và tỷ lệ sở hữu nhà nước

thấp. Phù hợp với lý thuyết đại diện, thành viên HĐQT độc lập đóng một vai trò

tích cực trong phân xử bất đồng giữa các thành viên nội bộ và giúp giảm thiểu các

vấn đề đại diện. Kết quả nghiên cứu tương tự như các nghiên cứu thực nghiệm của

Daraghma and Alsinawi (2010), Lee and Zhang (2011), Rouf (2011), Turki and

Sedrine (2012).

Kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT và CEO tác động cùng chiều lên hiệu quả hoạt

động doanh nghiệp khi Tobin Q là biến phụ thuộc và nó có ý nghĩa thống kê đối với

các công ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước cao. Nghiên cứu của Phạm Quốc Việt (2010)

cũng tìm thấy mối tương quan dương giữa hai biến này trong nhóm công ty có quy

mô nhỏ và nợ thấp.

Số lượng thành viên BKS chưa đủ cơ sở để chứng minh về tác động của nó

lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Hệ số hồi quy của biến số lượng thành

viên BKS không có ý nghĩa thống kê khi hồi quy cho từng biến và cả trường hợp

hồi quy cho mô hình tổng thể. Điều này có thể do biến số lượng thành viên BKS ở

các công ty trong dữ liệu nghiên cứu chưa thể hiện được đặc tính của BKS. Hơn

90% các công ty trong mẫu BKS có 3 thành viên. Còn lại 10% là 4 hoặc 5 thành

viên.

Dựa trên các kết quả nghiên cứu trên cho thấy tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập

có mối tương quan cùng chiều đáng kể (+) lên cả ROA và Tobin Q, do đó vai trò

thành viên HĐQT độc lập thì quan trọng. Theo đó, nên gia tăng số lượng thành viên

HĐQT độc lập để đảm nhiệm vai trò kiểm soát trong các công ty. Theo Quyết định

12 (2007), Quy chế quản trị công ty áp dụng cho các công ty niêm yết trên Sở Giao

dịch Chứng khoán/Trung tâm Giao dịch Chứng khoán quy định 1/3 thành viên độc

lập trong HĐQT. Tuy nhiên, một số công ty vi phạm quy định này.

Tóm lại, trong bốn biến cấu trúc sở hữu thì hai biến sở hữu nhà nước, sở hữu

nước ngoài tác động cùng chiều lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Hai biến

còn lại thì tỷ lệ sở hữu của thành viên HĐQT chỉ tác động cùng chiều lên Tobin Q

của nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước thấp. Không có bằng chứng cho thấy tỷ

lệ sở hữu BGĐ có tác động lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Đối với các

biến về đặc tính HĐQT thì, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tác động cùng chiều lên

hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Biến kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT và CEO chỉ tác

động cùng chiều lên Tobin Q cuả nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước cao. Số

lượng thành viên BKS thì chưa thể kết luận về mối quan hệ của nó với hiệu quả

hoạt động của doanh nghiệp.

Như vậy, thông qua kết quả nghiên cứu đã lần lượt trả lời các câu hỏi đặt ra

trong phần đầu của luận văn. Đó là xác định được biến nào trong cấu trúc sở hữu

hoặc trong quản trị công ty thông qua đặc tính của HĐQT, BKS thì có tác động đến

hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên HOSE; xác định được tác động

của chúng đến hiệu quả hoạt động như thế nào, tức là chúng có quan hệ cùng chiều

hay ngược chiều với hiệu quả hoạt động.

CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN

5.1. Kết luận

Luận văn nghiên cứu tác động của cấu trúc sở hữu, quản trị công ty thông qua

các đặc tính của HĐQT, của BKS lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp niêm

yết trên HOSE trong giai đoạn 2008-2012. Kết quả nghiên cứu cho thấy sở hữu nhà

nước, sở hữu nước ngoài và tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tác động cùng chiều lên

ROA và Tobin Q với mức ý nghĩa 1%. Tỷ lệ sở hữu của thành viên HĐQT tương

quan dương với Tobin Q của nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước thấp. Biến

kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT và CEO tác động cùng chiều lên Tobin Q cuả nhóm

công ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước cao. Hai biến tỷ lệ sở hữu BGĐ và số lượng thành

viên BKS thì chưa thể kết luận về mối quan hệ của nó với hiệu quả hoạt động của

doanh nghiệp.

5.2. Hạn chế của luận văn

Thứ nhất, thời gian nghiên cứu năm năm nên nhiều công ty có nhiệm kỳ của

HĐQT, BKS trùng với thời gian nghiên cứu, do đó các đặc tính của HĐQT thay đổi

không đáng kể trong các năm nghiên cứu.Vì vậy, ảnh hưởng về mặt thời gian của

các doanh nghiệp lên thành quả sẽ bị hạn chế.

Thứ hai, sau khi xử lý dữ liệu (để tăng chất lượng mẫu thì các công ty vi phạm

về công bố thông tin và các công ty thuộc diện bị theo dõi đặc biệt thì được loại ra

khỏi mẫu nghiên cứu; loại các công ty không có đầy đủ các thông tin về cấu trúc sở

hữu) thì cỡ mẫu còn lại 100 công ty phi tài niêm yết trên sàn gaio dịch HOSE. Như

vậy, cỡ mẫu nghiên cứu tương đối nhỏ, do đó nên mở rộng cỡ mẫu bằng cách

nghiên cứu thêm các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Hà Nội.

