Luận văn Thạc sĩ: Ảnh hưởng của Hội đồng Quản trị và quản lý rủi ro lên hiệu suất sử dụng tài sản doanh nghiệp tài chính tại Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC & ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM

TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP. HỒ CHÍ MINH

------------------------------

TRẦN NGỌC THANH THỦY

ẢNH HƯỞNG CỦA ĐẶC ĐIỂM HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ VÀ

QUẢN LÝ RỦI RO LÊN HIỆU SUẤT SỬ DỤNG TÀI SẢN

CỦA DOANH NGHIỆP TRONG LĨNH VỰC TÀI CHÍNH

TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SỸ

NGÀNH: QUẢN TRỊ KINH DOANH

MÃ NGÀNH: 8 34 01 01

THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH, 2025

BỘ GIÁO DỤC & ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM

TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP. HỒ CHÍ MINH

------------------------------

TRẦN NGỌC THANH THỦY

ẢNH HƯỞNG CỦA ĐẶC ĐIỂM HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ VÀ

QUẢN LÝ RỦI RO LÊN HIỆU SUẤT SỬ DỤNG TÀI SẢN

CỦA DOANH NGHIỆP TRONG LĨNH VỰC TÀI CHÍNH

TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SỸ

NGÀNH: QUẢN TRỊ KINH DOANH

MÃ NGÀNH: 8 34 01 01

GVHD

TS. LÊ NGUYÊN HOÀNG

THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH, 2025

LỜI CAM KẾT

Tôi xin cam kết rằng luận văn “Ảnh hưởng của đặc điểm hội đồng quản

trị và quản lý rủi ro lên hiệu suất sử dụng tài sản của doanh nghiệp trong lĩnh

vực tài chính tại Việt Nam” là công trình nghiên cứu của riêng tôi, được thực hiện

dưới sự hướng dẫn của Tiến sĩ Lê Nguyên Hoàng sau một quá trình nghiên cứu

nghiêm túc.

Kết quả nghiên cứu trong luận văn là trung thực và không sao chép từ bất kỳ

công trình nghiên cứu nào đã công bố, ngoại trừ những nội dung được trích dẫn đầy

đủ trong luận văn.

Tôi xin chịu hoàn toàn trách nhiệm về cam kết của mình.

Tp. HCM, ngày …… tháng …… năm 2025

Tác giả

Trần Ngọc Thanh Thủy

LỜI CẢM ƠN

Để hoàn thành luận văn này, tôi xin bày tỏ lòng biết ơn sâu sắc tới các giảng

viên Trường Đại học Ngân hàng TP. Hồ Chí Minh, đặc biệt là các thầy cô Khoa

Quản trị kinh doanh, những người đã tận tình giảng dạy và truyền đạt cho tôi nhiều

kiến thức quý báu trong suốt hai năm học tập. Tôi tin rằng những kinh nghiệm và

kiến thức có được sẽ là hành trang vô cùng giá trị, giúp tôi phát triển bản thân trong

tương lai.

Đồng thời, tôi xin gửi lời tri ân chân thành đến Tiến sĩ Lê Nguyên Hoàng,

người đã tận tình hướng dẫn, hỗ trợ và tạo điều kiện thuận lợi nhất để tôi có thể

hoàn thành luận văn thạc sỹ.

Bên cạnh đó, tôi cũng muốn gửi lời cảm ơn đến gia đình và bạn bè, những

người đã luôn động viên, hỗ trợ tôi trong suốt quá trình thực hiện luận văn.

Do hạn chế về mặt kiến thức và thời gian, luận văn không thể tránh khỏi

những thiếu sót. Tôi rất mong nhận được những ý kiến đóng góp và phản hồi từ

thầy cô và các nhà nghiên cứu để có thể hoàn thiện hơn nội dung nghiên cứu, đồng

thời tạo tiền đề vững chắc cho những nghiên cứu tiếp theo.

Trân trọng cảm ơn!

Tp. HCM, ngày …… tháng …… năm 2025

Tác giả

Trần Ngọc Thanh Thủy

iii

TÓM TẮT

Hội đồng quản trị và quản lý rủi ro đóng vai trò then chốt trong việc nâng

cao hiệu quả sử dụng tài sản của doanh nghiệp, đặc biệt trong lĩnh vực tài chính.

Một hội đồng quản trị hoạt động hiệu quả kết hợp với chiến lược quản lý rủi ro phù

hợp không chỉ giúp tối ưu hóa hoạt động kinh doanh mà còn góp phần duy trì tính

minh bạch và sự phát triển bền vững của doanh nghiệp.

Nghiên cứu này phân tích tác động của các đặc điểm hội đồng quản trị và

chiến lược quản lý rủi ro đến hiệu suất sử dụng tài sản của 84 doanh nghiệp tài

chính tại Việt Nam trong giai đoạn 2010-2023. Phương pháp định lượng được áp

dụng thông qua các mô hình hồi quy dữ liệu bảng như Pooled OLS, FEM, REM và

FGLS để kiểm tra các giả thuyết nghiên cứu.

Phân tích cho thấy quy mô hội đồng quản trị tác động tiêu cực đến hiệu quả

sử dụng tài sản, trái lại, tỷ lệ thành viên độc lập và việc tách bạch chức danh Chủ

tịch Hội đồng Quản trị và CEO lại mang lại hiệu quả tích cực. Đáng chú ý, quản lý

rủi ro ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả sử dụng tài sản, cho thấy sự cần thiết của

việc cân bằng giữa kiểm soát rủi ro và tối đa hóa lợi nhuận. Cuối cùng, các yếu tố

kiểm soát như quy mô, tuổi đời doanh nghiệp và tỷ lệ nợ cũng tác động đáng kể đến

hiệu quả sử dụng tài sản.

Những phát hiện này mang lại giá trị thực tiễn cho các nhà hoạch định chính

sách, cổ đông và ban lãnh đạo doanh nghiệp trong việc nâng cao hiệu quả quản trị

doanh nghiệp và quản lý rủi ro. Qua đó, giúp cải thiện hiệu suất sử dụng tài sản và

thúc đẩy sự phát triển bền vững của ngành tài chính tại Việt Nam.

ABSTRACT

The board of directors and risk management play a crucial role in enhancing

asset utilization efficiency, particularly in the financial sector. Establishing an

effective board structure along with appropriate risk management strategies not only

optimizes business operations but also ensures transparency and sustainability for

enterprises.

This thesis analyzes the impact of board characteristics and risk management

practices on asset utilization efficiency in 84 financial enterprises in Vietnam from

2010 to 2023. The study employs a quantitative research approach using panel data

regression models such as Pooled OLS, FEM, REM, and FGLS to test the research

hypotheses.

The empirical results indicate that board size has a negative impact on asset

utilization efficiency, whereas board independence and CEO duality have a positive

influence. Additionally, risk management shows a significant negative effect on

asset utilization efficiency, emphasizing the need to balance risk control and

profitability. Furthermore, control variables such as firm size, firm age, and debt

ratio also significantly affect asset utilization efficiency.

These findings provide valuable implications for policymakers, shareholders,

and corporate executives in improving corporate governance and risk management.

By implementing appropriate governance structures and risk management

strategies, financial enterprises in Vietnam can enhance their asset utilization

efficiency and ensure sustainable development in the financial sector.

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

Số thứ tự Tên viết Tên đầy đủ tắt

Board Independence (Tỷ lệ thành viên độc lập BIND 1 trong HĐQT)

Board Ownership (Quyền sở hữu của hội BO 2 đồng quản trị)

BS Board Size (Quy mô hội đồng quản trị) 3

CEO Duality (Chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm CEOD 4 CEO)

DEBT Debt Ratio (Tỷ lệ nợ) 5

D_FSIZE Firm Size (Quy mô công ty) 6

D_TCEO CEO Tenure (Thời gian đảm nhiệm của CEO) 7

Fixed Effects Model (Mô hình tác động cố FEM 8 định)

Feasible Generalized Least Squares (Bình FGLS 9 phương nhỏ nhất tổng quát khả thi)

Gross Domestic Product (Tổng sản phẩm GDP 10 quốc nội)

Generalized Method of Moments (Phương GMM 11 pháp Moment tổng quát)

HĐQT Hội đồng quản trị 12

IV Instrumental Variables (Biến công cụ) 13

Levin-Lin-Chu test (Kiểm định Levin-Lin- LLC 14 Chu)

Ordinary Least Squares (Bình phương nhỏ OLS 15 nhất thông thường)

Principal Component Analysis (Phân tích PCA 16 thành phần chính)

Random Effects Model (Mô hình tác động REM 17 ngẫu nhiên)

RM Risk Management (Quản lý rủi ro) 18

Return on Assets (Tỷ suất lợi nhuận trên tài ROA 19 sản)

Return on Equity (Tỷ suất lợi nhuận trên vốn ROE 20 chủ sở hữu)

TCEO CEO Tenure (Thời gian đảm nhiệm của CEO) 21

Variance Inflation Factor (Hệ số phóng đại VIF 22 phương sai)

vii

MỤC LỤC

TÓM TẮT .............................................................................................................. i

ABSTRACT ......................................................................................................... iv

LỜI CAM KẾT ...................................................................................................... i

LỜI CẢM ƠN ....................................................................................................... ii

MỤC LỤC .............................................................................................................. v

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT ...................................................................... v

DANH MỤC HÌNH VÀ BẢNG .......................................................................... xi

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU ....................................... 1

1.1. ĐẶT VẤN ĐỀ ............................................................................................... 1

1.2. TÍNH CẤP THIẾT CỦA ĐỀ TÀI .............................................................. 3

1.3. MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU VÀ CÂU HỎI NGHIÊN CỨU .................... 5

1.3.1. Mục tiêu tổng quát ................................................................................... 5

1.3.2. Mục tiêu cụ thể ........................................................................................ 6

1.3.3. Câu hỏi nghiên cứu ................................................................................. 6

1.4. ĐỐI TƯỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU ........................................... 6

1.5. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ............................................................... 7

1.6. NHỮNG ĐÓNG GÓP MỚI CỦA NGHIÊN CỨU ................................... 8

1.6.1. Khoảng trống nghiên cứu ....................................................................... 8

1.6.2. Đóng góp của đề tài ................................................................................. 9

1.7. QUY TRÌNH NGHIÊN CỨU ................................................................... 11

1.8. KẾT CẤU LUẬN VĂN .............................................................................. 12

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CƠ SỞ LÝ THUYẾT ......................................... 14

viii

2.1. NHỮNG KHÁI NIỆM QUAN TRỌNG .................................................. 14

2.1.1. Hội đồng quản trị .................................................................................. 14

2.1.2. Quản trị doanh nghiệp .......................................................................... 15

2.1.3. Quản lý rủi ro ......................................................................................... 15

2.2. CÁC MÔ HÌNH LÝ THUYẾT LIÊN QUAN ......................................... 17

2.2.1. Lý thuyết đại diện (Agency theory) ....................................................... 17

2.2.2. Lý thuyết quản lý (Stewardship theory) ................................................ 18

2.2.3. Lý thuyết các bên liên quan (Stakeholder Theory) .............................. 19

2.2.4. Lý thuyết người quản lý tận tâm (Servant Leadership Theory) .......... 20

2.3. CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC LIÊN QUAN CHỦ ĐỀ .......................... 21

2.4. XÂY DỰNG CÁC GIẢ THUYẾT VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU ĐỀ

XUẤT ..................................................................................................................... 30

2.4.1. Giả thuyết nghiên cứu ........................................................................... 30

2.4.2. Mô hình nghiên cứu đề xuất ................................................................. 38

2.5. TÓM TẮT CHƯƠNG 2 ............................................................................. 41

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU............................................... 42

3.1. QUY TRÌNH NGHIÊN CỨU ................................................................... 42

3.2. THU THẬP DỮ LIỆU ............................................................................... 43

3.3. MÔ TẢ BIẾN.............................................................................................. 44

3.3.1. Biến phụ thuộc ....................................................................................... 44

3.3.2. Biến độc lập ............................................................................................ 45

3.3.3. Biến kiểm soát ........................................................................................ 47

3.4. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ............................................................. 50

3.5. TÓM TẮT CHƯƠNG 3 ............................................................................. 52

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN .......................... 53

4.1. XỬ LÝ DỮ LIỆU BỊ THIẾU .................................................................... 53

4.2. KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA DỮ LIỆU ........................................... 55

4.3. THỐNG KÊ MÔ TẢ .................................................................................. 57

4.4. PHÂN TÍCH TƯƠNG QUAN .................................................................. 60

4.5. KẾT QUẢ HỒI QUY ................................................................................. 63

4.5.1. Lựa chọn mô hình hồi quy .................................................................... 68

4.5.2. Kết quả hồi quy với phương pháp FGLS .............................................. 74

4.5.3. Cơ chế tác động gián tiếp thông qua quản trị rủi ro ............................ 78

4.6. TÓM TẮT CHƯƠNG 4 ............................................................................. 81

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ ........................................ 82

5.1. KẾT LUẬN ................................................................................................. 82

5.2. HÀM Ý QUẢN TRỊ ................................................................................... 84

5.2.1. Hàm ý đối với doanh nghiệp tài chính ................................................. 84

5.2.2. Hàm ý đối với nhà quản lý và cơ quan chức năng .............................. 86

5.3. HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI VÀ HƯỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO . 87

5.3.1. Hạn chế của đề tài ................................................................................. 87

5.3.2. Hướng nghiên cứu tiếp theo ................................................................. 88

TÀI LIỆU THAM KHẢO ................................................................................... 90

PHỤ LỤC ........................................................................................................... 102

Phụ lục 1: Xử lý dữ liệu bị thiếu ....................................................................... 102

Phụ lục 2: Kiểm định tính dừng ....................................................................... 106

Phụ lục 3: Thống kê mô tả ................................................................................ 108

Phụ lục 4: Kết quả hồi quy các mô hình Pooled OLS, FEM, REM .............. 109

Phụ lục 5: Các kiểm định lựa chọn mô hình Pooled OLS, FEM, REM ....... 112

Phụ lục 6: Kết quả hồi quy FGLS .................................................................... 117

Phụ lục 7: Kết quả quét đạo văn ...................................................................... 118

DANH MỤC HÌNH VÀ BẢNG

Bảng 2.1. Bảng tổng hợp các nghiên cứu trước có liên quan ................................ 29

Bảng 3.1. Giải thích các biến được sử dụng trong nghiên cứu ............................. 49

Bảng 4.1. Thống kê mô tả số lượng quan sát có giá trị bị thiếu ............................ 54

Bảng 4.2. Kết quả kiểm định tính dừng ................................................................. 57

Bảng 4.3. Thống kê mô tả ...................................................................................... 60

Bảng 4.4. Ma trận hệ số tương quan ...................................................................... 60

Bảng 4.5. Tổng hợp kết quả hồi quy từ các mô hình ............................................ 64

Bảng 4.6. Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến ............................................................ 70

Bảng 4.7. Kết quả kiểm tra phương sai sai số thay đổi ......................................... 71

Bảng 4.8. Kết quả kiểm tra tự tương quan ............................................................ 72

Bảng 4.9. Kết quả hồi quy FGLS .......................................................................... 75

Bảng 4.10. Tóm tắt kết quả kiểm định giả thuyết ................................................. 78

Hình 2.1. Mô hình nghiên cứu ............................................................................... 40

Hình 3.1. Mô hình nghiên cứu ............................................................................... 40

Hình 4.1. Sơ đồ mô phỏng mối quan hệ trung gian............................................... 80

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU

1.1. ĐẶT VẤN ĐỀ

Phân tích tác động của cấu trúc hội đồng quản trị và quản lý rủi ro lên hiệu

quả sử dụng tài sản trong lĩnh vực tài chính ngày càng trở nên cần thiết trong bối

cảnh hệ thống tài chính hiện đại. Ngành tài chính, toàn cầu và Việt Nam, đóng vai

trò trung tâm trong tăng trưởng kinh tế, phân bổ vốn và ổn định tài chính. Sự mở

rộng và phức tạp của hệ thống tài chính đòi hỏi quản trị hiệu quả để đảm bảo sự

phát triển bền vững và minh bạch của các tổ chức tài chính (Hong và Ngan, 2023).

Tuy nhiên, sau hàng loạt vụ bê bối doanh nghiệp và khủng hoảng tài chính toàn cầu,

thường có liên quan đến những lỗ hổng trong quản trị và quản lý rủi ro kém hiệu

quả, các tổ chức tài chính ngày càng chịu áp lực trong việc củng cố hệ thống quản

trị nội bộ của mình (Hong và Ngan, 2023). Thực trạng này đặc biệt đáng chú ý tại

các nền kinh tế mới nổi như Việt Nam, nơi mà lĩnh vực tài chính phát triển nhanh

chóng nhưng khuôn khổ quản trị vẫn đang trong quá trình hoàn thiện.

Sự phát triển vượt bậc của hệ thống tài chính Việt Nam, gồm các ngân hàng

thương mại, công ty dịch vụ tài chính và bảo hiểm, là hệ quả của cải cách kinh tế,

dòng vốn đầu tư quốc tế dồi dào và sự nở rộ của tầng lớp trung lưu. Tuy nhiên, tốc

độ tăng trưởng nhanh chóng này đặt ra nhiều thách thức, như biến động thị trường,

điều chỉnh pháp lý liên tục và cạnh tranh khốc liệt. Để đối phó, các cơ quan quản lý

nhà nước, điển hình là Ngân hàng Nhà nước Việt Nam và Bộ Tài chính, đã chủ

động ban hành các chính sách nhằm nâng cao năng lực quản trị doanh nghiệp

(Trung, 2022).

Từ năm 2017, việc áp dụng Thông tư 41/2016/TT-NHNN về tỷ lệ an toàn

vốn tối thiểu (CAR) theo chuẩn Basel II đã buộc các tổ chức tài chính phải tăng

cường quản lý rủi ro và duy trì nguồn vốn dự phòng tương xứng. Thông tư

13/2018/TT-NHNN tiếp tục thắt chặt quản lý rủi ro tín dụng, với yêu cầu xây dựng

hệ thống xếp hạng tín dụng nội bộ và phân loại khách hàng theo mức độ rủi ro. Luật

Các Tổ chức Tín dụng (sửa đổi 2017) cũng đặt ra các tiêu chuẩn nghiêm ngặt hơn

về quản trị doanh nghiệp, đòi hỏi hội đồng quản trị các ngân hàng phải có tính độc

lập và chuyên môn cao hơn, nhằm tăng cường minh bạch, trách nhiệm giải trình và

bảo vệ quyền lợi nhà đầu tư.

Hiệu quả vận hành của các tổ chức tài chính phụ thuộc mật thiết vào ba trụ

cột: sự lãnh đạo chiến lược của hội đồng quản trị, khả năng quản lý rủi ro hiệu quả

và tối ưu hóa sử dụng nguồn lực. Hội đồng quản trị định hướng chiến lược, giám sát

toàn diện hoạt động; quản lý rủi ro giảm thiểu rủi ro tài chính tiềm tàng; và hiệu

suất tài sản phản ánh mức độ khai thác tối đa nguồn lực. Tuy nhiên, tương tác giữa

các yếu tố này trong bối cảnh thị trường mới nổi, đặc biệt tại Việt Nam, nơi khuôn

khổ quản trị và giám sát còn đang phát triển, vẫn chưa được nghiên cứu thấu đáo.

Nghiên cứu trước đây thường bỏ sót các biến số ngoại sinh như quy mô, tuổi

đời và tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản, dù chúng ảnh hưởng mạnh mẽ đến năng lực

quản trị và hiệu quả tài chính. Ví dụ, quy mô doanh nghiệp tác động đến cấu trúc

quản trị tối ưu, trong khi tỷ lệ nợ dài hạn chi phối khả năng thanh khoản và chiến

lược phát triển bền vững. Do đó, việc xem xét toàn diện các yếu tố này sẽ làm sáng

tỏ mối liên hệ giữa quản trị doanh nghiệp, quản lý rủi ro và hiệu quả sử dụng tài

sản.

Dựa trên cơ sở lý luận đã trình bày, nghiên cứu này sẽ tổng hợp và điều

chỉnh các phát hiện từ các công trình nghiên cứu trước, phù hợp với thực trạng thị

trường tài chính Việt Nam. Phương pháp tiếp cận sẽ tập trung vào mối quan hệ

tương hỗ giữa đặc điểm hội đồng quản trị, quản lý rủi ro và hiệu quả sử dụng tài

sản. Nghiên cứu mở rộng phạm vi phân tích bằng việc xem xét các yếu tố như quy

mô, tuổi đời doanh nghiệp và tỷ lệ nợ dài hạn, nhằm đánh giá toàn diện ảnh hưởng

lên quản trị và hiệu quả tài chính. Kết quả nghiên cứu sẽ đề xuất các giải pháp nâng

cao hiệu quả quản trị doanh nghiệp, đáp ứng cả thực tiễn Việt Nam và các chuẩn

mực quốc tế về minh bạch và trách nhiệm.

1.2. TÍNH CẤP THIẾT CỦA ĐỀ TÀI

Trong những thập kỷ gần đây, thế giới đã chứng kiến nhiều vụ bê bối tài

chính và sự sụp đổ của các doanh nghiệp, từ quy mô quốc tế đến phạm vi trong

nước. Những sự kiện này đều cho thấy những lỗ hổng nghiêm trọng trong hệ thống

kiểm soát nội bộ và giám sát quản trị, từ đó nhấn mạnh tầm quan trọng của quản trị

doanh nghiệp trong việc duy trì sự ổn định và minh bạch. Trên thị trường toàn cầu,

một số vụ gian lận tài chính đã gây ảnh hưởng lớn, làm suy giảm niềm tin của nhà

đầu tư. Năm 2001, tập đoàn năng lượng Enron tại Mỹ sụp đổ do hành vi gian lận

trong báo cáo tài chính, kéo theo sự phá sản của Arthur Andersen, một trong những

công ty kiểm toán hàng đầu thế giới. Vụ bê bối này đã tạo ra một cuộc khủng hoảng

niềm tin nghiêm trọng trong lĩnh vực tài chính. Đến năm 2008, sự phá sản của

Lehman Brothers, một ngân hàng đầu tư lớn tại Mỹ, bắt nguồn từ các khoản đầu tư

rủi ro vào thị trường bất động sản, đã góp phần gây ra cuộc khủng hoảng tài chính

toàn cầu, khiến nhiều nền kinh tế rơi vào suy thoái. Gần đây hơn, vào năm 2020, vụ

bê bối Wirecard tại Đức đã làm chấn động thị trường tài chính châu Âu khi công ty

này bị phát hiện gian lận 1,9 tỷ Euro.

Tại Việt Nam, hàng loạt vụ bê bối tài chính cũng đã xảy ra, gây tác động

đáng kể đến hệ thống ngân hàng. Tiêu biểu là vụ việc tại Ngân hàng Xây dựng

(VNCB) năm 2014 liên quan đến Phạm Công Danh, vụ bê bối tại Ngân hàng Đại

Dương (OceanBank) năm 2017 với Hà Văn Thắm, các sai phạm tại Ngân hàng

TMCP Sài Gòn Thương Tín (Sacombank) dưới thời Trầm Bê và gần đây nhất là đại

án tại Ngân hàng TMCP Sài Gòn (SCB) năm 2022 liên quan đến bà Trương Mỹ

Lan. Các vụ việc trên cho thấy rõ vai trò then chốt của Hội đồng quản trị (HĐQT)

và cơ chế quản trị rủi ro trong kiểm soát hoạt động doanh nghiệp, đặc biệt trong lĩnh

vực tài chính vốn tiềm ẩn nhiều rủi ro hệ thống. Trước thực trạng đó, việc nâng cao

chất lượng quản trị doanh nghiệp và hiệu quả sử dụng tài sản đang trở thành yêu cầu

cấp thiết.

Đặc biệt, trong bối cảnh năm 2024–2025, hệ thống tài chính Việt Nam tiếp

tục đối mặt với nhiều thách thức khi một số tổ chức tín dụng phi ngân hàng có tốc

độ tăng trưởng nóng nhưng thiếu kiểm soát chặt chẽ về quản trị. Có thể thấy, sau

thời gian tái cơ cấu, FE Credit (thuộc VPBank) đang đẩy mạnh mở rộng thị phần.

Trong 6 tháng đầu năm 2025, dư nợ cho vay tiêu dung của FE Credit tăng hơn 25%

so với cuối năm 2024 – tốc độ tăng trưởng cao nhất trong khối tổ chức tín dụng phi

ngân hàng. Tuy nhiên, tỷ lệ nợ xấu cũng có xu hướng tăng trở lại, chạm ngưỡng

12%, từ đó đặt ra yêu cầu cấp thiết về giám sát rủi ro từ HĐQT và cơ chế quản trị

minh bạch ở doanh nghiệp. Trước thực tế này, các cơ quan quản lý đầu ngành đã có

nhiều động thái nhằm củng cố khung pháp lý và tăng cường vai trò giám sát của

HĐQT trong các tổ chức tài chính, tiêu biểu là Thông tư số 10/2024/TT-NHNN

(hiệu lực từ 01/7/2024) quy định về nhân sự quản lý trong tổ chức tín dụng, nhấn

mạnh yêu cầu minh bạch hóa quy trình bổ nhiệm và gia tăng tỷ lệ thành viên độc

lập trong HĐQT. Song song đó, Thông tư số 30/2024/TT-NHNN điều chỉnh các

quy định về thủ tục thay đổi nhân sự và cơ cấu tổ chức, trong khi Thông tư số

62/2024/TT-NHNN (hiệu lực từ 17/02/2025) quy định điều kiện tổ chức lại ngân

hàng và công ty tài chính. Đặc biệt, Luật Các tổ chức tín dụng sửa đổi năm 2024 đã

trao thêm quyền cho Ngân hàng Nhà nước trong việc can thiệp sớm và kiểm soát

đặc biệt, đồng thời nhấn mạnh vai trò then chốt của HĐQT trong giám sát nội bộ và

quản trị rủi ro. Những động thái này phản ánh xu hướng quản trị thận trọng và chủ

động hơn, hướng tới mục tiêu ổn định hệ thống tài chính quốc gia.

Trước thực tiễn đó, Chính phủ Việt Nam và các cơ quan ban ngành liên quan

đã ban hành nhiều chính sách và khung pháp lý nhằm nâng cao chất lượng quản trị

doanh nghiệp, trong đó đề cao vai trò của HĐQT và quản lý rủi ro trong việc bảo vệ

hệ thống tài chính quốc gia. Tuy nhiên, phần lớn các nghiên cứu trước đây về quản

lý rủi ro mới chỉ dừng lại ở việc phân tích các chỉ số tài chính như vốn, chất lượng

tài sản và khả năng sinh lời, mà chưa đi sâu vào phân tích vai trò của đặc điểm

HĐQT. Trong khi đó, các yếu tố như quy mô, tính độc lập, sự đa dạng chuyên môn

và thời gian đảm nhiệm của các thành viên HĐQT có thể ảnh hưởng đáng kể đến

năng lực giám sát, chất lượng quyết định quản trị và hiệu quả sử dụng tài sản. Có

thể thấy HĐQT không chỉ đóng vai trò kiểm soát rủi ro, mà còn là trung tâm điều

phối chiến lược, tối ưu hóa nguồn lực và gia tăng tính minh bạch, trách nhiệm giải

trình trong doanh nghiệp.

Từ góc độ học thuật, đề tài được xây dựng trên nền tảng của lý thuyết đại

diện (Agency Theory), nhấn mạnh xung đột lợi ích tiềm ẩn giữa cổ đông và nhà

quản lý, từ đó đề cao vai trò giám sát của HĐQT nhằm giảm chi phí đại diện và

nâng cao hiệu quả hoạt động. Bên cạnh đó, lý thuyết quản lý (Stewardship Theory)

và thuyết người quản lý tận tâm (Servant Leadership Theory) lại đưa ra cái nhìn tích

cực hơn về vai trò của ban điều hành, trong đó HĐQT được khuyến khích đóng vai

trò hỗ trợ, tạo điều kiện để các nhà quản lý tận tâm phát huy hiệu quả, hướng tới

mục tiêu dài hạn của doanh nghiệp. Đồng thời, lý thuyết các bên liên quan

(Stakeholder Theory) cho rằng doanh nghiệp cần điều phối hài hòa lợi ích của nhiều

nhóm đối tượng, trong đó HĐQT giữ vai trò thiết kế các cơ chế quản trị cân bằng và

linh hoạt.

Xuất phát từ yêu cầu thực tiễn và được dẫn dắt bởi các nền tảng lý thuyết nêu

trên, nghiên cứu này tập trung phân tích tác động của các đặc điểm HĐQT và chiến

lược quản lý rủi ro đối với hiệu suất sử dụng tài sản của các doanh nghiệp tài chính

tại Việt Nam. Bằng cách tiếp cận từ góc độ cấu trúc quản trị, nghiên cứu không chỉ

cung cấp bằng chứng thực tiễn, mà còn đóng góp vào việc hiểu rõ hơn mối quan hệ

giữa quản trị rủi ro và hiệu quả hoạt động trong bối cảnh thị trường tài chính đầy

biến động.

1.3. MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU VÀ CÂU HỎI NGHIÊN CỨU

1.3.1. Mục tiêu tổng quát

Phân tích ảnh hưởng của các đặc điểm của hội đồng quản trị và hoạt động

quản lý rủi ro đến hiệu suất sử dụng tài sản của các doanh nghiệp trong lĩnh vực tài

chính tại Việt Nam.

1.3.2. Mục tiêu cụ thể

(i) Xác định các chỉ số liên quan đặc điểm của hội đồng quản trị và hoạt

động quản lý rủi ro có ảnh hưởng đến hiệu suất sử dụng tài sản của các doanh

nghiệp trong lĩnh vực tài chính;

(ii) Xem xét mức độ và chiều hướng ảnh hưởng của các chỉ số này lên hiệu

suất sử dụng tài sản của các doanh nghiệp trong lĩnh vực tài chính;

(iii) Đề xuất các khuyến nghị cho các nhà hoạch định chính sách, cổ đông và

giám đốc của các công ty tài chính tại Việt Nam về cấu trúc và đặc điểm của hội

đồng quản trị, cũng như các chiến lược quản lý rủi ro, nhằm tối ưu hóa hiệu suất sử

dụng tài sản và bảo vệ lợi ích của các bên liên quan.

1.3.3. Câu hỏi nghiên cứu

(i) Những chỉ số liên quan đến đặc điểm của hội đồng quản trị và hoạt động

quản lý rủi ro nào có thể ảnh hưởng đến hiệu suất sử dụng tài sản của các doanh

nghiệp trong lĩnh vực tài chính?

(ii) Tác động của các chỉ số này đến hiệu suất sử dụng tài sản của các doanh

nghiệp trong lĩnh vực tài chính tại Việt Nam như thế nào?