Thứ ba, luận văn chưa thể hiện được hết các tác động của trong đặc tính của

HĐQT và BKS (số lượng các cuộc họp HĐQT, sở hữu cổ phần của những cá nhân

có liên quan đến thành viên HĐQT…)

5.3. Hƣớng nghiên cứu tiếp theo

Dựa vào kết quả nghiên cứu và những hạn chế của luận văn, tác giả gợi ý một

số nghiên cứu tiếp theo như sau:

Thứ nhất, luận văn này chỉ nghiên cứu biến cấu trúc sở hữu như là biến ngoại

sinh mà không nghiên cứu nó dưới vai trò là một biến nội sinh, là xem xét mối quan

hệ hai chiều giữa cấu trúc sở hữu và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Nghĩa là

ngoài việc xem xét tác động của cấu trúc sở hữu lên hiệu quả hoạt động doanh

nghiệp thì còn phải xem xét tác động ngược lại, đó là tác động của hiệu quả hoạt

động lên quyết định cấu trúc sở hữu. Do đó, có thể phát triển hướng nghiên cứu với

biến cấu trúc sở hữu là biến nội sinh có thể giúp hiểu rõ hơn về tác động qua lại

giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.

Thứ hai, đề tài nghiên cứu mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty

và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp có thể tiếp cận theo hướng nghiên cứu các

doanh nghiệp là các tổ chức tài chính như các nghiên cứu trên thế giới (Uwuigbe

and Olusanmi, 2012). Nghĩa là nghiên cứu ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu, quản trị

công ty của các doanh nghiệp thuộc lĩnh vực tài chính lên hiệu quả hoạt động như

thế nào.

Thứ ba, luận văn này chỉ dừng lại việc nghiên cứu các công ty trên sàn giao

dịch chứng khoáng Hồ Chí Minh giai đoạn 2008-2012. Do đó, có thể mở rộng thời

gian nghiên cứu và cỡ mẫu nghiên cứu bao gồm các doanh nghiệp trên cả hai sàn

giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh và Hà Nội.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Danh mục tài liệu tiếng Việt

Lê Vinh Triển (2006), Phân tích quan hệ giữa Giám đốc và cổ đông theo “lý

thuyết người đại diện”, Tạp chí chứng khoán Việt Nam, 6, 26-33

Nguyễn Thị Lan Hương, 2011. Về hoạt động giám sát của BKS trong công ty

cổ phần. Tạp chí Khoa học ĐHQGHN, 27: 246-251.

Phạm Quốc Việt, 2010. Nghiên cứu ảnh hưởng của các nhân tố điều hành

công ty đến hiệu quả hoạt động của công ty cổ phần. Luận án Tiến sĩ. Trường Đại

học Kinh Tế Thành phố Hồ Chí Minh.

Quyết định 12 (2007), Quy chế quản trị công ty áp dụng cho các công ty

niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán/Trung tâm Giao dịch Chứng khoán,

[Online] http://moj.gov.vn/vbpq (Truy cập 20/7/2013)

Trần Ngọc Thơ, Sách Tài chính doanh nghiệp hiện đại, nhà xuất bản thống kê.

Danh mục tài liệu tiếng Anh

Chaghadari, M. F. & Chaleshtori, G. N., 2011. Corporate Governance and

Firm Performance. International Conference on Sociality and Economics

Development, 10.

Choi, H. M., Sul, W. & Min, S. K., 2012. Foreign board membership and firm

value in Korea. Management Decision, 50: 207-233

Cornett, M.M., et al, 2008. Corporate governance and pay-for-performance:

the impact of earnings management. Journal of Financial Economics, 87(2):357-

373

Daraghma, Z.M.A. and Alsinawi, A., 2010. Board of Directors, Management

Ownership, and Capital Structure and Its Effect on Performance: The Case of

Palestine Securities Exchange. International Journal of Business and Management,

5(11): 118-127.

Diaz-Diaz, N.L., et al, 2008. Impact of foreign ownership on innovation.

European Management Review, 5: 253-263.

Fauzi, F. and Locke, S., 2012. Board structure, Ownership structure and firm

performance: Study of NewZealand listed-firms. Asian Academy of Management

Journal of accounting and finance, 8: 43–67

Fazlzadeh, A. et al., 2011. The Examination of the Effect of Ownership

Structure on Firm Performance in Listed Firms of Tehran Stock Exchange Based on

the Type of the Industry. International Journal of Business and Management, 6(3):

249–266.

Gardner, J.C. et al., 2013. Managerial Ownership, Leverage and Audit Quality

impact on Firm Performance: Evidence from the Malaysian ACE Market.

Accounting & Taxation, 1: 59-70.

Gill, A. and Mathur, N., 2011. Board Size, CEO Duality, and the Value of

Canadian Manufacturing Firms, Journal of Applied Finance & Banking, 1(3): 1-13

Gill, A. and Obradovich, J., 2012. The Impact of Corporate Governance and

Financial Leverage on the Value of American Firms. International Research Journal

of Finance and Economics, 91.

Gurbuz, A.O. and Asli, A., 2010. The Impact of Foreign Ownership on Firm

Performance, Evidence from an Emerging Market: Turkey. American Journal of

Economics and Business Administration, 2(4): 350-359

Jensen, M.C. and Meckling, W.H., 1976. Theory of the Firm: Managerial

Behavior, Agency Costs and Ownership Structure. Journal of Financial Economic,

3: 305–360.

Le, T. and Chizema, O., 2011. State ownership and firm performance:

Evidence from the chinese listed firms. Organizations and Markets in Emerging

Economies, 2(4)

Lee, J.W. and Zhang, Z., 2011. Ownership Structure, Corporate Governance

and Firm Value: Evidence from Chinese Stock Market. Finance and Corporate

Governance Conference.

Lefort, F. and Urzúa, F., 2008. Board independence, firm performance and

ownership concentration: Evidence from Chile. Journal of Business Research, 61:

615-622.

Karaca, S.S. and Ekşi, I.H., 2012. The Relationship between Ownership

Structure and Firm Performance: An Empirical Analysis over Istanbul Stock

Exchange (ISE) Listed Companies. International Business Research, 5(1): 172-181

Konijn, S.S.J. et al, (2011). Blockholder dispersion and firm value. Journal of

Corporate Finance, 17: 1330-1339.