(iii) Những khuyến nghị nào có thể được đề xuất cho các nhà hoạch định

chính sách, cổ đông và giám đốc của các công ty tài chính tại Việt Nam về cấu trúc

và đặc điểm của hội đồng quản trị, cũng như các chiến lược quản lý rủi ro, nhằm tối

ưu hóa hiệu suất sử dụng tài sản và bảo vệ lợi ích của các bên liên quan?

1.4. ĐỐI TƯỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU

- Đối tượng nghiên cứu: Ảnh hưởng của các đặc điểm của hội đồng quản trị

và hoạt động quản lý rủi ro đến hiệu suất sử dụng tài sản của các doanh nghiệp

trong lĩnh vực tài chính tại Việt Nam.

- Phạm vi thời gian: Trong giai đoạn từ năm 2010 đến năm 2023.

- Phạm vi không gian: 84 công ty trong lĩnh vực tài chính tại Việt Nam, bao

gồm 27 ngân hàng thương mại, 44 ngân hàng tài chính công ty dịch vụ và 13 công

ty bảo hiểm. Về việc niêm yết trên sàn giao dịch, 41 công ty trong số này được đăng

ký trên Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE), 19 công ty

trên Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội Exchange (HNX) và 24 công ty được giao

dịch trên sàn UpCOM.

1.5. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Nghiên cứu này được thực hiện nhằm đánh giá tác động của các đặc điểm

hội đồng quản trị và hoạt động quản lý rủi ro đến hiệu suất sử dụng tài sản của các

doanh nghiệp tài chính tại Việt Nam. Phương pháp nghiên cứu định lượng được áp

dụng nhằm đạt được mục tiêu này thông qua phân tích thực tiễn, giúp xác định mối

quan hệ thống kê giữa các yếu tố như đặc điểm hội đồng quản trị, quản lý rủi ro và

hiệu suất sử dụng tài sản của doanh nghiệp trong giai đoạn 2010-2023.

Việc sử dụng toàn bộ 84 công ty tài chính tại Việt Nam trong mẫu nghiên

cứu nhằm đảm bảo tính đại diện cao, giúp phản ánh chính xác các xu hướng chung

trong ngành. Điều này cũng tạo điều kiện để so sánh sự khác biệt về quản trị và hiệu

suất tài chính giữa các nhóm doanh nghiệp như ngân hàng, công ty tài chính và bảo

hiểm.

Dữ liệu nghiên cứu chủ yếu là dữ liệu thứ cấp, được thu thập từ các báo cáo

tài chính, báo cáo thường niên, các bản tin quản trị của doanh nghiệp trong lĩnh vực

tài chính và các nguồn công bố từ Ngân hàng Nhà nước Việt Nam. Mẫu nghiên cứu

có tổng số quan sát là 1.092, đáp ứng tiêu chuẩn cho mô hình với 9 biến độc lập

(xem Hình 3.1). Hơn nữa, số đơn vị quan sát theo chiều cắt ngang N = 84 và số

chuỗi thời gian T = 13 thỏa mãn điều kiện tối thiểu để có kết quả ước lượng chính

xác với dữ liệu bảng, theo đề xuất của Baltagi (2021).

Nghiên cứu này ứng dụng mô hình hồi quy tuyến tính đa biến để đánh giá tác

động của 9 yếu tố độc lập lên hiệu quả sử dụng tài sản doanh nghiệp. Trong đó, 6

biến số phản ánh đặc điểm hội đồng quản trị: quyền sở hữu, quy mô, kiêm nhiệm

chức vụ Chủ tịch kiêm CEO, thâm niên CEO, tỷ lệ thành viên độc lập và quản lý rủi

ro. Biến phụ thuộc là tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA).

Để loại trừ tác động nhiễu, ba biến kiểm soát được thêm vào: quy mô doanh

nghiệp, tuổi đời doanh nghiệp và tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản. Các nghiên cứu

trước đây đã khẳng định tầm quan trọng của những yếu tố này đối với hiệu quả tài

chính (Al-Matari và cộng sự, 2012; Kipkoech và Rono, 2016). Việc kiểm soát biến

số giúp tăng cường độ tin cậy và tính chính xác của mô hình, mở rộng phạm vi

nghiên cứu và hạn chế sai số ước lượng.

1.6. NHỮNG ĐÓNG GÓP MỚI CỦA NGHIÊN CỨU

1.6.1. Khoảng trống nghiên cứu

Nghiên cứu về tác động của quản trị doanh nghiệp, cụ thể là đặc điểm hội

đồng quản trị, đến hiệu quả sử dụng tài sản doanh nghiệp tài chính Việt Nam còn

nhiều hạn chế (Tran và Nguyen, 2021). Các công trình trước đây tập trung chủ yếu

vào quy mô, tính độc lập và hoạt động của hội đồng, thiếu phân tích toàn diện về

tương tác giữa các yếu tố này với chiến lược quản lý rủi ro. Đặc biệt, các đặc điểm

như tính đa dạng thành viên, vai trò thư ký hội đồng và sự phối hợp nội bộ , mặc dù

đã được đề cập trong một số nghiên cứu nhưng chưa được đánh giá đầy đủ về tác

động của chúng lên hiệu quả quản lý rủi ro và sử dụng tài sản (Al‑Matari và cộng

sự, 2014).

Nghiên cứu này hướng đến việc mở rộng phân tích các đặc điểm mới của hội

đồng quản trị, bao gồm tính đa dạng và sự tương tác nội bộ giữa các thành viên,

nhằm bổ sung những phát hiện trước đây. Những yếu tố này được kỳ vọng sẽ giúp

nâng cao sự đồng thuận trong việc hoạch định chiến lược và quản trị doanh nghiệp,

từ đó tối ưu hóa quyết định quản lý rủi ro và cải thiện hiệu suất sử dụng tài sản. Khó

khăn hơn nữa, việc áp dụng trực tiếp kết quả nghiên cứu từ các quốc gia phát triển

vào Việt Nam là không khả thi. Môi trường kinh tế, pháp lý và văn hóa khác biệt

đáng kể (Hoa và cộng sự, 2024). Các quốc gia phát triển có hệ thống quản trị doanh

nghiệp và chuẩn mực báo cáo tài chính chặt chẽ hơn so với Việt Nam, nơi các quy

định này vẫn đang được hoàn thiện. Do đó, cần những nghiên cứu chuyên sâu hơn,

đặc thù hơn về bối cảnh Việt Nam để lấp đầy khoảng trống tri thức hiện nay. Sự

thiếu sót này làm giảm độ tin cậy của các kết luận nghiên cứu và ảnh hưởng đến

việc hoạch định chính sách hiệu quả. Tóm lại, cần thêm nhiều nghiên cứu để hiểu rõ

hơn mối quan hệ phức tạp này trong bối cảnh cụ thể của Việt Nam. Việc này đòi hỏi

phương pháp luận nghiên cứu bài bản và dữ liệu chất lượng cao. Điều này tạo ra

những thách thức đặc thù liên quan đến tính minh bạch, trách nhiệm giải trình và

quản lý rủi ro trong ngành tài chính. Do đó, việc nghiên cứu riêng biệt cho thị

trường Việt Nam là cần thiết để làm rõ cách thức các đặc điểm hội đồng quản trị và

chiến lược quản lý rủi ro có thể được điều chỉnh phù hợp với thực tiễn địa phương.

Ngoài ra, các nghiên cứu trước đây chưa đầy đủ khi bỏ qua ảnh hưởng của

yếu tố vĩ mô như quy mô, tuổi đời và tỷ lệ nợ dài hạn của doanh nghiệp (Herdjiono

và Sari, 2017). Trong bối cảnh hiện nay, những yếu tố này tác động mạnh mẽ đến

khả năng cạnh tranh, chiến lược phát triển và hiệu quả sử dụng tài sản. Có thể thấy,

một doanh nghiệp lớn, hoạt động lâu năm sẽ dễ tiếp cận tín dụng, quản lý tài chính

hiệu quả hơn và xây dựng chiến lược dài hạn bền vững. Ngoài ra, tỷ lệ nợ dài hạn

phản ánh sức khỏe tài chính và khả năng ứng phó rủi ro. Tóm lại, nghiên cứu này

tập trung phân tích tác động của các yếu tố nêu trên đến quản trị doanh nghiệp và

hiệu quả sử dụng tài sản của các công ty tài chính Việt Nam, bổ sung vào những

khoảng trống kiến thức hiện có. Nghiên cứu này mang đến cái nhìn sâu sắc về quản

trị doanh nghiệp tài chính Việt Nam, tối ưu hóa mô hình quản trị bằng cách tích hợp

các biến số phản ánh thực tiễn thị trường. Việc này không chỉ điều chỉnh khung

tham chiếu, mà còn hỗ trợ doanh nghiệp nâng cao hiệu quả hoạt động và sử dụng tài

sản.

1.6.2. Đóng góp của đề tài

Về mặt lý thuyết

Phân tích tác động của đặc điểm hội đồng quản trị và quản trị rủi ro đến hiệu

suất sử dụng tài sản là trọng tâm của nghiên cứu. Đề tài mở rộng phạm vi tiếp cận

bằng cách kết hợp các khung lý thuyết nền tảng như lý thuyết đại diện, lý thuyết

người quản lý tận tâm, lý thuyết các bên liên quan và lý thuyết quản lý, qua đó hình

thành một mô hình nghiên cứu tích hợp và phù hợp với đặc thù doanh nghiệp tài

chính Việt Nam.

Khác biệt so với các công trình trước đây thường chỉ tập trung vào quy mô,

tính độc lập và tần suất họp của hội đồng quản trị, nghiên cứu này đưa vào các yếu

tố cấu trúc quản trị đa chiều hơn như tính đa dạng thành viên, quyền sở hữu, vai trò

kiêm nhiệm và thâm niên CEO. Ngoài ra, các biến kiểm soát như quy mô, tuổi đời

và tỷ lệ nợ dài hạn của doanh nghiệp cũng được tích hợp nhằm đảm bảo độ tin cậy

và tính đầy đủ cho mô hình phân tích. Nhờ vậy, đề tài không chỉ mở rộng khung lý

thuyết về quản trị doanh nghiệp trong ngành tài chính, mà còn lấp đầy khoảng trống

học thuật liên quan đến mối quan hệ giữa cấu trúc HĐQT, quản trị rủi ro và hiệu

suất tài sản – một hướng nghiên cứu còn hạn chế trong bối cảnh Việt Nam.

Hơn nữa, nghiên cứu này nhấn mạnh sự khác biệt về điều kiện thể chế và

khung pháp lý giữa Việt Nam và các nền kinh tế phát triển. Trong khi hệ thống

pháp luật tại các nước phát triển đã ổn định, quản trị doanh nghiệp tại Việt Nam vẫn

đang trong quá trình hoàn thiện, dẫn đến sự khác biệt đáng kể trong hiệu quả quản

trị và trách nhiệm giải trình. Các phát hiện từ nghiên cứu vì thế góp phần bổ sung

nền tảng học thuật cho các nghiên cứu so sánh thể chế, đồng thời tạo tiền đề cho các

nghiên cứu tiếp theo khai thác sâu hơn vai trò của hội đồng quản trị và quản trị rủi

ro trong môi trường chuyển đổi.

Về mặt thực tiễn

Nghiên cứu cung cấp các gợi ý thực tiễn hữu ích cho các nhà hoạch định

chính sách, ban điều hành và chuyên gia quản lý rủi ro trong ngành tài chính. Trong

bối cảnh Việt Nam đang siết chặt kiểm soát sau sự kiện Ngân hàng TMCP Sài Gòn

(SCB) giai đoạn 2022-2023 vừa qua và áp dụng nhiều văn bản pháp lý mới từ năm

2024, nghiên cứu góp phần làm rõ vai trò then chốt của ban quản trị trong việc thiết

lập cơ chế kiểm soát nội bộ, nâng cao minh bạch và đảm bảo ổn định tài chính.

Các kết quả thực tiễn cho thấy hội đồng quản trị có ảnh hưởng đáng kể đến

hiệu quả sử dụng tài sản, từ đó gợi mở chiến lược tái cấu trúc quản trị phù hợp hơn

với đặc thù của doanh nghiệp tài chính Việt Nam. Cụ thể, việc tăng cường tính độc

lập, chuyên môn hóa và trách nhiệm giải trình trong cơ cấu HĐQT có thể góp phần

giảm thiểu rủi ro và tối ưu hóa hiệu quả vận hành. Đồng thời, đề tài hỗ trợ quá trình

xây dựng và hoàn thiện khung pháp lý quản trị doanh nghiệp, đặc biệt là trong bối

cảnh chuyển đổi số và áp lực cạnh tranh gia tăng từ thị trường khu vực. Tóm lại,

nghiên cứu không chỉ đóng góp giá trị về mặt học thuật mà còn mang lại hàm ý

thiết thực cho thực tiễn quản trị, đóng vai trò cầu nối giữa lý thuyết và ứng dụng,

góp phần nâng cao hiệu quả quản trị trong lĩnh vực tài chính tại Việt Nam.

1.7. QUY TRÌNH NGHIÊN CỨU

Quy trình nghiên cứu cung cấp cái nhìn tổng quan về cấu trúc của luận văn.

Nghiên cứu được thực hiện theo các bước dưới đây:

 Bước 1: Xác định vấn đề nghiên cứu

Nghiên cứu tập trung phân tích ảnh hưởng của đặc điểm hội đồng

quản trị và quản lý rủi ro đến hiệu suất sử dụng tài sản của các doanh

nghiệp trong lĩnh vực tài chính tại Việt Nam.

 Bước 2: Xây dựng cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu tiễn

Nghiên cứu này ứng dụng phương pháp định lượng, dựa trên lý

thuyết và thực tiễn hiện có, để khảo sát mối liên hệ giữa quản trị doanh

nghiệp, quản lý rủi ro và hiệu quả sử dụng tài sản. Dữ liệu thứ cấp từ

nguồn tin cậy được khai thác, phân tích bằng phần mềm STATA.

 Bước 3: Thu thập dữ liệu và thông tin

Nghiên cứu sử dụng dữ liệu thứ cấp của các doanh nghiệp tài

chính tại Việt Nam trong giai đoạn 2010-2023, thu thập từ các báo cáo tài

chính, thống kê ngành và các nguồn dữ liệu đáng tin cậy. Tập dữ liệu

gồm 1,092 quan sát (N=84, T=13) cung cấp thông tin về đặc điểm hội

đồng quản trị, quản trị rủi ro và các chỉ số tài chính của doanh nghiệp.

 Bước 4: Thực hiện phân tích định lượng

Các bước xử lý dữ liệu bao gồm kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ

liệu, thống kê mô tả, lựa chọn mô hình hồi quy (Pooled OLS, FEM,

REM, FGLS) để đánh giá mức độ phù hợp của mô hình và kiểm định tác

động của các yếu tố nghiên cứu.

 Bước 5: Phân tích kết quả, viết báo cáo và hoàn thiện nghiên cứu

Tác giả phân tích kết quả hồi quy, tổng hợp kết luận và đưa ra các

đề xuất dành cho các doanh nghiệp tài chính và cơ quan quản lý nhằm tối

ưu hóa hiệu suất sử dụng tài sản.

1.8. KẾT CẤU LUẬN VĂN

Ngoài các phần mục lục, danh mục bảng biểu, danh mục tài liệu tham khảo

được trình bày theo quy tắc APA (American Psychological Association) phiên bản

7, luận văn được chia thành năm chương như sau:

 Chương 1: Giới thiệu vấn đề nghiên cứu

Chương này cung cấp tổng quan về nghiên cứu, bao gồm lý do lựa

chọn đề tài, mục tiêu nghiên cứu, đối tượng và phạm vi nghiên cứu, câu

hỏi nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu, cấu trúc luận văn và đóng góp

của nghiên cứu về mặt lý thuyết và thực tiễn.

 Chương 2: Tổng quan cơ sở lý thuyết

Chương 2 trình bày lý thuyết về đặc điểm hội đồng quản trị, quản

lý rủi ro và hiệu quả sử dụng tài sản trong lĩnh vực tài chính, tổng hợp các

nghiên cứu liên quan trong và ngoài nước để xây dựng mô hình nghiên

cứu. Nội dung chương này là cơ sở cho phương pháp luận ở chương tiếp

theo.

 Chương 3: Phương pháp nghiên cứu

Chương 3 chi tiết hóa phương pháp nghiên cứu, quy trình thu thập

và xử lý dữ liệu, mô tả các biến số trong mô hình. Chương này cũng đánh

giá ưu, nhược điểm của các phương pháp hồi quy (Pooled OLS, FEM,

REM, FGLS) để chọn mô hình tối ưu. Kết quả phân tích ở chương 4 dựa

trên nội dung chương này.

 Chương 4: Kết quả nghiên cứu và thảo luận

Chương này trình bày kết quả hồi quy từ các mô hình đã lựa chọn,

qua đó đánh giá tác động của đặc điểm hội đồng quản trị và quản lý rủi ro

lên hiệu suất sử dụng tài sản của doanh nghiệp tài chính. Các kết quả này

sẽ được phân tích, so sánh với các nghiên cứu trước và thảo luận để làm

rõ ý nghĩa của các phát hiện.

 Chương 5: Kết luận và hàm ý quản trị

Kết luận nghiên cứu về tác động của đặc điểm hội đồng quản trị và

quản lý rủi ro lên hiệu quả tài sản doanh nghiệp tài chính Việt Nam được

trình bày trong chương cuối. Nghiên cứu đề xuất các giải pháp tối ưu hóa

hiệu suất sử dụng tài sản cho doanh nghiệp, nhà quản lý và cơ quan chức

năng, hướng tới nâng cao hiệu quả quản trị. Hạn chế của nghiên cứu và

định hướng nghiên cứu tương lai cũng được nêu rõ trong chương này.

Tóm lại, chương này tổng quan kết quả và đưa ra kiến nghị cụ thể.

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CƠ SỞ LÝ THUYẾT

Chương này thiết lập nền tảng lý thuyết và khảo sát các công trình nghiên

cứu liên quan, từ đó định hình giả thuyết và mô hình nghiên cứu. Nội dung bao

gồm:

2.1. NHỮNG KHÁI NIỆM QUAN TRỌNG

2.1.1. Hội đồng quản trị

Cơ quan quyền lực tối cao điều hành doanh nghiệp là Hội đồng Quản trị

(HĐQT), đảm bảo hoạt động kinh doanh hướng đến lợi ích tối đa cho cổ đông và

các bên liên quan. Vai trò then chốt của HĐQT trong quản trị doanh nghiệp thể hiện

qua việc hoạch định chiến lược, đầu tư và định hướng dài hạn (Coles và cộng sự,

2024). Đặc biệt trong lĩnh vực tài chính, cấu trúc HĐQT – quy mô, tính đa dạng, sự

độc lập và chuyên môn của thành viên – tác động trực tiếp đến hiệu quả tài sản và

chất lượng quyết sách (García-Meca và cộng sự, 2015). HĐQT hiệu quả tăng cường

trách nhiệm giải trình của ban điều hành, liên kết chặt chẽ mục tiêu doanh nghiệp

với lợi ích cổ đông. Sự tham gia của cả thành viên điều hành và không điều hành,

trong đó thành viên độc lập đảm bảo tính khách quan trong ra quyết định, là yếu tố

then chốt (Baldacchino và cộng sự, 2020).

Trong ngành tài chính, nơi quản lý rủi ro và tuân thủ quy định đóng vai trò

then chốt, HĐQT có trách nhiệm thiết lập và giám sát việc thực hiện các khuôn khổ

quản trị nhằm đảm bảo hoạt động của doanh nghiệp tuân thủ quy định pháp lý một

cách chặt chẽ. Ngoài ra, HĐQT cũng có nhiệm vụ đánh giá hiệu suất của ban điều

hành và đảm bảo rằng các chính sách thù lao và cơ chế khuyến khích được thiết kế

để thúc đẩy các hoạt động quản lý có trách nhiệm. Nhìn chung, Vai trò của HĐQT

không chỉ tối ưu hóa hiệu quả tài sản doanh nghiệp mà còn là lá chắn bảo vệ trước

rủi ro quản trị, ngăn ngừa khủng hoảng tài chính và duy trì danh tiếng (Jiang, 2022).

2.1.2. Quản trị doanh nghiệp

Thực tiễn quản trị doanh nghiệp, một trọng tâm toàn cầu, là yếu tố then chốt

cho hiệu quả hoạt động và thành công doanh nghiệp (Akbar, 2015). Theo Trung

(2022), quản trị doanh nghiệp không chỉ là công cụ đo lường hiệu quả hoạt động mà

còn là yếu tố quyết định độ tin cậy của ban lãnh đạo trong một tổ chức. Trong bối

cảnh kinh tế toàn cầu năng động, các doanh nghiệp không ngừng nỗ lực mở rộng thị

trường, tăng cường năng lực cạnh tranh và tối ưu hóa sử dụng nguồn lực (Suhaimi

và cộng sự, 2017). Tuy nhiên, quản trị yếu kém, thể hiện qua thiếu trách nhiệm,

năng lực quản lý rủi ro hạn chế, tuân thủ pháp luật lỏng lẻo và kiểm soát nội bộ bất

cập, tiềm ẩn nguy cơ tổn hại uy tín, gia tăng gian lận và vấn đề đạo đức kinh doanh

(Karim và cộng sự, 2018; Nor và cộng sự, 2017; Norbit và cộng sự, 2017; Omar và

cộng sự, 2016; Salin và cộng sự, 2017). Chính vì vậy, cơ chế quản trị doanh nghiệp

vững mạnh là nền tảng cho sự phát triển bền vững. Nó không chỉ giám sát hoạt

động hiệu quả mà còn hài hòa lợi ích các bên liên quan. Nguyên tắc giám sát và

điều chỉnh minh bạch, chặt chẽ sẽ tối ưu hiệu quả hoạt động, định hướng chiến lược

phát triển lâu dài cho tổ chức (Trung, 2021).

Có thể thấy, quản trị doanh nghiệp là một hệ thống bao gồm các quy tắc và

cơ chế hướng dẫn cũng như kiểm soát hoạt động kinh doanh. Những doanh nghiệp

có cơ chế quản trị hiệu quả sẽ tăng cường được tính minh bạch, nâng cao độ tin cậy

và đảm bảo chất lượng báo cáo tài chính. Bên cạnh đó, một hệ thống quản trị tốt còn

giúp tối ưu hóa các quyết định đầu tư, từ đó gia tăng giá trị doanh nghiệp (Husnin

và cộng sự, 2016; Jais và cộng sự, 2016; Salin, 2017).

2.1.3. Quản lý rủi ro

Quản trị rủi ro là quy trình nhận diện, đánh giá, giảm nhẹ và giám sát các mối

đe dọa tiềm ẩn ảnh hưởng đến hoạt động kinh doanh. Đặc biệt trong lĩnh vực tài

chính, tầm quan trọng của quản trị rủi ro trong điều hành doanh nghiệp là không thể

phủ nhận, bởi các tổ chức tài chính thường phải đối mặt với đa dạng rủi ro (Coles

và cộng sự, 2024). Khả năng kiểm soát rủi ro hiệu quả đòi hỏi một hệ thống quản trị

chặt chẽ, dựa trên khuôn khổ, chính sách và quy trình minh bạch, song hành với

mục tiêu chiến lược. Mô hình quản trị rủi ro vững chắc giúp doanh nghiệp tiên liệu

rủi ro, giảm thiểu tác động tiêu cực và nắm bắt cơ hội kinh doanh phù hợp với khả

năng chịu rủi ro. Ngành tài chính, với môi trường pháp lý phức tạp, yêu cầu về vốn

và khả năng chống chịu tổn thất tài chính, càng minh chứng tầm quan trọng tối ưu

của quản trị rủi ro. Quản lý rủi ro kém hiệu quả dẫn đến thiệt hại tài chính nghiêm

trọng (Caraiman và Mates, 2020).

Vai trò HĐQT trong quản trị rủi ro doanh nghiệp hiện nay là yếu tố then

chốt. Cấu trúc HĐQT, bao gồm sự đa dạng thành viên, chuyên môn và tính độc lập,

định hình khả năng nhận diện, đánh giá và kiểm soát rủi ro. (García-Meca và cộng

sự, 2015). HĐQT không chỉ giám sát chiến lược mà còn đảm bảo triển khai hiệu

quả các chính sách quản lý rủi ro, phù hợp với mục tiêu phát triển bền vững. Khả

năng lãnh đạo của HĐQT trực tiếp tác động đến hiệu quả quản trị rủi ro tổng thể.

Nhờ đó, ban điều hành và các bộ phận phụ trách rủi ro có thể phối hợp chặt chẽ để

kịp thời nhận diện và xử lý rủi ro một cách chủ động. Việc tiếp cận quản lý rủi ro

một cách toàn diện không chỉ giúp doanh nghiệp nâng cao năng lực chống chịu mà

còn cải thiện lợi nhuận và tăng cường sự ổn định trong bối cảnh tài chính đầy biến

động (Rehman và cộng sự, 2021).

Nhìn chung, hiệu quả quản trị rủi ro không chỉ phụ thuộc vào cơ cấu giám sát

mà còn đòi hỏi sự chủ động, giám sát chặt chẽ từ HĐQT. Mối liên hệ giữa đặc điểm

HĐQT và hiệu quả quản lý rủi ro là trọng tâm nghiên cứu, nhất là trong bối cảnh

doanh nghiệp tài chính đương đầu với môi trường pháp lý phức tạp và đa dạng rủi

ro. Để làm rõ tầm quan trọng này, cần phân tích các lý thuyết quản trị doanh nghiệp

và quản lý rủi ro, từ đó minh bạch ảnh hưởng của đặc điểm HĐQT đến chiến lược

quản lý rủi ro và hiệu quả sử dụng tài sản.

2.2. CÁC MÔ HÌNH LÝ THUYẾT LIÊN QUAN

2.2.1. Lý thuyết đại diện (Agency theory)

Lý thuyết đại lý tập trung vào sự bất đồng lợi ích giữa cổ đông và người quản

lý. Sự xung đột này tiềm ẩn do mục tiêu giữa hai bên không hoàn toàn trùng khớp.

(Homayoun, 2015). Đây là lý thuyết nền tảng trong nghiên cứu quản trị doanh

nghiệp, được ứng dụng rộng rãi. Tính khả thi của lý thuyết này đến từ hai yếu tố: sự

đơn giản hóa cấu trúc quyền lực trong doanh nghiệp lớn thành hai nhóm – cổ đông

và quản lý – với lợi ích riêng biệt; và sự dễ hiểu, dễ áp dụng trong thực tiễn. Việc

nghiên cứu sâu rộng hơn về lý thuyết này sẽ giúp làm rõ hơn mối quan hệ phức tạp

giữa HĐQT, quản lý rủi ro và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Từ đó, có thể đưa

ra các khuyến nghị hữu ích để nâng cao hiệu quả quản trị rủi ro (Chen và cộng sự,

2019). Thứ hai, lý thuyết giả định rằng con người có khuynh hướng vị kỷ và luôn

hành động để tối đa hóa lợi ích cá nhân. Trong nhiều nghiên cứu, các cơ chế quản

trị doanh nghiệp được coi là công cụ nhằm hạn chế việc nhà quản lý theo đuổi lợi

ích cá nhân, buộc họ phải hướng đến lợi ích của cổ đông (Steinfeld, 2023).

Các biện pháp kiểm soát nội bộ đối với nhà quản lý bao gồm: HĐQT với cơ

cấu giám sát hợp lý, cơ chế lương thưởng gắn liền với lợi ích cổ đông, và sự tập

trung quyền sở hữu nhằm nâng cao khả năng giám sát. Ngoài ra, các cơ chế kiểm

soát từ bên ngoài cũng có tác động đáng kể, bao gồm thị trường vốn và thị trường

lao động. Chen và cộng sự (2019) cho rằng gói lương thưởng phù hợp là một trong

những yếu tố quan trọng để điều chỉnh động cơ của nhà quản lý, đảm bảo sự tương

thích với lợi ích của cổ đông, đặc biệt khi nhà quản lý có lợi thế thông tin vượt trội

so với cổ đông và không dễ bị kiểm soát trực tiếp. HĐQT cũng đóng vai trò quan

trọng trong việc đại diện cho lợi ích cổ đông, truyền tải các mục tiêu chiến lược đến

ban điều hành và giám sát hoạt động của họ nhằm giảm thiểu chi phí đại diện (Al-

Faryan, 2024).

Dù lợi ích của nhà quản lý và cổ đông có thể không đồng nhất trong mọi tình

huống, nhưng theo Zogning (2017), nếu không có cơ chế kiểm soát phù hợp, nguy

cơ xuất hiện hành vi cơ hội từ phía nhà quản lý là điều có thể xảy ra. Tuy nhiên, nếu

áp dụng giám sát quá mức, nhà quản lý có thể mất đi sự linh hoạt trong điều hành,

dẫn đến việc công ty bị kiểm soát một cách cứng nhắc bởi cổ đông. Theo Chen và

cộng sự (2019), việc áp dụng cơ chế kiểm soát không có nghĩa rằng mọi quyết định

đều mang lại lợi ích tối đa cho cổ đông, mà chỉ giúp đảm bảo rằng nhà quản lý sẽ nỗ

lực vì kết quả chung. Bên cạnh các động cơ sai lệch (hành vi cơ hội), còn có các yếu

tố khác ảnh hưởng đến hiệu quả quản lý, bao gồm sự thiếu hụt về chuyên môn hoặc

thông tin. Sun và cộng sự (2016) chỉ ra rằng mô hình đại diện tập trung vào việc

thiết kế hệ thống khuyến khích, hướng dẫn hành vi của người quản lý phù hợp với

lợi ích cổ đông, thay vì chỉ dựa vào cơ chế giám sát. Điều này cho thấy, việc tạo

động lực đúng đắn là yếu tố quan trọng nhất để đảm bảo nhà quản lý ra quyết định

phù hợp với mục tiêu của cổ đông.

2.2.2. Lý thuyết quản lý (Stewardship theory)

Lý thuyết quản lý nhấn mạnh động lực nội tại của con người, thúc đẩy họ

cống hiến vì tổ chức chứ không chỉ vì lợi ích cá nhân thuần túy. Theo đó, người

quản lý ưu tiên lợi ích tập thể, xã hội hay doanh nghiệp, bởi đây là nguồn động lực

và sự thỏa mãn đích thực trong công việc (Heyler và Martin, 2018). Do đó, lý

thuyết quản lý đóng vai trò quan trọng trong việc mô tả động lực hành vi của nhà

quản lý tại các tổ chức khác nhau. Quản lý trong doanh nghiệp không chỉ liên quan

đến việc tối đa hóa lợi nhuận mà còn gắn liền với trách nhiệm đạo đức và phát triển

bền vững (Martin và Butler, 2017).

Lý thuyết quản lý được đề xuất như một phương án thay thế, cho rằng sự trao

quyền và tự chủ sẽ thôi thúc người quản lý tận tâm với trách nhiệm, góp phần vào

sự phát triển của tổ chức (Eisenbeiss và cộng sự, 2015). Những nhà lãnh đạo xuất

sắc thường hợp tác nhóm, đặt mục tiêu chung lên hàng đầu. Họ hiểu rằng thành

công của tổ chức đồng nghĩa với sự thành công cá nhân (Banda và Mwange, 2023).