Pi, L. and Timme, S., 1993. Corporate control and bank efficiency. Journal of

Banking and Finance, 17(1-2):515-530

Phung Duc Nam and Le Thi Phuong Vy, 2012. Foreign Ownership, Capital

Structure and Firm Value: Empirical Evidence from Vietnamese Listed Firms.

Reyna, J.M.S.M.,Vázquez, R. D., & Valdés, A. L., 2012. Corporate

Governance, Ownership Structure and Performance in Mexico, International

Business Research, 5(11):12.

Ramdani, D. and A.V. Witteloostuijn, 2010. The impact of board independence

and CEO duality on firm performance: A quantile regression analysis for Indonesia,

Malaysia, South Korea and Thailand. British Journal of Management, 21(3): 607-

627.

Rouf, A., 2011. The Relationship between Corporate Governance and Value of

the Firm in developing Countries: Evidence from Bangladesh. The International

Journal of Applied Economics and Finance, 5(3): 237-244.

Ryu, K. and Yoo, J., 2011. Relationship between management ownership and

firm value among the business group affiliated firms in Korea. Journal of

Comparative Economics, 39: 557–576.

Turki, A. and Sedrine, N.B., 2012. Ownership Structure, Board Characteristics

and Corporate Performance in Tunisia. International Journal of Business and

Management, 4: 121–132.

Uwuigbe, U. and Olusanmi, O., 2012. An Empirical Examination of the

Relationship between Ownership Structure and the Performance of Firms in

Nigeria. International Business Research, 5: 208–215

Zeitun, R. and Almudehki, N., 2012. Ownership Structure and Corporate

Performance: Evidence from Qatar.

Wellalage, N. H., & Stuart Locke, 2012. Ownership Structure and Firm

Financial Performance: Evidence from Panel Data in Sri Lanka. Journal of Business

Systems, Governance and Ethics, 7(1): 52-65

PHỤ LỤC PHỤ LỤC 1: KẾT QUẢ HỒI QUY OLS Phụ lục 1.1 - Kết quả hồi quy OLS – Biến phụ thuộc là ROA

Dependent Variable: ROA Method: Least Squares Sample: 1 500 Included observations: 500

Coefficient Std. Error

t-Statistic

0.079365 -0.013608 0.015743 0.133543 0.006284 0.019892 0.017757 0.000449 -0.158643 0.432488 0.031738

0.013525 0.032769 0.025085 0.019599 0.011605 0.005651 0.008365 0.002462 0.013302 0.032095 0.062202

5.868005 -0.415252 0.627597 6.813721 0.541523 3.520027 2.122703 0.182199 -11.92619 13.47543 0.510248

Prob. 0.0000 0.6781 0.5306 0.0000 0.5884 0.0005 0.0343 0.8555 0.0000 0.0000 0.6101

0.562593 Mean dependent var 0.553649 S.D. dependent var 0.056225 Akaike info criterion 1.545827 Schwarz criterion 735.2930 F-statistic 0.932367 Prob(F-statistic)

0.073331 0.084156 -2.897172 -2.804451 62.89531 0.000000

Variable SO MO BO FO OD CEOD AUD SIZE LEV GROWTH C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

Dependent Variable: TOBIN_Q Method: Least Squares Date: 10/03/13 Time: 04:13 Sample: 1 500 Included observations: 500

t-Statistic

Prob.

Coefficient Std. Error

0.0004 0.0367 0.0993 0.0000 0.0350 0.0002 0.3294 0.1600 0.0719 0.0000 0.7425

0.111145 0.269290 0.206141 0.161060 0.095366 0.046438 0.068742 0.020230 0.109313 0.263744 0.511155

3.581396 -2.095080 1.651528 5.203125 2.114795 3.702437 0.976261 1.407080 -1.803937 4.910664 -0.328667

0.398055 -0.564184 0.340448 0.838015 0.201680 0.171935 0.067110 0.028465 -0.197193 1.295156 -0.168000

0.209061 Mean dependent var 0.192887 S.D. dependent var 0.462037 Akaike info criterion 104.3906 Schwarz criterion -317.8522 F-statistic 1.066426 Prob(F-statistic)

1.092742 0.514291 1.315409 1.408130 12.92527 0.000000

Variable SO MO BO FO OD CEOD AUD SIZE LEV GROWTH C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

Phụ lục 1.2 – Kết quả hồi quy OLS – Biến phụ thuộc là Tobin Q

PHỤ LỤC 2 : KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH HIỆN TƢỢNG PHƢƠNG SAI THAY ĐỔI

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic Obs*R-squared

8.167033 Prob. F(64,435) 272.8910 Prob. Chi-Square(64)

0.000000 0.000000

Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 10/03/13 Time: 11:49 Sample: 1 500 Included observations: 500 Collinear test regressors dropped from specification

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

Variable C SO SO^2 SO*MO SO*BO SO*FO SO*OD SO*CEOD SO*AUD SO*SIZE SO*LEV SO*GROWTH MO MO^2 MO*BO MO*FO MO*OD MO*CEOD MO*AUD MO*SIZE MO*LEV MO*GROWTH BO

0.112012 -0.064142 -0.008491 0.023050 -0.056933 -0.024651 -0.014873 0.003966 0.006017 0.002219 -0.006469 0.019694 -0.075194 -0.045081 0.088056 -0.068255 0.030986 -0.030049 -0.024041 0.005712 -0.004014 0.040795 -0.056717

0.162121 0.054881 0.011137 0.066964 0.042476 0.013886 0.007725 0.003339 0.006334 0.002071 0.008203 0.021283 0.110356 0.030555 0.056534 0.036300 0.019646 0.015576 0.023629 0.003458 0.025195 0.074579 0.067184