Động lực thúc đẩy người quản lý trong mô hình này là những yếu tố phi vật

chất: niềm tin, uy tín, trách nhiệm, quyền tự chủ, sự hài lòng nghề nghiệp và sự gắn

kết với sứ mệnh tổ chức. Mối quan hệ giữa các cá nhân được xây dựng trên nền

tảng tương tác, tạo nên niềm tin giữa người lãnh đạo và nhân viên, củng cố hiệu quả

hoạt động (Gaudencio và cộng sự, 2017). Môi trường làm việc tích cực, được hỗ trợ

hiệu quả sẽ thúc đẩy sáng tạo, gắn kết nhân viên và năng suất lao động. Có thể thấy,

hành vi quản lý đóng vai trò then chốt trong việc tạo nên môi trường này. (Banda và

Mwange, 2023).

2.2.3. Lý thuyết các bên liên quan (Stakeholder Theory)

Lý thuyết các bên liên quan là một khung lý thuyết quan trọng trong quản trị

tổ chức và đạo đức kinh doanh, đặc biệt nhấn mạnh tầm quan trọng của các bên liên

quan trong quá trình tạo dựng giá trị bền vững cho doanh nghiệp (Schaltegger và

cộng sự, 2019). Theo quan điểm này, một tổ chức không chỉ có nghĩa vụ đối với cổ

đông mà còn phải cân nhắc đến lợi ích của những cá nhân và nhóm có thể tác động

hoặc bị tác động bởi các hoạt động kinh doanh của họ, chẳng hạn như cộng đồng,

khách hàng, nhân viên, chính phủ và nhà cung cấp (Freeman và cộng sự, 2020).

Mahajan và cộng sự (2023) cho rằng lý thuyết các bên liên quan khuyến

khích các tổ chức nhận diện và cân nhắc nhu cầu của các bên liên quan, bất kể họ

thuộc nội bộ hay bên ngoài tổ chức. Việc này giúp doanh nghiệp xây dựng một mô

hình quản lý có trách nhiệm, vượt ra khỏi lợi ích riêng của cổ đông để tối ưu hóa giá

trị tổng thể và đảm bảo sự phát triển bền vững. Cách tiếp cận này hỗ trợ tổ chức

trong việc cân bằng quyền lợi giữa các bên, đồng thời tăng cường tính đạo đức

trong chiến lược hoạt động. Ngoài ra, quản lý rủi ro cũng được nâng cao thông qua

việc nhận diện và giảm thiểu các yếu tố có thể ảnh hưởng tiêu cực đến hoạt động

kinh doanh, hiệu suất sử dụng tài sản và uy tín doanh nghiệp. Sự đổi mới cũng có

thể được thúc đẩy nhờ vào những ý kiến đóng góp từ các bên liên quan, giúp tổ

chức duy trì tính hợp pháp và nhận được sự ủng hộ từ xã hội.

El Akremi và cộng sự (2018) nhấn mạnh thêm khía cạnh đạo đức của lý

thuyết này, trong đó tổ chức phải có trách nhiệm đảm bảo các quyết định được thực

hiện một cách công bằng và minh bạch với các bên liên quan. Trong bối cảnh toàn

cầu hóa, không chỉ các yêu cầu pháp lý ngày càng chặt chẽ mà còn có áp lực từ kỳ

vọng xã hội về trách nhiệm đối với cộng đồng và sự phát triển bền vững.

Nhìn chung, lý thuyết các bên liên quan nhấn mạnh vai trò của tất cả các

nhóm liên quan trong việc ra quyết định của doanh nghiệp. Cách tiếp cận này không

chỉ cung cấp một nền tảng quản trị hiệu quả mà còn hỗ trợ doanh nghiệp duy trì sự

phát triển lâu dài thông qua việc bảo vệ lợi ích của nhiều bên trong xã hội.

2.2.4. Lý thuyết người quản lý tận tâm (Servant Leadership Theory)

Lý thuyết người quản lý tận tâm là một cách tiếp cận quan trọng trong lĩnh

vực lãnh đạo và quản trị doanh nghiệp, nhấn mạnh vai trò của nhà lãnh đạo trong

việc phục vụ và hỗ trợ nhân viên cũng như các bên liên quan thay vì chỉ tập trung

vào quyền lực hoặc lợi ích cá nhân (Jones, 2018). Theo quan điểm này, một nhà

lãnh đạo hiệu quả không chỉ hướng tổ chức đạt được mục tiêu kinh doanh mà còn

chú trọng đến việc phát triển nhân viên, xây dựng một môi trường làm việc tích cực

và duy trì giá trị bền vững trong tổ chức (Eva và cộng sự, 2019).

Lý thuyết này dựa trên nguyên tắc rằng người lãnh đạo tận tâm đóng vai trò

như một người hướng dẫn, tạo điều kiện để nhân viên có thể phát huy tối đa năng

lực của họ, qua đó góp phần nâng cao hiệu suất làm việc và thành công chung của

tổ chức (Flotman và Grobler, 2020). Một số đặc điểm quan trọng của lãnh đạo tận

tâm bao gồm sự khiêm tốn, khả năng lắng nghe, sự đồng cảm, cam kết phát triển

nhân viên, ra quyết định dựa trên giá trị đạo đức và ưu tiên lợi ích tập thể (Dabone,

2024).

Trong môi trường kinh doanh hiện đại, đặc biệt là trong những lĩnh vực có

tính cạnh tranh cao và yêu cầu sự bền vững dài hạn, phong cách lãnh đạo này giúp

tăng cường lòng trung thành của nhân viên, nâng cao mức độ hài lòng trong công

việc và thúc đẩy khả năng đổi mới (Thaib và Parahyanti, 2025). Hoch và cộng sự

(2018) chỉ ra rằng người lãnh đạo tận tâm có mối liên hệ tích cực với hiệu suất tổ

chức, khả năng ra quyết định chiến lược và sự bền vững của doanh nghiệp. Hơn

nữa, mô hình này cũng có liên quan mật thiết đến quản trị doanh nghiệp và trách

nhiệm xã hội, khi nhà lãnh đạo không chỉ quan tâm đến lợi ích ngắn hạn mà còn

hướng tới giá trị lâu dài cho cả tổ chức và cộng đồng (Canavesi và Minelli, 2022).

Điều này giúp doanh nghiệp không chỉ nâng cao hiệu quả hoạt động mà còn tạo

dựng uy tín và danh tiếng vững chắc trên thị trường.

Tóm lại, lý thuyết người quản lý tận tâm đề cao vai trò của lãnh đạo trong

việc phục vụ, hỗ trợ và phát triển nhân viên cũng như các bên liên quan, nhằm đạt

được sự phát triển bền vững cho doanh nghiệp. Mô hình này không chỉ nâng cao

hiệu suất hoạt động mà còn tạo dựng môi trường làm việc tích cực, khuyến khích

đổi mới và duy trì lợi thế cạnh tranh dài hạn.

2.3. CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC LIÊN QUAN CHỦ ĐỀ

Nghiên cứu của Al-Matari và cộng sự (2012) đã đi sâu vào việc phân tích

mối quan hệ giữa các đặc điểm của hội đồng quản trị và hiệu quả sử dụng tài sản

trong các công ty niêm yết không thuộc lĩnh vực tài chính tại Kuwait. Dựa trên dữ

liệu từ 136 công ty trong năm 2009, nghiên cứu đã xem xét các yếu tố như việc

CEO đảm nhiệm nhiều vai trò, thời gian tại vị của CEO, quy mô của ủy ban kiểm

toán, kích thước hội đồng quản trị và cơ cấu thành phần của hội đồng. Hiệu quả

hoạt động của công ty được đánh giá thông qua tỷ suất lợi nhuận trên tài sản

(ROA). Kết quả cho thấy rằng việc CEO kiêm nhiệm nhiều chức vụ và quy mô lớn

của ủy ban kiểm toán có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả sử dụng tài sản. Nghiên

cứu chỉ ra mối quan hệ nghịch giữa hiệu quả tài sản và thời gian CEO tại vị, cũng

như mức độ đòn bẩy tài chính. Phương pháp hồi quy tuyến tính đa biến thông qua

phần mềm SPSS 18.0 được sử dụng, trong đó quy mô doanh nghiệp và đòn bẩy là

biến kiểm soát. Có thể thấy, kết quả làm sáng tỏ ảnh hưởng của cấu trúc quản trị

đến hiệu quả sử dụng tài sản, đồng thời gợi mở những hướng nghiên cứu tiềm năng.

Tóm lại, phân tích này góp phần hiểu rõ hơn về mối liên hệ giữa yếu tố quản lý và

hiệu suất hoạt động doanh nghiệp. Dữ liệu cho thấy cần xem xét kỹ lưỡng vai trò

của lãnh đạo và cấu trúc vốn trong tối ưu hóa tài sản.

Phân tích của Al-Matari và cộng sự (2014) về 162 công ty niêm yết phi tài

chính Oman tập trung vào tác động của cấu trúc quản trị doanh nghiệp lên hiệu quả

tài sản. Nghiên cứu sử dụng chỉ số Tobin's Q, phản ánh cả hiệu quả tài chính và giá

trị thị trường, để đo lường hiệu quả sử dụng tài sản. Các yếu tố được xem xét bao

gồm quy mô và tần suất họp hội đồng quản trị, tính độc lập của ủy ban kiểm toán và

điều hành, cũng như vai trò thư ký hội đồng. Kết luận cho thấy mối liên hệ thuận

giữa quy mô hội đồng, tần suất họp, tính độc lập của các ủy ban và hiệu quả sử

dụng tài sản. Tỷ lệ Tobin's Q cao hơn phản ánh khả năng tạo ra giá trị từ tài sản và

sự đánh giá tích cực của thị trường. Ngược lại, tính độc lập của hội đồng quản trị và

việc thuê cố vấn pháp lý lại có mối quan hệ tiêu cực với hiệu suất sử dụng tài sản.

Các yếu tố khác như nhiệm kỳ của CEO, mức lương của CEO, quy mô và tần suất

họp của ủy ban kiểm toán cũng có mối liên hệ với hiệu suất sử dụng tài sản, nhưng

không đạt được mức ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, sự thay đổi trong thành viên hội

đồng quản trị, vai trò của thư ký hội đồng và các hoạt động của ủy ban điều hành

không có ảnh hưởng đáng kể đến hiệu quả sử dụng tài sản của công ty. Tóm lại,

nghiên cứu này đã góp phần làm sáng tỏ vai trò của cơ chế quản trị doanh nghiệp

trong việc nâng cao hiệu quả sử dụng tài sản tại các thị trường mới nổi như Oman.

Đồng thời, nghiên cứu cũng đề xuất những hướng đi mới cho các công trình tiếp

theo, đặc biệt là về vai trò của các yếu tố như sự thay đổi trong thành viên hội đồng

quản trị và vai trò của thư ký hội đồng.

Không những vậy, nghiên cứu của Vo và Nguyen (2014) đã đi sâu vào việc

phân tích mối liên hệ giữa quản trị công ty và hiệu quả sử dụng tài sản trong các

doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam giai đoạn 2008-2012. Sử dụng dữ liệu từ 177

công ty và áp dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát khả thi (FGLS -

Feasible Generalized Least Squares), nghiên cứu đã xem xét các yếu tố như việc

CEO đảm nhiệm nhiều vai trò, quy mô hội đồng quản trị, tính độc lập của hội đồng

quản trị và mức độ tập trung quyền sở hữu. Hiệu quả hoạt động của công ty được

đánh giá thông qua bốn chỉ tiêu khác nhau, bao gồm (i) tỷ suất lợi nhuận trên tài sản

(ROA), (ii) tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE), (iii) điểm Z của Altman

(1968) và (iv) Tobin’s Q. Bằng cách áp dụng phương pháp FGLS trên tập dữ liệu

của 177 công ty niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 5 năm (2008-2012), nghiên

cứu đã chỉ ra nhiều tác động của quản trị công ty đến hiệu quả hoạt động của doanh

nghiệp. Cụ thể, thứ nhất, việc CEO kiêm nhiệm nhiều chức vụ có mối tương quan

tích cực với hiệu quả hoạt động của công ty. Thứ hai, nghiên cứu phát hiện sự thay

đổi về mặt cấu trúc trong mối quan hệ giữa quyền sở hữu của ban quản lý và hiệu

quả hoạt động của công ty. Thứ ba, tính độc lập của hội đồng quản trị có tác động

ngược chiều đến hiệu quả hoạt động của công ty. Thứ tư, nghiên cứu không tìm

thấy bằng chứng rõ ràng về mối liên hệ giữa quy mô hội đồng quản trị và hiệu suất

sử dụng tài sản.

Phân tích của Kutum (2015) về tương quan giữa lợi nhuận tài sản và đặc

điểm hội đồng quản trị tại 48 doanh nghiệp Palestine niêm yết (2010-2013) cho thấy

chỉ có thời gian hoạt động ảnh hưởng đáng kể. Các yếu tố khác như tính độc lập, tần

suất họp, quy mô hội đồng, chuyên môn thành viên, và kích thước doanh nghiệp

không tạo ra mối liên hệ thống kê. Nghiên cứu này bổ sung kiến thức về quản trị

doanh nghiệp Palestine, làm rõ tác động của tuổi đời doanh nghiệp đến hiệu quả sử

dụng nguồn lực. Dữ liệu được phân tích bao gồm tính độc lập hội đồng, số lần họp,

quy mô, chuyên môn, quy mô công ty, và năm thành lập. Kết quả nhấn mạnh tầm

quan trọng của kinh nghiệm hoạt động đối với hiệu quả tài chính.

Ali và Bin Nasir (2015) đã tiến hành nghiên cứu về vai trò của các hoạt động

quản trị doanh nghiệp đối với hiệu quả tài chính trong các công ty thuộc ngành sản

xuất tại Pakistan. Các yếu tố quản trị doanh nghiệp được xem xét bao gồm quy mô

hội đồng quản trị, tính độc lập của hội đồng quản trị, việc kiêm nhiệm chức danh

CEO/Chủ tịch, và sự hiện diện của ủy ban kiểm toán, được sử dụng làm các biến

độc lập. Phân tích hiệu quả hoạt động doanh nghiệp tại Pakistan giai đoạn 2007-

2011, tập trung vào ngành sản xuất (hóa chất, dược phẩm, đường, xi măng, da, sơn,

thép), dựa trên hai chỉ số then chốt: ROA và ROE. Phương pháp hồi quy dữ liệu

bảng được sử dụng để đánh giá tác động của cơ cấu quản trị doanh nghiệp, thông tin

thu thập từ báo cáo kiểm toán hàng năm, nhằm xem xét ảnh hưởng của Bộ quy tắc

quản trị doanh nghiệp được ban hành năm 2002. Kết quả cho thấy mối tương quan

tích cực và có ý nghĩa thống kê giữa quy mô hội đồng quản trị, kiêm nhiệm

CEO/Chủ tịch, sự tham gia của các giám đốc độc lập và hoạt động của ủy ban kiểm

toán với hiệu quả tài chính. Cụ thể, các yếu tố quản trị nêu trên đều góp phần nâng

cao hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Nghiên cứu khẳng định tầm quan trọng của

cấu trúc quản trị hiệu quả trong việc thúc đẩy hiệu quả kinh doanh.

Phân tích của Herdjiono và Sari (2017) về 156 công ty niêm yết tại Indonesia

trong giai đoạn từ năm 2011 đến 2014 cho thấy mối liên hệ giữa cấu trúc sở hữu và

hiệu quả tài sản trong ngành sản xuất. Phương pháp hồi quy tuyến tính được áp

dụng để đánh giá tác động của quy mô hội đồng quản trị và tỷ lệ sở hữu cổ đông (tổ

chức và quản lý). Kết quả xác nhận ảnh hưởng tích cực của quy mô hội đồng quản

trị đến hiệu quả sử dụng tài sản, trái ngược với tỷ lệ sở hữu cổ đông, dù phân tích

đồng thời vẫn cho thấy mối tương quan. Tuy nhiên, nghiên cứu bị hạn chế bởi phạm

vi chỉ giới hạn ở lĩnh vực sản xuất tại Indonesia, gây ảnh hưởng đến tính phổ quát.

Để mở rộng kết luận, các nghiên cứu tiếp theo cần xem xét đa dạng ngành nghề và

cơ chế quản trị khác nhau, nhằm cung cấp cái nhìn toàn diện hơn về hiệu quả sử

dụng tài sản doanh nghiệp. Nghiên cứu này góp phần làm sáng tỏ mối quan hệ phức

tạp giữa quản trị doanh nghiệp và hiệu quả kinh tế. Dữ liệu thu thập được xử lý

bằng phương pháp định lượng, đảm bảo tính khách quan và độ tin cậy của kết quả.

Trong một nghiên cứu khác, Musallam (2020) đã phân tích về hiệu quả hoạt

động doanh nghiệp Palestine trong giai đoạn từ năm 2010 đến 2016 dựa trên dữ liệu

31 công ty phi tài chính, ứng dụng mô hình phương trình mô men tổng quát, cho

thấy mối liên hệ giữa cấu trúc quản trị và hiệu quả kinh doanh. Nghiên cứu chỉ ra

tác động tích cực và đáng kể của quyền sở hữu, tính độc lập hội đồng quản trị, tần

suất họp, quy mô và chuyên môn tài chính của ủy ban kiểm toán, cũng như quản lý

rủi ro. Ngược lại, kiêm nhiệm chức vụ điều hành và quy mô ủy ban kiểm toán tác

động tiêu cực. Kết luận này mang ý nghĩa thiết thực, cung cấp thông tin hữu ích cho

các nhà hoạch định chính sách, cổ đông và lãnh đạo doanh nghiệp trong việc tối ưu

hóa cấu trúc quản trị và cơ chế kiểm soát rủi ro, góp phần nâng cao hiệu quả hoạt

động. Dữ liệu nghiên cứu phản ánh rõ ràng sự ảnh hưởng của cơ cấu quản trị đến

hiệu quả kinh doanh. Nghiên cứu này tiên phong tại Palestine, phân tích mối tương

quan giữa cấu trúc hội đồng quản trị, ủy ban kiểm toán, quản lý rủi ro và hiệu quả

hoạt động doanh nghiệp phi tài chính. Kết quả không chỉ bảo vệ quyền lợi các bên

liên quan, thu hút đầu tư nước ngoài, mà còn bổ sung kiến thức quản trị doanh

nghiệp, đặc biệt trong bối cảnh thị trường chứng khoán mới nổi như Palestine. Khác

biệt so với các công trình trước đây chỉ tập trung vào yếu tố riêng lẻ, nghiên cứu

này đánh giá tổng thể, kiểm nghiệm lý thuyết đại diện và lấp đầy khoảng trống

trong tài liệu học thuật. Đây là đóng góp quan trọng vào hiểu biết về quản trị doanh

nghiệp tại các thị trường đang phát triển.

Ngoài ra, phân tích tổng hợp của Garad và cộng sự (2021) về tác động của

quản trị doanh nghiệp – bao gồm hội đồng quản trị, ủy ban kiểm toán và cơ cấu sở

hữu – lên giá trị tài chính và giá trị doanh nghiệp dựa trên các công trình nghiên cứu

quốc tế uy tín, được lập chỉ mục trên Scopus, cho thấy những kết luận đáng chú ý.

Phương pháp phân tích tổng hợp, kết hợp với công cụ WordStat 8, đã giúp xác định

các mối tương quan và xu hướng chủ đạo. Nghiên cứu khẳng định vai trò then chốt

của hội đồng quản trị trong việc giảm thiểu rủi ro đầu tư thông qua tham gia tích

cực vào hoạch định chiến lược, thiết lập cơ chế khen thưởng hợp lý và giám sát hiệu

quả hoạt động của ban quản lý, từ đó tối ưu hóa giá trị doanh nghiệp. Đồng thời, ủy

ban kiểm toán được đánh giá cao như một công cụ quản trị hiệu quả, tăng cường

tính minh bạch và độ tin cậy của thông tin tài chính. Sự tham gia tích cực của ủy

ban này vào quá trình báo cáo tài chính và đảm bảo tính độc lập của kiểm toán viên

(nội bộ và bên ngoài) góp phần phòng ngừa các rủi ro tài chính tiềm ẩn. Dữ liệu

thống kê mô tả, phân tích tương quan và phân tích đám mây từ khóa đã củng cố

những phát hiện này. Phân tích cho thấy cấu trúc sở hữu doanh nghiệp, nhất là sự

ảnh hưởng của cổ đông chi phối, tác động tích cực đến lợi nhuận bền vững. Tuy

nhiên, điều chỉnh cơ cấu sở hữu ngắn hạn có thể gây giảm hiệu quả tài sản ban đầu,

nhưng tác động này sẽ suy giảm và chuyển thành hiệu quả hoạt động lâu dài. Kết

quả nghiên cứu có giá trị tham khảo thiết thực cho nhà đầu tư, cổ đông, ban lãnh

đạo và các bên liên quan. Nghiên cứu hỗ trợ quá trình ra quyết định khách quan,

dựa trên đánh giá thị trường chính xác. Báo cáo tổng hợp các nghiên cứu liên quan

và cung cấp chỉ số cập nhật đo lường tương quan giữa quản trị doanh nghiệp và

thành công tài chính trong giai đoạn từ năm 2017 đến năm 2020.

Gần đây, nhiều nghiên cứu tại Việt Nam đã cung cấp bằng chứng cụ thể về

ảnh hưởng của các đặc điểm HĐQT trong bối cảnh thể chế thay đổi và chuyển đổi

số. Vo và cộng sự (2024) tiến hành phân tích dữ liệu 150 doanh nghiệp niêm yết

trong năm 2023, sử dụng phương pháp GMM hệ thống (SGMM) để ước lượng mối

quan hệ giữa các đặc điểm HĐQT (kích thước, tính độc lập, giới tính, tần suất họp,

đa dạng quốc tịch) và hiệu suất tài sản (ROA, ROE, EPS). Kết quả cho thấy kích

thước HĐQT và tính độc lập đều tác động tích cực có ý nghĩa thống kê lên hiệu

suất, đặc biệt có hiệu ứng tương tác mạnh hơn trong các doanh nghiệp đang chuyển

đổi số.

Ngoài ra, Nguyen và Nguyen (2024) khi phân tích 30 doanh nghiệp nhà nước

lớn tại Việt Nam giai đoạn 2017–2022 đã cho thấy quy mô HĐQT và tỷ lệ sở hữu

nhà nước có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả tài chính. Dựa trên nền tảng lý thuyết

về đại diện và quản trị doanh nghiệp, nhóm tác giả đã sử dụng mô hình hồi quy đa

biến để kiểm định mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu nhà nước, quy mô hội đồng quản

trị, và hiệu suất tài chính được đo lường thông qua các chỉ số như ROA và ROE.

Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng tỷ lệ sở hữu nhà nước cao có tương quan tích cực

với hiệu quả tài chính, qua đó cho thấy vai trò chủ đạo của Nhà nước trong việc

kiểm soát và định hướng hoạt động kinh doanh của các SOEs vẫn có thể góp phần

ổn định và cải thiện hiệu suất, đặc biệt trong các nền kinh tế chuyển đổi như Việt

Nam. Đồng thời, quy mô hội đồng quản trị lớn – thể hiện sự đa dạng trong chuyên

môn và kinh nghiệm – cũng được chứng minh là một yếu tố thúc đẩy hiệu quả tài

chính. Nghiên cứu này không chỉ góp phần làm rõ tác động của quyền sở hữu và

cấu trúc hội đồng quản trị trong bối cảnh đặc thù của các doanh nghiệp nhà nước,

mà còn củng cố thêm luận điểm rằng quản trị thể chế đóng vai trò quan trọng trong

việc nâng cao hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp thuộc khu vực công.

Linh và Thuy (2024) đã thực hiện một nghiên cứu nhằm khám phá mối quan

hệ giữa các đặc điểm chính của giám đốc, thành phần hội đồng quản trị và chất

lượng kiểm toán trong bối cảnh các công ty niêm yết tại Sở giao dịch chứng khoán

Thành phố Hồ Chí Minh từ năm 2015 đến 2020. Dựa trên nền tảng nghiên cứu của

Mustafa và Che-Ahmad (2017), nhóm tác giả đã sử dụng một bộ dữ liệu toàn diện

bao gồm 415 công ty và áp dụng mô hình ước tính hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) để

phân tích các mối liên hệ này. Kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ tích cực

đáng kể giữa các giám đốc trong độ tuổi 36-55 và 46-55 với chất lượng kiểm toán,

điều này phản ánh rằng kinh nghiệm và chuyên môn của các giám đốc trong các

nhóm tuổi này đã đóng góp đáng kể vào việc nâng cao quy trình kiểm toán. Nghiên

cứu minh chứng mối liên hệ giữa vị trí giám đốc và chất lượng kiểm toán, khẳng

định tầm quan trọng của mạng lưới quan hệ trong cấu trúc quản trị doanh nghiệp.

Kết quả cho thấy hiệu quả tích cực từ hội đồng quản trị có thành viên sở hữu bằng

Thạc sĩ, phản ánh sự tương quan giữa trình độ học vấn và kỳ vọng khách hàng về

kiểm toán chất lượng cao. Do đó, chuyên môn và trình độ học vấn đóng vai trò then

chốt trong việc đảm bảo môi trường kiểm toán hiệu quả. Kiến thức chuyên sâu góp

phần tạo nên quy trình kiểm toán chặt chẽ, đáng tin cậy.

Nghiên cứu của Tran và cộng sự (2020) cũng chỉ ra rằng, mặc dù có nhiều nỗ

lực cải thiện quản trị, nhiều tổ chức tài chính vẫn phải đối mặt với các thách thức

như hoạt động kém hiệu quả của hội đồng quản trị và những thiếu sót trong các quy

trình quản lý rủi ro. Có thể thấy, hiệu quả sử dụng tài sản, nhất là trong lĩnh vực tài

chính tiềm ẩn rủi ro cao, đòi hỏi cơ chế quản trị tối ưu. Ngoài ra, nghiên cứu của

Trung (2022) chỉ rõ rằng quản lý rủi ro yếu kém không chỉ giảm hiệu quả sử dụng

tài sản doanh nghiệp mà còn làm tổn hại uy tín, niềm tin công chúng vào hệ thống

tài chính. Vì vậy, cải tiến khung quản trị, quản lý rủi ro là cần thiết để đảm bảo

minh bạch, ngăn ngừa sai phạm. Quản trị hiệu quả không chỉ thúc đẩy hoạt động tổ

chức tài chính mà còn bảo vệ lợi ích các bên liên quan, củng cố niềm tin vào thị

trường tài chính.

Nghiên cứu của Rehman và cộng sự (2025) đã khám phá mối quan hệ giữa

đặc điểm hội đồng quản trị, hiệu quả hoạt động doanh nghiệp và vai trò trung gian

của rủi ro doanh nghiệp trong bối cảnh các công ty niêm yết tại Trung Quốc.

Nghiên cứu sử dụng bộ dữ liệu bảng được thu thập từ 400 công ty niêm yết trên sàn

chứng khoán Trung Quốc trong giai đoạn 2010–2020, qua đó cung cấp một cái nhìn

toàn diện về cách các yếu tố quản trị tác động đến hiệu suất doanh nghiệp thông qua

kênh kiểm soát rủi ro. Phương pháp nghiên cứu chủ yếu là mô hình hồi quy đa biến

kết hợp với phân tích trung gian (mediation analysis) nhằm đánh giá vai trò trung

gian của biến rủi ro doanh nghiệp trong mối liên hệ giữa đặc điểm hội đồng quản trị

và hiệu quả hoạt động. Các đặc điểm hội đồng quản trị được xem xét bao gồm quy

mô hội đồng, tỷ lệ thành viên độc lập, tần suất họp và trình độ học vấn của các

thành viên. Hiệu quả hoạt động được đo lường thông qua các chỉ tiêu tài chính như

ROA và Tobin's Q. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng một hội đồng quản trị có cấu

trúc tốt – với quy mô phù hợp, nhiều thành viên độc lập và trình độ học vấn cao –

có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Đồng thời, nghiên cứu

chứng minh rằng rủi ro doanh nghiệp đóng vai trò trung gian đáng kể trong mối

quan hệ này, tức là hội đồng quản trị hiệu quả có thể giảm thiểu rủi ro, từ đó gián

tiếp cải thiện hiệu quả tài chính.

Các công trình nghiên cứu đã làm sáng tỏ mối quan hệ giữa đặc điểm hội

đồng quản trị, quản lý rủi ro và hiệu quả sử dụng tài sản doanh nghiệp. Điều này đặt

nền móng cho nghiên cứu chuyên sâu về vai trò quản trị trong việc nâng cao hiệu

quả hoạt động, ổn định hệ thống tài chính. Tối ưu hóa quản trị là chìa khóa then

chốt cho sự phát triển bền vững và minh bạch của ngành tài chính. Sự cần thiết này

càng được nhấn mạnh trong bối cảnh rủi ro ngày càng gia tăng. Dưới đây là bảng

tổng hợp các nghiên cứu đi trước có liên quan đến đề tài nghiên cứu của tác giả:

Bảng 2.1. Bảng tổng hợp các nghiên cứu trước có liên quan

STT Tác giả (Năm) Phương pháp Kết quả chính

CEOD tác động tích cực; Al-Matari và OLS (SPSS) TCEO và đòn bẩy tác động 1 cộng sự (2012) tiêu cực đến ROA

Quy mô HĐQT và tần suất

Al-Matari và họp có tác động tích cực; một OLS 2 cộng sự (2014) số yếu tố không ý nghĩa thống

kê

CEOD tác động tích cực; Vo và Nguyen FGLS BIND tác động tiêu cực; không 3 (2014) tìm thấy bằng chứng với BS

Chỉ có tuổi doanh nghiệp có ý 4 Kutum (2015) OLS nghĩa

Tất cả biến quản trị có mối Ali và Bin Hồi quy dữ quan hệ tích cực với ROA và 5 Nasir (2015) liệu bảng ROE

Herdjiono và BS ảnh hưởng tích cực, BO OLS 6 Sari (2017) không rõ rang

Quản trị tổng thể ảnh hưởng Musallam GMM tích cực đến hiệu quả; CEOD 7 (2020) ảnh hưởng tiêu cực

BS và BIND tác động tích cực, Vo và cộng sự GMM hệ đặc biệt với doanh nghiệp 8 (2024) thống chuyển đổi số

Nguyen và Sở hữu nhà nước cao và BS OLS Nguyen (2024) lớn góp phần tăng ROA, ROE 9

RM yếu làm giảm hiệu quả GMM hệ 10 Trung (2022) hoạt động và niềm tin của thị thống trường

Quản trị rủi ro đóng vai trò

Hồi quy Rehman và trung gian giữa HĐQT và hiệu 11 cộng sự (2025) suất tài chính (đo bằng ROA, trung gian

Tobin’s Q)

Nguồn: Tổng hợp bởi tác giả

2.4. XÂY DỰNG CÁC GIẢ THUYẾT VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU ĐỀ

XUẤT

2.4.1. Giả thuyết nghiên cứu

Ảnh hưởng của quyền sở hữu của hội đồng quản trị đến hiệu suất sử

dụng tài sản của doanh nghiệp

Theo Al-Faryan (2024), quyền sở hữu của hội đồng quản trị phản ánh tỷ lệ

cổ phần mà các thành viên HĐQT nắm giữ trong doanh nghiệp và được xem là một

yếu tố cốt lõi trong cấu trúc quản trị. Theo lý thuyết đại diện, khi các thành viên

HĐQT đồng thời là cổ đông, họ có xu hướng hành động vì lợi ích lâu dài của doanh

nghiệp, từ đó giảm thiểu chi phí đại diện và gia tăng hiệu quả sử dụng tài sản

(Steinfeld, 2023). Ngoài ra, theo lý thuyết người quản lý tận tâm, các nhà quản trị

sở hữu cổ phần có xu hướng gắn bó hơn với mục tiêu dài hạn của doanh nghiệp,

tăng cường tinh thần trách nhiệm và cam kết sử dụng hiệu quả các nguồn lực sẵn có

(Thaib và Parahyanti, 2025).