0.690913 -1.168746 -0.762456 0.344216 -1.340370 -1.775214 -1.925319 1.187856 0.949840 1.071714 -0.788625 0.925341 -0.681374 -1.475397 1.557563 -1.880316 1.577194 -1.929194 -1.017443 1.651650 -0.159323 0.547011 -0.844200

0.4900 0.2431 0.4462 0.7309 0.1808 0.0766 0.0548 0.2355 0.3427 0.2844 0.4308 0.3553 0.4960 0.1408 0.1201 0.0607 0.1155 0.0544 0.3095 0.0993 0.8735 0.5847 0.3990

Phụ lục 2.1: Biến phụ thuộc ROA

-0.025006 0.013326 -0.031662 0.005921 0.005839 0.001833 0.006153 0.045173 -0.074954 -0.035894 -0.008959 0.001312 0.001996 0.003798 -0.023123 0.057979 0.038170 0.009066 0.000489 -0.001232 -0.001276 0.005694 0.012428 0.039502 0.003883 -0.001817 -0.004295 -0.014456 0.028917 -0.000811 -0.001003 0.004455 0.006766 -0.010587 0.000240 -0.000988 -0.003135 0.006155 0.009904 0.088010 0.008106 0.181795

0.024648 0.021684 0.017057 0.008854 0.010443 0.002443 0.020846 0.060407 0.071425 0.018188 0.011996 0.005228 0.009113 0.002806 0.013236 0.029383 0.043924 0.005039 0.003358 0.007620 0.001564 0.007631 0.020323 0.026371 0.005030 0.000830 0.003306 0.009369 0.035189 0.001713 0.001191 0.010371 0.007845 0.010398 0.000194 0.001870 0.004558 0.053173 0.006939 0.020065 0.110383 0.015791

-1.014526 0.614539 -1.856209 0.668754 0.559154 0.750411 0.295174 0.747798 -1.049404 -1.973522 -0.746833 0.250937 0.219024 1.353418 -1.746995 1.973228 0.868986 1.799271 0.145757 -0.161705 -0.815782 0.746156 0.611525 1.497932 0.771863 -2.190867 -1.299028 -1.542876 0.821763 -0.473111 -0.842337 0.429587 0.862480 -1.018168 1.236494 -0.528415 -0.687734 0.115755 1.427222 4.386153 0.073436 11.51235

0.3109 0.5392 0.0641 0.5040 0.5763 0.4534 0.7680 0.4550 0.2946 0.0491 0.4556 0.8020 0.8267 0.1766 0.0813 0.0491 0.3853 0.0727 0.8842 0.8716 0.4151 0.4560 0.5412 0.1349 0.4406 0.0290 0.1946 0.1236 0.4117 0.6364 0.4001 0.6677 0.3889 0.3092 0.2169 0.5975 0.4920 0.9079 0.1542 0.0000 0.9415 0.0000

BO^2 BO*FO BO*OD BO*CEOD BO*AUD BO*SIZE BO*LEV BO*GROWTH FO FO^2 FO*OD FO*CEOD FO*AUD FO*SIZE FO*LEV FO*GROWTH OD OD^2 OD*CEOD OD*AUD OD*SIZE OD*LEV OD*GROWTH CEOD CEOD*AUD CEOD*SIZE CEOD*LEV CEOD*GROWTH AUD AUD^2 AUD*SIZE AUD*LEV AUD*GROWTH SIZE SIZE^2 SIZE*LEV SIZE*GROWTH LEV LEV^2 LEV*GROWTH GROWTH GROWTH^2 R-squared Adjusted R-squared

0.545782 Mean dependent var 0.478955 S.D. dependent var

0.003092 0.007565 - 7.461834

S.E. of regression

0.005460 Akaike info criterion

0.012970 Schwarz criterion 1930.458 F-statistic 1.965896 Prob(F-statistic)

Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

- 6.913935 8.167033 0.000000

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic Obs*R-squared

3.103455 Prob. F(64,435) 156.7349 Prob. Chi-Square(64)

0.000000 0.000000

Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 10/03/13 Time: 11:50 Sample: 1 500 Included observations: 500 Collinear test regressors dropped from specification

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

Variable C SO SO^2 SO*MO SO*BO SO*FO SO*OD SO*CEOD SO*AUD SO*SIZE SO*LEV SO*GROWTH MO MO^2 MO*BO MO*FO MO*OD MO*CEOD MO*AUD MO*SIZE MO*LEV MO*GROWTH

48.34894 -13.23299 -1.557919 -0.986846 -3.884573 -0.113107 -0.896743 0.812324 0.496509 0.482471 -0.649022 1.232732 -20.08954 -0.962960 -6.518443 -6.807792 -1.929679 0.250026 -1.258370 1.059577 -2.751774 7.434062

2.897656 -2.342810 -1.359198 -0.143189 -0.888591 -0.079142 -1.127888 2.363969 0.761607 2.264078 -0.768784 0.562771 -1.768784 -0.306214 -1.120297 -1.822241 -0.954359 0.155964 -0.517448 2.976979 -1.061198 0.968526

16.68553 5.648340 1.146205 6.891925 4.371610 1.429168 0.795064 0.343627 0.651923 0.213098 0.844219 2.190468 11.35782 3.144729 5.818494 3.735945 2.021964 1.603098 2.431877 0.355923 2.593082 7.675643

0.0039 0.0196 0.1748 0.8862 0.3747 0.9370 0.2600 0.0185 0.4467 0.0241 0.4424 0.5739 0.0776 0.7596 0.2632 0.0691 0.3404 0.8761 0.6051 0.0031 0.2892 0.3333

Phụ lục 2.2: Biến phụ thuộc Tobin Q

-9.054871 4.399072 0.780974 0.449498 -0.316271 0.247386 0.227404 1.473625 2.350995 -23.75608 -1.776495 -0.502614 -0.129829 0.222292 0.915856 -2.242514 5.533862 0.062045 -0.484073 0.802340 -0.064182 0.063261 -1.693770 0.436947 1.402688 0.379730 -0.090995 -0.726328 -3.958645 2.430033 -0.051333 -0.064936 -0.879470 -1.756530 -3.203371 0.049655 0.574139 0.946044 -12.22161 -0.053290 2.297259 -22.43918 3.060547