Vai trò của quyền sở hữu hội đồng quản trị trong việc nâng cao hiệu quả hoạt

động doanh nghiệp là không thể phủ nhận. Sở hữu cổ phần thúc đẩy giám sát chặt

chẽ, hạn chế lợi dụng quyền lực cá nhân, từ đó tối ưu hóa việc sử dụng tài sản

(Jayaraman và cộng sự 2025). Tăng cường trách nhiệm giải trình và minh bạch

trong quản trị công ty là hệ quả tất yếu. Tuy nhiên, hiệu quả này phụ thuộc vào cấu

trúc công ty. Ở doanh nghiệp nhỏ, quyền sở hữu hội đồng quản trị phát huy tác

dụng rõ rệt hơn so với doanh nghiệp lớn, nơi quyền lực phân tán, giám sát khó khăn

(Farooq và Ahmad, 2023). Do đó, cần xem xét quy mô doanh nghiệp khi đánh giá

tầm quan trọng của quyền sở hữu này.

Thêm vào đó, phân tích của Musallam (2024) chỉ ra ảnh hưởng đáng kể của

quyền sở hữu cổ phần trực tiếp hoặc gián tiếp bởi hội đồng quản trị lên quyết định

đầu tư và quản lý tài sản. Lợi ích cá nhân gắn liền với hiệu quả kinh doanh thúc đẩy

tối ưu hóa sử dụng tài sản, bảo toàn giá trị đầu tư. Ngược lại, các nghiên cứu cho

thấy tỷ lệ sở hữu cổ phần thấp của hội đồng quản trị lại đem đến hiệu quả sử dụng

tài sản cao hơn. Điều này cho thấy mối quan hệ không tuyến tính phức tạp giữa tỷ lệ

sở hữu và hiệu suất tài chính doanh nghiệp.

Ngoài ra, kết quả nghiên cứu của Khatib và cộng sự (2023) củng cố quan

điểm về mối liên hệ tích cực giữa quyền sở hữu của hội đồng quản trị và hiệu quả

sử dụng tài sản, khẳng định tầm quan trọng của quyền sở hữu trong việc nâng cao

hiệu quả hoạt động. Tuy nhiên, một số công trình nghiên cứu, như Amorelli và

García (2021) hay Maniruzzaman và cộng sự (2024), đề cập đến khả năng tồn tại

mối quan hệ phi tuyến tính. Dù vậy, đa số nghiên cứu vẫn ủng hộ luận điểm: tỷ lệ

sở hữu của hội đồng quản trị cao hơn sẽ dẫn đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp

tốt hơn.

Vì vậy, nghiên cứu này đề xuất giả thuyết sau:

Giả thuyết H1: Quyền sở hữu của hội đồng quản trị có ảnh hưởng tích cực

đến hiệu suất sử dụng tài sản.

Ảnh hưởng của quy mô hội đồng quản trị đến hiệu suất sử dụng tài sản

của doanh nghiệp

Lý thuyết đại diện cho rằng, HĐQT đóng vai trò là cơ chế giám sát nhằm hạn

chế các hành vi trục lợi của nhà quản lý và bảo vệ lợi ích của cổ đông (Al-Faryan,

2024). Tuy nhiên, khi quy mô HĐQT tăng lên, việc phối hợp và chia sẻ thông tin

giữa các thành viên có thể trở nên khó khăn, dẫn đến sự kém hiệu quả trong giám

sát và ra quyết định (Farooq và Ahmad, 2023). Điều này phù hợp với quan điểm từ

lý thuyết quản lý, nhấn mạnh rằng hiệu quả tổ chức phụ thuộc vào năng lực ra quyết

định và sự phối hợp hiệu quả giữa các cấp quản trị.

Bên cạnh đó, theo lý thuyết người quản lý tận tâm, một HĐQT nhỏ gọn có

thể tạo điều kiện cho sự tin tưởng và đồng thuận trong chiến lược, giúp tối ưu hóa

hiệu quả sử dụng nguồn lực. Ngược lại, HĐQT quá lớn có thể dẫn đến chia rẽ quan

điểm, gia tăng mâu thuẫn lợi ích và làm chậm quá trình phản ứng trước biến động

thị trường. Kalbuana (2022) cũng nhận định rằng các HĐQT vượt quá bảy thành

viên thường đối mặt với những thách thức về giao tiếp và sự kém hiệu quả trong

việc triển khai các quyết định chiến lược.

Ngoài ra, từ góc nhìn của lý thuyết các bên liên quan, HĐQT là cầu nối giữa

doanh nghiệp và các bên liên quan như nhà đầu tư, người lao động và cộng đồng.

Khi HĐQT có quy mô quá lớn, việc cân bằng và lắng nghe lợi ích từ nhiều nhóm

khác nhau trở nên khó khăn, làm suy giảm sự tập trung vào các mục tiêu cốt lõi như

hiệu suất tài sản và tăng trưởng bền vững. Có thể thấy, các nghiên cứu thực tiễn của

Husaini và Saiful (2017) cùng với Palaniappan (2017) đã chứng minh tác động tiêu

cực của quy mô HĐQT đối với hiệu suất doanh nghiệp khi đều cho thấy rằng các

HĐQT lớn thường kém linh hoạt và phản ứng chậm trước thay đổi, từ đó ảnh hưởng

tiêu cực đến hiệu suất hoạt động.

Tóm lại, việc duy trì một quy mô HĐQT hợp lý là cần thiết để cân bằng giữa

đa dạng quan điểm và hiệu quả quản trị. Những phân tích trên dẫn đến giả thuyết

nghiên cứu sau:

Giả thuyết H2: Quy mô hội đồng quản trị có ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu

suất sử dụng tài sản.

Ảnh hưởng của việc chủ tịch hội đồng quản trị kiêm nhiệm chức vụ

CEO đến hiệu suất sử dụng tài sản của doanh nghiệp

Theo lý thuyết đại diện, hội đồng quản trị có vai trò chủ chốt trong việc giám

sát hoạt động của ban điều hành nhằm bảo vệ lợi ích của cổ đông và giảm thiểu chi

phí đại diện phát sinh từ sự tách biệt quyền sở hữu và quyền kiểm soát (Khatib và

cộng sự, 2023). Khi Chủ tịch HĐQT đồng thời giữ chức vụ CEO, quyền lực có xu

hướng bị tập trung quá mức, làm giảm tính độc lập của hội đồng quản trị và làm suy

yếu hiệu quả giám sát. Hệ quả là nguy cơ lạm dụng quyền hạn tăng lên, kéo theo

các quyết định thiếu khách quan và kém hiệu quả (Merendino và Melville, 2019).

Việc thiếu kiểm soát và minh bạch trong quản lý có thể dẫn đến tình trạng sử dụng

tài sản doanh nghiệp không hiệu quả, gây ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu suất hoạt

động. Từ góc nhìn theo lý thuyết người quản lý tận tâm, việc kiêm nhiệm có thể

mang lại hiệu quả nếu nhà lãnh đạo hành động vì lợi ích tổ chức và có đủ năng lực

để đưa ra quyết định nhanh chóng, thống nhất (Dabone, 2024). Tuy nhiên, lý thuyết

này giả định rằng người quản lý luôn tận tâm và không có xung đột lợi ích – một giả

định khó đảm bảo trong thực tiễn, đặc biệt tại các thị trường mới nổi như Việt Nam,

nơi các cơ chế kiểm soát và minh bạch vẫn đang trong quá trình hoàn thiện. Do đó,

rủi ro từ sự tập trung quyền lực vẫn là vấn đề đáng lo ngại (Thaib và Parahyanti,

2025).

Tương tự, lý thuyết các bên liên quan cho rằng doanh nghiệp cần cân bằng

lợi ích của nhiều nhóm, không chỉ của cổ đông mà còn của nhân viên, khách hàng

và cộng đồng. Theo Mahajan và cộng sự (2023), khi CEO cũng là Chủ tịch HĐQT,

quyền lực không được kiểm soát có thể khiến doanh nghiệp ưu tiên lợi ích cá nhân

hoặc nhóm thiểu số, làm suy giảm trách nhiệm giải trình với các bên liên quan còn

lại, từ đó ảnh hưởng đến hiệu suất tổng thể. Thêm vào đó, lý thuyết quản lý chỉ ra

rằng sự tách biệt hai vị trí sẽ tăng tính minh bạch trong giám sát và giúp HĐQT thực

hiện đúng vai trò định hướng chiến lược và kiểm soát rủi ro, thay vì bị chi phối bởi

quyền lực của ban điều hành (Banda và Mwange, 2023). Nhiều nghiên cứu thực tiễn

đã chỉ ra rằng việc phân tách hai chức danh này mang lại lợi ích đáng kể, giúp hội

đồng quản trị duy trì tính độc lập trong giám sát và giảm thiểu chi phí đại diện.

Theo phát hiện của Husaini và Saiful (2017), các doanh nghiệp áp dụng mô hình

tách biệt giữa chức vụ CEO và Chủ tịch HĐQT thường có hiệu suất sử dụng tài sản

cao hơn so với những công ty có CEO kiêm nhiệm. Ngoài ra, nghiên cứu của

Shrivastav và Kalsie (2016) cùng Rutledge và cộng sự (2016) cũng đưa ra bằng

chứng cho thấy việc một cá nhân nắm giữ đồng thời hai vai trò này có thể ảnh

hưởng tiêu cực đến hiệu suất doanh nghiệp, do làm suy yếu chức năng kiểm soát

của HĐQT và tạo điều kiện cho các quyết định mang tính thiên vị, thiếu hiệu quả.

Dựa trên những phân tích trên, nghiên cứu này đề xuất giả thuyết sau:

Giả thuyết H3: Chủ tịch hội đồng quản trị kiêm nhiệm chức vụ CEO có ảnh

hưởng tiêu cực đến hiệu suất sử dụng tài sản.

Ảnh hưởng của thời gian đảm nhiệm của CEO đến hiệu suất sử dụng tài

sản của doanh nghiệp

Theo lý thuyết đại diện, nhà quản lý (CEO) là người điều hành nhưng không

sở hữu toàn bộ doanh nghiệp, nên có thể xuất hiện tình trạng theo đuổi lợi ích cá

nhân thay vì mục tiêu tối đa hóa giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, thời gian đảm

nhiệm dài có thể làm tăng mức độ gắn kết giữa CEO và tổ chức, từ đó giảm chi phí

đại diện và nâng cao hiệu suất hoạt động (Sheikh, 2018). CEO có nhiệm kỳ lâu

thường tích lũy được nhiều kinh nghiệm điều hành, hiểu rõ môi trường nội bộ và

bên ngoài, từ đó xây dựng và triển khai hiệu quả hơn các chiến lược quản lý tài sản

trong dài hạn (Liu và cộng sự, 2021).

Ở chiều ngược lại, lý thuyết các bên liên quan cho rằng CEO cần đáp ứng lợi

ích đa dạng của nhiều bên như cổ đông, nhân viên và cộng đồng (Ososuakpor,

2023). Tuy nhiên, khi CEO tại nhiệm quá lâu mà không có sự đổi mới về tư duy

hoặc sức ép từ bên ngoài, họ có thể trở nên bảo thủ, ngại thay đổi hoặc trì hoãn các

quyết định quan trọng, dẫn đến giảm sút hiệu quả sử dụng tài sản – đặc biệt trong

bối cảnh kết quả kinh doanh không đạt kỳ vọng (Dobija và cộng sự, 2022). Tuy

nhiên, lý thuyết người quản lý tận tâm mang lại góc nhìn tích cực hơn, cho rằng các

nhà quản lý với thời gian đảm nhiệm dài có xu hướng đặt lợi ích tổ chức lên trên lợi

ích cá nhân, thể hiện qua việc xây dựng các chiến lược phát triển bền vững và sử

dụng hiệu quả các nguồn lực trong dài hạn (Osei và cộng sự, 2024). Điều này đặc

biệt có ý nghĩa trong lĩnh vực tài chính – nơi sự ổn định lãnh đạo đóng vai trò quan

trọng trong việc duy trì niềm tin thị trường và khả năng thích ứng chiến lược.

Như vậy, sự kết hợp giữa kinh nghiệm, cam kết tổ chức và định hướng dài

hạn có thể khiến thời gian đảm nhiệm của CEO trở thành một yếu tố thúc đẩy hiệu

suất sử dụng tài sản. Do đó, nghiên cứu này kỳ vọng rằng thời gian đảm nhiệm của

CEO có ảnh hưởng tích cực đến hiệu suất sử dụng tài sản của doanh nghiệp, từ đó

đề xuất giả thuyết sau:

Giả thuyết H4: Thời gian đảm nhiệm của CEO có ảnh hưởng tích cực đến

hiệu suất sử dụng tài sản.

Ảnh hưởng của tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT đến hiệu suất sử

dụng tài sản của doanh nghiệp

Theo lý thuyết đại diện, sự tách biệt quyền sở hữu và quyền quản lý trong

doanh nghiệp dẫn đến nguy cơ chi phí đại diện phát sinh do nhà quản lý có thể theo

đuổi mục tiêu cá nhân thay vì tối đa hóa giá trị cho cổ đông (Khatib và cộng sự,

2023). Trong bối cảnh đó, thành viên độc lập trong HĐQT đóng vai trò như một cơ

chế kiểm soát, giúp giảm thiểu xung đột lợi ích giữa cổ đông và ban điều hành. Sự

hiện diện của họ tăng cường tính khách quan trong giám sát và ra quyết định, qua

đó nâng cao hiệu quả sử dụng tài sản. Nghiên cứu của Jayaraman và cộng sự (2025)

khẳng định rằng các thành viên độc lập có vai trò then chốt trong việc giám sát hoạt

động điều hành và định hướng chiến lược, giúp tăng hiệu quả quản trị. Rahman và

Zahid (2021) cũng chỉ ra rằng HĐQT độc lập có tác động tích cực đến chất lượng

thông tin tài chính và hiệu suất hoạt động thông qua việc hạn chế hành vi thao túng

lợi nhuận. Tương tự, nghiên cứu của Rutledge và cộng sự (2016) phát hiện ra rằng

tỷ lệ thành viên độc lập cao có mối quan hệ tích cực đến hiệu quả tài chính.