6.914582 2.536804 2.231716 1.755528 0.911254 1.074815 0.251384 2.145423 6.217123 7.351095 1.871890 1.234652 0.538106 0.937874 0.288808 1.362227 3.024099 4.520676 0.518563 0.345639 0.784261 0.160980 0.785337 2.091628 2.714120 0.517698 0.085379 0.340304 0.964305 3.621653 0.176345 0.122537 1.067384 0.807416 1.070180 0.019937 0.192458 0.469143 5.472521 0.714168 2.065134 11.36064 1.625237

-1.309533 1.734100 0.349943 0.256047 -0.347072 0.230166 0.904605 0.686869 0.378148 -3.231639 -0.949038 -0.407090 -0.241271 0.237016 3.171160 -1.646211 1.829921 0.013725 -0.933490 2.321326 -0.081837 0.392976 -2.156744 0.208903 0.516812 0.733498 -1.065778 -2.134352 -4.105180 0.670973 -0.291095 -0.529935 -0.823950 -2.175496 -2.993301 2.490606 2.983194 2.016535 -2.233268 -0.074618 1.112402 -1.975169 1.883139

0.1910 0.0836 0.7266 0.7980 0.7287 0.8181 0.3662 0.4925 0.7055 0.0013 0.3431 0.6841 0.8095 0.8128 0.0016 0.1004 0.0679 0.9891 0.3511 0.0207 0.9348 0.6945 0.0316 0.8346 0.6056 0.4636 0.2871 0.0334 0.0000 0.5026 0.7711 0.5964 0.4104 0.0301 0.0029 0.0131 0.0030 0.0444 0.0260 0.9406 0.2666 0.0489 0.0603

BO BO^2 BO*FO BO*OD BO*CEOD BO*AUD BO*SIZE BO*LEV BO*GROWTH FO FO^2 FO*OD FO*CEOD FO*AUD FO*SIZE FO*LEV FO*GROWTH OD OD^2 OD*CEOD OD*AUD OD*SIZE OD*LEV OD*GROWTH CEOD CEOD*AUD CEOD*SIZE CEOD*LEV CEOD*GROWTH AUD AUD^2 AUD*SIZE AUD*LEV AUD*GROWTH SIZE SIZE^2 SIZE*LEV SIZE*GROWTH LEV LEV^2 LEV*GROWTH GROWTH GROWTH^2 R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression

0.313470 Mean dependent var 0.212463 S.D. dependent var 0.561989 Akaike info criterion

0.208781 0.633275 1.806069

137.3868 Schwarz criterion -386.5173 F-statistic 1.549261 Prob(F-statistic)

Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

2.353968 3.103455 0.000000

PHỤ LỤC 3: KẾT QUẢ HỒI QUY THEO FEM

Phụ lục 3.1: Kết quả hồi quy theo FEM – Biến phụ thuộc ROA

Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Dependent Variable: ROA Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500

0.133056 0.028735 4.630447 0.0000 0.087798 0.051663 1.699437 0.0900 0.020781 0.042254 0.491816 0.6231 0.116863 0.035145 3.325188 0.0010 0.049327 0.019451 2.535992 0.0116 -0.002077 0.008972 -0.231442 0.8171 0.001133 0.010833 0.104604 0.9167 -0.005404 0.003931 -1.374626 0.1700 -0.109250 0.023277 -4.693363 0.0000 0.285588 0.078021 3.660404 0.0003 0.215764 0.104335 2.067983 0.0393

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

Variable SO MO BO FO OD CEOD AUD SIZE LEV GROWTH C

R-squared Adjusted R-squared

S.E. of regression 0.046296 Akaike info criterion

Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

0.757321 Mean dependent var 0.090495 0.689495 S.D. dependent var 0.083083 - 3.115971 - 2.188757 11.16569 0.000000 0.835905 Schwarz criterion 888.9928 F-statistic 1.877231 Prob(F-statistic)

Phụ lục 3.2: Kết quả hồi quy mô theo FEM – Biến phụ thuộc Tobin Q

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

Dependent Variable: TOBINQ Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500 0.614765 0.180718 3.401796 -0.254335 0.404699 -0.628454 0.568928 0.292273 1.946559 0.796114 0.232896 3.418318 0.350378 0.140229 2.498607 0.147941 0.061696 2.397924 0.034290 0.083496 0.410686 0.009417 0.028994 0.324792 -0.119873 0.149516 -0.801737 0.947157 0.247693 3.823922 0.291017 0.756984 0.384442 0.505484 Mean dependent var 0.367273 S.D. dependent var 0.408867 Akaike info criterion 65.19725 Schwarz criterion -200.1716 F-statistic 1.564131 Prob(F-statistic) Variable SO MO BO FO OD CEOD AUD SIZE LEV GROWTH C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Prob. 0.0007 0.5301 0.0523 0.0007 0.0129 0.0170 0.6815 0.7455 0.4232 0.0002 0.7009 1.093070 0.514013 1.240686 2.167900 3.657340 0.000000

PHỤ LỤC 4: KẾT QUẢ HỒI QUY THEO REM

Phụ lục 4.1: Kết quả hồi quy theo REM – Biến phụ thuộc ROA

Dependent Variable: ROA Method: Panel EGLS (Cross-section random effects) Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500 Swamy and Arora estimator of component variances Coefficien

t-Statistic

Effects Specification

t Std. Error 0.122833 0.015438 7.956481 0.050214 0.036209 1.386789 -0.003687 0.027143 -0.135827 0.130668 0.021506 6.076038 0.061582 0.012833 4.798675 -0.001493 0.005924 -0.251958 0.004346 0.008387 0.518157 -0.004684 0.002672 -1.752938 -0.115422 0.014230 -8.110933 0.311530 0.027486 11.33417 0.190435 0.068856 2.765692

Weighted Statistics

S.D. 0.031991 0.046296 0.461672 Mean dependent var

Unweighted Statistics

Variable SO MO BO FO OD CEOD AUD SIZE LEV GROWTH C Cross-section random Idiosyncratic random R-squared Adjusted R-squared 0.450663 S.D. dependent var 0.047303 Sum squared resid S.E. of regression 41.93675 Durbin-Watson stat F-statistic 0.000000 Prob(F-statistic) 0.511944 Mean dependent var 1.681103 Durbin-Watson stat R-squared Sum squared resid Prob. 0.0000 0.1661 0.8920 0.0000 0.0000 0.8012 0.6046 0.0802 0.0000 0.0000 0.0059 Rho 0.3232 0.6768 0.049169 0.063821 1.094155 1.388940 0.090495 0.904000

Phụ lục 4.2: Kết quả hồi quy theo REM – Biến phụ thuộc Tobin Q

Dependent Variable: TOBINQ Method: Panel EGLS (Cross-section random effects) Date: 10/23/13 Time: 03:32 Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500 Swamy and Arora estimator of component variances Coefficien

t-Statistic

Effects Specification

t Std. Error 0.454364 0.125196 3.629236 -0.464335 0.295980 -1.568806 0.406113 0.224180 1.811551 0.840560 0.177332 4.740036 0.294786 0.105755 2.787448 0.163482 0.049306 3.315673 0.052028 0.070810 0.734759 0.020987 0.022042 0.952124 -0.179250 0.118142 -1.517240 1.106917 0.240801 4.596805 0.021927 0.565351 0.038784

Weighted Statistics

S.D. 0.210685 0.408867

Unweighted Statistics

Variable SO MO BO FO OD CEOD AUD SIZE LEV GROWTH C Cross-section random Idiosyncratic random R-squared 0.174066 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.157175 S.D. dependent var 0.410325 Sum squared resid S.E. of regression 10.30567 Durbin-Watson stat F-statistic 0.000000 Prob(F-statistic) 0.207657 Mean dependent var 104.4629 Durbin-Watson stat R-squared Sum squared resid Prob. 0.0003 0.1173 0.0707 0.0000 0.0055 0.0010 0.4628 0.3415 0.1299 0.0000 0.9691 Rho 0.2098 0.7902 0.716459 0.446950 82.33122 1.251593 1.093070 0.986428

PHỤ LỤC 5: Kiểm định Hausman

Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: Untitled Test cross-section random effects

Test Summary

59.421755

0.0000

Cross-section random

Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f.

Prob.

Phụ lục 5.1: Kiểm định Hausman – Biến phụ thuộc ROA

Phụ lục 5.2: Kiểm định Hausman – Biến phụ thuộc Tobin Q

Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: Untitled Test cross-section random effects

Test Summary

52.528129

0.0000

Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f.

Prob.

Cross-section random

PHỤ LỤC 6: KIỂM ĐỊNH LIKELIHOOD RATIO

Phục lục 6.1: Kiểm định Likelihood Ratio –ROA là biến phụ thuộc

Redundant Fixed Effects Tests Equation: Untitled Test cross-section and period fixed effects

Effects Test d.f. Statistic

(99,386) 99 (4,386) 4 (103,386) 3.903304 346.850107 1.838249 9.435025 3.816853 Prob. 0.0000 0.0000 0.1207 0.0511 0.0000

Cross-section F Cross-section Chi-square Period F Period Chi-square Cross-Section/Period F Cross-Section/Period Chi- square 103

351.174039 0.0000

Phục lục 6.2: Kiểm định Likelihood Ratio –Tobin Q là biến phụ thuộc

Redundant Fixed Effects Tests Equation: Untitled Test cross-section and period fixed effects

Effects Test Statistic d.f. Prob.

3.032182 287.655663 26.145314 119.876779 3.857259 (99,386) 0.0000 99 0.0000 (4,386) 0.0000 4 0.0000 (103,386) 0.0000

Cross-section F Cross-section Chi-square Period F Period Chi-square Cross-Section/Period F Cross-Section/Period Chi- square 103 0.0000

353.837692

PHỤ LỤC 7: KẾT QUẢ HỒI QUY THEO PHƢƠNG PHÁP FEM

Phụ lục 7.1: Kết quả hồi quy biến sở hữu nhà nƣớc với ROA

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

Dependent Variable: ROA Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500 0.117551 0.018278 6.431420 0.000971 0.003033 0.320183 -0.129545 0.016256 -7.969214 0.290917 0.028897 10.06754 0.097799 0.082641 1.183422 0.736395 Mean dependent var 0.667831 S.D. dependent var 0.047884 Akaike info criterion 0.907984 Schwarz criterion 868.3148 F-statistic 1.755487 Prob(F-statistic) Variable SO SIZE LEV GROWTH C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Prob. 0.0000 0.7490 0.0000 0.0000 0.2374 0.090495 0.083083 -3.057259 -2.180621 10.74027 0.000000

Phụ lục 7.2: Kết quả hồi quy biến sở hữu thành viên BGĐ với ROA

Dependent Variable: ROA Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500

Coefficien

t-Statistic Prob.

Variable MO SIZE t Std. Error -0.012558 0.034540 -0.363583 0.000149 0.003244 0.046064 0.7164 0.9633

0.0000 0.0000 0.0893

Effects Specification

-0.131542 0.017078 -7.702357 LEV 0.291180 0.030392 9.580754 GROWTH 0.149365 0.087692 1.703298 C Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.708958 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.633258 S.D. dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 1.740373 Prob(F-statistic) 0.090495 0.083083 0.050314 Akaike info criterion -2.958243 -2.081605 1.002491 Schwarz criterion 9.365320 843.5608 F-statistic 0.000000

Phụ lục 7.3: Kết quả hồi quy biến sở hữu thành viên HĐQT với ROA

Dependent Variable: ROA Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500

Coefficien

Prob. t-Statistic

0.4302 0.9893 0.0000 0.0000 0.0756

Effects Specification

t Std. Error Variable -0.019593 0.024813 -0.789617 BO 4.29E-05 0.003184 0.013474 SIZE -0.131005 0.017083 -7.668516 LEV 0.291866 0.030380 9.607031 GROWTH 0.153707 0.086292 1.781232 C Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.709318 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.633712 S.D. dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 1.740662 Prob(F-statistic) 0.090495 0.083083 0.050283 Akaike info criterion -2.959483 -2.082844 1.001249 Schwarz criterion 9.381704 843.8707 F-statistic 0.000000

Phụ lục 7.4: Kết quả hồi quy biến sở hữu nƣớc ngoài với ROA

Dependent Variable: ROA Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500

Coefficien Prob.

t-Statistic

0.0007 0.2944 0.0000 0.0000 0.0108

Effects Specification

t Std. Error 0.093373 0.027248 3.426799 -0.003451 0.003287 -1.049852 -0.111285 0.017846 -6.235885 0.291176 0.029928 9.729179 0.223987 0.087445 2.561461 Cross-section fixed (dummy variables)

Variable FO SIZE LEV GROWTH C R-squared Adjusted R-squared 0.643701 S.D. dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 1.758420 Prob(F-statistic) 0.717246 Mean dependent var 0.090495 0.083083 0.049593 Akaike info criterion -2.987132 -2.110494 0.973944 Schwarz criterion 9.752508 850.7831 F-statistic 0.000000

Phụ lục 7.5: Kết quả hồi quy biến sở hữu nhà nƣớc với Tobin Q

Dependent Variable: TOBINQ Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Variable SO SIZE 0.503785 0.160411 3.140581 0.048384 0.026615 1.817931 Prob. 0.0018 0.0698

Effects Specification

0.1332 0.0001 0.7243

1.093070 0.514013 1.286863 2.163502 3.403038 0.000000

LEV GROWTH C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat -0.214681 0.142666 -1.504783 1.020376 0.253607 4.023458 -0.256014 0.725283 -0.352984 Cross-section fixed (dummy variables) 0.469534 Mean dependent var 0.331559 S.D. dependent var 0.420248 Akaike info criterion 69.93698 Schwarz criterion -217.7159 F-statistic 1.538279 Prob(F-statistic)

Phụ lục 7.6: Kết quả hồi quy biến sở hữu thành viên BGĐ với Tobin Q

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

Dependent Variable: TOBINQ Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500 -0.131756 0.291985 -0.451243 0.046293 0.027426 1.687902 -0.222886 0.144372 -1.543826 1.024495 0.256924 3.987533 -0.069737 0.741316 -0.094073 0.456601 Mean dependent var 0.315262 S.D. dependent var 0.425340 Akaike info criterion 71.64207 Schwarz criterion -223.7379 F-statistic Variable MO SIZE LEV GROWTH C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Prob. 0.6521 0.0922 0.1234 0.0001 0.9251 1.093070 0.514013 1.310951 2.187590 3.230542

Durbin-Watson stat 1.531308 Prob(F-statistic) 0.000000

Phụ lục 7.7: Kết quả hồi quy biến sở hữu thành viên HĐQT với Tobin Q

Dependent Variable: TOBINQ Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500

Coefficien

Prob. t-Statistic

0.5681 0.1101 0.1168 0.0001 0.9963

Effects Specification

t Std. Error Variable 0.119909 0.209861 0.571374 BO 0.043117 0.026926 1.601300 SIZE -0.227120 0.144484 -1.571933 LEV 1.012283 0.256944 3.939697 GROWTH -0.003370 0.729824 -0.004618 C Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.456769 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.315474 S.D. dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 1.531390 Prob(F-statistic) 1.093070 0.514013 0.425274 Akaike info criterion 1.310641 2.187280 71.61986 Schwarz criterion 3.232735 -223.6604 F-statistic 0.000000

Phụ lục 7.8: Kết quả hồi quy biến sở hữu nƣớc ngoài với Tobin Q

Dependent Variable: TOBINQ Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500

Std. Error

Coefficient t-Statistic

0.766482 0.016215 -0.056729 1.023359 0.555584 0.230561 3.324419 0.027811 0.583045 0.151004 -0.375680 0.253239 4.041082 0.739922 0.750869

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

0.471083 Mean dependent var 0.333511 S.D. dependent var 0.419634 Akaike info criterion 69.73277 Schwarz criterion -216.9848 F-statistic 1.541099 Prob(F-statistic)

Variable FO SIZE LEV GROWTH C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Prob. 0.0010 0.5602 0.7074 0.0001 0.4532 1.093070 0.514013 1.283939 2.160578 3.424262 0.000000

Phụ lục 7.9: Kết quả hồi quy biến tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập với ROA

Dependent Variable: ROA Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500

Coefficien

t-Statistic t Std. Error Prob.

0.016334 3.669647 0.003135 -0.246267 0.016869 -8.139170 0.029872 9.649766 0.084916 1.850927 0.0003 0.8056 0.0000 0.0000 0.0649

Effects Specification

Variable 0.059941 OD -0.000772 SIZE -0.137297 LEV 0.288259 GROWTH 0.157174 C Cross-section fixed (dummy variables) 0.718436 Mean dependent var R-squared Adjusted R-squared 0.645200 S.D. dependent var 0.090495 0.083083

0.049488 Akaike info criterion 0.969845 Schwarz criterion 851.8375 F-statistic

S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 1.745623 Prob(F-statistic) -2.991350 -2.114711 9.809978 0.000000

Phụ lục 7.10: Kết quả hồi quy biến kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT và CEO với

ROA

Dependent Variable: ROA Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500

Coefficien

t-Statistic t Std. Error

0.007023 -0.243792 0.003195 -0.003237 0.017132 -7.662123 0.030430 9.568829 0.086529 1.774719

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables) 0.708904 Mean dependent var

0.050319 Akaike info criterion 1.002675 Schwarz criterion 843.5149 F-statistic

Variable CEOD -0.001712 SIZE -1.03E-05 LEV -0.131270 GROWTH 0.291178 C 0.153564 R-squared Adjusted R-squared 0.633190 S.D. dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 1.739980 Prob(F-statistic) Prob. 0.8075 0.9974 0.0000 0.0000 0.0767 0.090495 0.083083 -2.958060 -2.081421 9.362894 0.000000

Phụ lục 7.11: Kết quả hồi quy biến số lƣợng thành viên BKS với ROA

Dependent Variable: ROA Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012

t-Statistic Prob. 0.391312 0.6958 -0.101059 0.9196 -7.715873 0.0000 9.580746 0.0000 1.717405 0.0867

Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500 Coefficient Std. Error Variable 0.003923 0.010024 AUD -0.000328 0.003244 SIZE -0.131882 0.017092 LEV 0.290972 0.030370 GROWTH 0.149910 0.087288 C Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) 0.708973 R-squared Adjusted R-squared 0.633277 S.E. of regression 0.050313 Sum squared resid 1.002438 843.5740 Log likelihood Durbin-Watson stat 1.742521 Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.090495 0.083083 -2.958296 -2.081658 9.366018 0.000000

Phụ lục 7.12: Kết quả hồi quy biến tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập với Tobin Q

Dependent Variable: TOBINQ Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500

Coefficien

t-Statistic

Effects Specification

t Std. Error 0.343903 0.139357 2.467789 0.039910 0.026749 1.492040 -0.256176 0.143917 -1.780028 1.005441 0.254857 3.945124 0.001660 0.724470 0.002291 Cross-section fixed (dummy variables) Variable OD SIZE LEV GROWTH C Prob. 0.0140 0.1365 0.0758 0.0001 0.9982

0.422215 Akaike info criterion 70.59327 Schwarz criterion -220.0510 F-statistic

R-squared 0.464556 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.325286 S.D. dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 1.550454 Prob(F-statistic) 1.093070 0.514013 1.296204 2.172842 3.335657 0.000000

Phụ lục 7.13: Kết quả hồi quy biến kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT và CEO với

Tobin Q

Dependent Variable: TOBINQ Method: Panel Least Squares Date: 10/13/13 Time: 15:04 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500

Coefficien

t-Statistic

Effects Specification

0.423465 Akaike info criterion 71.01168 Schwarz criterion -221.5283 F-statistic

t Std. Error Variable 0.114007 0.059103 1.928949 CEOD 0.039173 0.026890 1.456782 SIZE -0.245401 0.144178 -1.702067 LEV 0.987452 0.256085 3.855955 GROWTH 0.081891 0.728191 0.112458 C Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.461382 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.321287 S.D. dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 1.535385 Prob(F-statistic) Prob. 0.0545 0.1460 0.0895 0.0001 0.9105 1.093070 0.514013 1.302113 2.178752 3.293350 0.000000

Phụ lục 7.14: Kết quả hồi quy biến số lƣợng thành viên BKS với Tobin Q

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

Dependent Variable: TOBINQ Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500 Prob. 0.8758 0.013255 0.084762 0.156383 0.1174 0.043041 0.027428 1.569266 0.1212 -0.224440 0.144529 -1.552909 0.0001 1.020360 0.256806 3.973272 0.9696 -0.028107 0.738092 -0.038080 1.093070 0.456355 Mean dependent var 0.314952 S.D. dependent var 0.514013 0.425436 Akaike info criterion 1.311404 2.188042 71.67448 Schwarz criterion 3.227342 -223.8509 F-statistic 0.000000 1.531593 Prob(F-statistic) Variable AUD SIZE LEV GROWTH C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

Phụ lục 7.15: Kết quả hồi quy mô hình tổng thể – Biến phụ thuộc ROA

Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Dependent Variable: ROA Method: Panel Least Squares Sample: 2008 2012 Cross-sections included: 100 Total panel (balanced) observations: 500 Variable SO 0.133056 0.028735 4.630447 0.0000

0.087798 0.051663 1.699437 0.0900 0.020781 0.042254 0.491816 0.6231 0.116863 0.035145 3.325188 0.0010 0.049327 0.019451 2.535992 0.0116 -0.002077 0.008972 -0.231442 0.8171 0.001133 0.010833 0.104604 0.9167 -0.005404 0.003931 -1.374626 0.1700 -0.109250 0.023277 -4.693363 0.0000 0.285588 0.078021 3.660404 0.0003 0.215764 0.104335 2.067983 0.0393

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

MO BO FO OD CEOD AUD SIZE LEV GROWTH C

R-squared Adjusted R-squared

S.E. of regression 0.046296 Akaike info criterion

Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

0.757321 Mean dependent var 0.090495 0.689495 S.D. dependent var 0.083083 - 3.115971 - 2.188757 11.16569 0.000000 0.835905 Schwarz criterion 888.9928 F-statistic 1.877231 Prob(F-statistic)

Phụ lục 7.16: Kết quả hồi quy mô hình tổng thể – Biến phụ thuộc Tobin Q

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

AUD SIZE LEV GROWTH C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.034290 0.083496 0.410686 0.009417 0.028994 0.324792 -0.119873 0.149516 -0.801737 0.947157 0.247693 3.823922 0.291017 0.756984 0.384442 0.505484 Mean dependent var 0.367273 S.D. dependent var 0.408867 Akaike info criterion 65.19725 Schwarz criterion -200.1716 F-statistic 1.964131 Prob(F-statistic) 0.6815 0.7455 0.4232 0.0002 0.7009 1.093070 0.514013 1.240686 2.167900 3.657340 0.000000