Theo lý thuyết các bên liên quan, thành viên độc lập giúp đảm bảo rằng

không chỉ lợi ích của cổ đông mà cả lợi ích của các bên liên quan khác như nhân

viên, khách hàng, và xã hội được cân nhắc trong các quyết định chiến lược. Điều

này góp phần duy trì niềm tin của thị trường và nâng cao tính bền vững của hiệu

suất hoạt động (Mahajan và cộng sự, 2023). Ngoài ra, theo lý thuyết người quản lý

tận tâm, những thành viên độc lập có trình độ chuyên môn và đạo đức nghề nghiệp

cao có xu hướng đặt lợi ích chung của doanh nghiệp lên trên lợi ích cá nhân. Điều

này dẫn đến các quyết định chiến lược dài hạn và hiệu quả hơn, đặc biệt là trong

việc giám sát sử dụng tài sản (Amorelli và García, 2021; Musallam, 2025). Đồng

thời, Baysinger và Butler (2019) khẳng định rằng thành viên độc lập nâng cao năng

lực giám sát của HĐQT, góp phần làm tăng hiệu quả hoạt động doanh nghiệp.

Farooq và Ahmad (2023) bổ sung rằng tính độc lập cao giúp nâng cao chất lượng

quyết định nhờ sự đa dạng trong chuyên môn và tư duy phản biện.

Tại Việt Nam, Luật Doanh nghiệp năm 2020 quy định rằng các công ty đại

chúng cần đảm bảo ít nhất 20% số thành viên HĐQT là độc lập nhằm tăng cường

minh bạch và khả năng giám sát. Quy định này phản ánh sự hội nhập với các chuẩn

mực quản trị quốc tế và thể hiện cam kết của Việt Nam trong việc nâng cao hiệu

quả quản trị doanh nghiệp.

Dựa trên các luận cứ lý thuyết, nghiên cứu và quy định hiện hành đã được

trình bày, giả thuyết được đề xuất là:

Giả thuyết H5: Tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT có ảnh hưởng tích cực

đến hiệu suất sử dụng tài sản.

Ảnh hưởng của quản trị rủi ro đến hiệu suất sử dụng tài sản của doanh

nghiệp

Quản trị rủi ro là yếu tố cốt lõi bảo toàn tài sản và tối ưu hiệu quả hoạt động

doanh nghiệp. Sự lệch pha thông tin giữa người quản lý và cổ đông, như lý thuyết

đại diện của Jensen và Meckling (2019), tiềm ẩn rủi ro, dẫn tới phân bổ nguồn lực

thiếu hiệu quả. Hệ thống quản trị rủi ro bài bản không chỉ giảm thiểu tác động tiêu

cực từ biến động thị trường mà còn định hướng phân bổ vốn tối ưu, nâng cao năng

suất tài sản doanh nghiệp. Triển khai hiệu quả hệ thống này là then chốt cho sự bền

vững và phát triển (Rahu và cộng sự, 2021).

Từ quan điểm lý thuyết người quản lý tận tâm, việc thiết lập các cơ chế quản

trị rủi ro như ủy ban rủi ro chuyên trách hay bộ phận kiểm soát nội bộ thể hiện sự

chủ động và cam kết của ban điều hành trong việc bảo vệ tài sản và ổn định hoạt

động. Những nhà quản trị tận tâm thường coi trọng tính bền vững trong quản lý rủi

ro, từ đó đưa ra các chiến lược phân bổ vốn và kiểm soát chi phí hiệu quả hơn, góp

phần nâng cao hiệu suất sử dụng tài sản (Horvey, 2023). Ngoài ra, theo lý thuyết

quản lý, việc đầu tư vào hệ thống quản trị rủi ro phản ánh năng lực điều hành chiến

lược của ban lãnh đạo, đặc biệt trong việc ứng phó với rủi ro tài chính, vận hành và

thị trường. Khả năng nhận diện, đo lường và kiểm soát rủi ro không chỉ giúp doanh

nghiệp giảm thiểu tổn thất mà còn tối đa hóa hiệu quả sử dụng các nguồn lực hiện

có (Banda và Mwange, 2023). Song song đó, lý thuyết các bên liên quan cho rằng

một hệ thống quản trị rủi ro hiệu quả không chỉ bảo vệ cổ đông mà còn củng cố

niềm tin từ các bên liên quan như nhà đầu tư, khách hàng và cơ quan quản lý. Việc

thể hiện trách nhiệm quản trị thông qua minh bạch rủi ro, công bố thông tin đầy đủ

và có chiến lược kiểm soát phù hợp giúp nâng cao uy tín doanh nghiệp và tăng

cường hiệu quả vận hành dài hạn (González và cộng sự, 2020).

Thực tiễn cho thấy, các doanh nghiệp triển khai chiến lược quản trị rủi ro

hiệu quả thường có sự cải thiện đáng kể về hiệu suất sử dụng tài sản nhờ vào việc

hạn chế tổn thất và tăng cường kiểm soát tài chính. Cụ thể, nghiên cứu của Horvey

(2023) đã chỉ ra rằng việc thực hiện các biện pháp quản trị rủi ro doanh nghiệp có

mối quan hệ tích cực với giá trị doanh nghiệp. Nghiên cứu Shatnawi và cộng sự

(2019) chỉ ra mối tương quan tích cực giữa việc bổ nhiệm giám đốc quản lý rủi ro

và hiệu quả tài chính doanh nghiệp. Với kết quả tương tự, González và cộng sự

(2020) khẳng định quản trị rủi ro hiệu quả làm giảm biến động lợi nhuận, củng cố

hoạt động kinh doanh bền vững. Hai nghiên cứu trên đều nhấn mạnh tầm quan trọng

của quản trị rủi ro đối với sự ổn định và tăng trưởng doanh nghiệp.

Dựa trên các nghiên cứu và quan điểm trên, có thể kỳ vọng rằng quản trị rủi

ro có ảnh hưởng tích cực đến hiệu suất sử dụng tài sản của doanh nghiệp:

Giả thuyết H6: Quản trị rủi ro có ảnh hưởng tích cực đến hiệu suất sử dụng

tài sản.

2.4.2. Mô hình nghiên cứu đề xuất

Mô hình nghiên cứu của luận văn được phát triển trên nền tảng kế thừa và tích hợp

các lý thuyết kinh điển trong lĩnh vực quản trị doanh nghiệp và quản lý rủi ro, bao

gồm: lý thuyết đại diện, lý thuyết người quản lý tận tâm, lý thuyết các bên liên quan

và lý thuyết quản lý. Mỗi lý thuyết đóng vai trò định hướng cho việc xác định các

biến độc lập, biến kiểm soát và giả thuyết nghiên cứu, đồng thời tạo cơ sở lý luận

vững chắc cho mô hình thực nghiệm.

Trước hết, lý thuyết đại diện, do Jensen và Meckling (1976) phát triển, nhấn mạnh

đến xung đột lợi ích tiềm tàng giữa cổ đông (chủ sở hữu) và nhà quản trị (người đại

diện). Từ góc nhìn này, các cơ chế giám sát và điều chỉnh hành vi quản lý trở thành

yếu tố cốt lõi để đảm bảo hiệu quả vận hành doanh nghiệp. Trong mô hình nghiên

cứu, các biến như quyền sở hữu của hội đồng quản trị (BO), tỷ lệ thành viên độc lập

(BIND) và vai trò kiêm nhiệm của CEO (CEOD) được thiết kế nhằm phản ánh các

công cụ kiểm soát và đồng bộ hóa lợi ích giữa cổ đông và nhà quản trị. Theo đó, giả

thuyết được xây dựng dựa trên kỳ vọng rằng các đặc điểm này sẽ góp phần nâng

cao hiệu suất sử dụng tài sản thông qua tăng cường trách nhiệm giải trình và giảm

chi phí đại diện.

Tiếp theo, lý thuyết người quản lý tận tâm đưa ra quan điểm trái ngược với lý

thuyết đại diện khi cho rằng các nhà quản trị có xu hướng hành động vì lợi ích

chung và dài hạn của tổ chức. Theo lý thuyết này, các CEO có thời gian đảm nhiệm

dài (TCEO) hoặc đảm nhận đồng thời chức danh chủ tịch HĐQT (CEOD) có thể tạo

ra lợi ích đáng kể cho doanh nghiệp, nhờ vào kinh nghiệm sâu sắc, hiểu biết nội bộ

và sự cam kết gắn bó với tổ chức. Do đó, trong mô hình nghiên cứu, các biến liên

quan đến thời gian và vai trò quản trị được kỳ vọng có ảnh hưởng tích cực đến hiệu

suất sử dụng tài sản, đặc biệt trong những tổ chức có môi trường quản trị ổn định.

Bên cạnh đó, lý thuyết các bên liên quan mở rộng phạm vi trách nhiệm quản trị từ

cổ đông sang các nhóm lợi ích khác như nhân viên, khách hàng, nhà đầu tư và cộng

đồng. Theo lý thuyết này, hội đồng quản trị có vai trò bảo đảm sự cân bằng lợi ích

giữa các bên liên quan, từ đó thúc đẩy sự phát triển bền vững của doanh nghiệp.

Trong nghiên cứu này, việc hiện diện của một ủy ban quản lý rủi ro chuyên trách

(RM) được xem là biểu hiện cụ thể của cam kết minh bạch và trách nhiệm giải

trình, qua đó tác động tích cực đến hiệu suất sử dụng tài sản thông qua việc giảm

thiểu các rủi ro tiềm ẩn.

Cuối cùng, lý thuyết quản lý nhấn mạnh vai trò của cơ cấu tổ chức, hệ thống điều

hành và năng lực quản lý trong việc định hình hiệu quả hoạt động doanh nghiệp.

Các yếu tố như quy mô hội đồng quản trị (BS), quy mô doanh nghiệp (FSIZE), tuổi

đời doanh nghiệp (FAGE) và đòn bẩy tài chính (DEBT) được sử dụng làm biến

kiểm soát trong mô hình, đại diện cho đặc điểm tổ chức và năng lực quản trị nội tại

của mỗi doanh nghiệp. Việc đưa các biến này vào mô hình không chỉ giúp đảm bảo

độ tin cậy cho phân tích định lượng mà còn cho phép đánh giá toàn diện tác động

của đặc điểm tổ chức lên hiệu quả sử dụng tài sản.

Tóm lại, việc tích hợp bốn lý thuyết nền trong thiết kế mô hình nghiên cứu không

chỉ củng cố tính hợp lý về mặt học thuật mà còn tạo điều kiện thuận lợi để giải thích

kết quả thực tiễn trong bối cảnh đặc thù của các doanh nghiệp tài chính tại Việt

Nam. Từ đó, tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu như Hình 2.1:

Hình 2.1. Mô hình nghiên cứu

Biến kiểm soát

Nguồn: Từ tác giả

Phương trình mô hình hồi quy được mô tả như sau:

ROAi,t = β0 + β1BOi,t + β2BSi,t + β3CEODi,t + β4TCEOi,t + β5BINDi,t + β6RMi,t +

β7FAGEi,t + β8FSIZEi,t + β9DEBTi,t + ε i,t

Trong đó:

β0 biểu thị tham số hằng số (hay hệ số chặn)

β1, β2, β3, β4, β5,β6 là các hệ số của các biến độc lập (hay hệ số góc)

β7, β8, β9 là các hệ số của các biến kiểm soát

ε i,t là sai số ngẫu nhiên chung (sai số không giải thích được từ mô hình)

Phân tích hồi quy dữ liệu bảng trong nghiên cứu này được thực hiện bằng

phần mềm Stata phiên bản 17, nhằm đánh giá mối quan hệ giữa đặc điểm hội đồng

quản trị, quản trị rủi ro và hiệu suất sử dụng tài sản của doanh nghiệp. Phân tích hồi

quy OLS, FEM, và REM tiềm ẩn vấn đề tự tương quan và phương sai thay đổi. Do

đó, kiểm định Wooldridge và Wald biến đổi được áp dụng để phát hiện các vi phạm

giả thuyết. Nếu phát hiện vi phạm, phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát

khả thi (FGLS) được sử dụng. FGLS hiệu quả trong xử lý phương sai sai số thay đổi

và tự tương quan trong dữ liệu bảng. Áp dụng FGLS đảm bảo độ tin cậy và chính

xác của ước lượng, khắc phục điểm yếu của OLS, tăng cường chất lượng phân tích.

Phương pháp này tối ưu hóa kết quả nghiên cứu bằng cách giải quyết các vấn đề về

sai số. Việc lựa chọn phương pháp phù hợp rất quan trọng để đảm bảo tính hợp lệ

của kết quả.

2.5. TÓM TẮT CHƯƠNG 2

Chương 2 thiết lập nền tảng lý thuyết vững chắc cho nghiên cứu, làm rõ khái

niệm hội đồng quản trị, quản trị doanh nghiệp và quản trị rủi ro. Lý thuyết đại diện,

lý thuyết quản lý, lý thuyết các bên liên quan, và lý thuyết người quản lý tận tâm

được trình bày như những trụ cột kiến thức. Chương này cũng tổng hợp và phân

tích các công trình nghiên cứu liên quan, định hình hướng tiếp cận và xây dựng giả

thuyết. Từ đó, tác giả đề xuất các giả thuyết nghiên cứu và mô hình kiểm định mối

quan hệ giữa các yếu tố nghiên cứu, dựa trên cơ sở lý thuyết và kết quả nghiên cứu

tiền nhiệm. Chi tiết phương pháp luận sẽ được trình bày trong chương sau, đảm bảo

tính hệ thống và nhất quán của toàn bộ nghiên cứu.

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Mục tiêu của Chương 3 là trình bày phương pháp nghiên cứu, quy trình thu

thập dữ liệu tổng thể và mô tả chi tiết các biến được sử dụng trong nghiên cứu. Các

phương pháp phân tích và việc kiểm định mức độ phù hợp của mô hình sẽ được

trình bày trong chương này nhằm phục vụ cho việc chạy mô hình và đưa ra kết quả

trong chương tiếp theo.

3.1. QUY TRÌNH NGHIÊN CỨU

Nghiên cứu được triển khai theo một quy trình hệ thống gồm sáu bước liên

tiếp nhằm đảm bảo tính logic và nhất quán trong toàn bộ quá trình thực hiện. Trước

hết, nghiên cứu xuất phát từ thực trạng quản trị tại các doanh nghiệp tài chính ở

Việt Nam và khoảng trống học thuật liên quan đến tác động kết hợp giữa đặc điểm

hội đồng quản trị và quản trị rủi ro, từ đó xác định rõ vấn đề nghiên cứu. Trên cơ sở

đó, các lý thuyết nền tảng như lý thuyết đại diện, lý thuyết quản lý, lý thuyết người

quản lý tận tâm và lý thuyết các bên liên quan được tổng hợp cùng với các kết quả

nghiên cứu thực tiễn gần đây để xây dựng mô hình nghiên cứu và giả thuyết cụ thể.

Sau khi hoàn thiện mô hình lý thuyết, nghiên cứu tiến hành thu thập dữ liệu

thứ cấp từ báo cáo tài chính và báo cáo quản trị công ty của 84 doanh nghiệp trong

lĩnh vực tài chính ở Việt Nam trong giai đoạn 2010–2022. Các dữ liệu sau đó được

xử lý, mã hóa và tổ chức dưới dạng dữ liệu bảng (panel data), đồng thời định nghĩa

và đo lường chín biến nghiên cứu, bao gồm sáu biến độc lập và ba biến kiểm soát.

Tiếp theo, dữ liệu được phân tích định lượng thông qua các mô hình hồi quy phù

hợp với đặc điểm dữ liệu bảng như FEM, REM và FGLS, sử dụng phần mềm

STATA để kiểm định các giả thuyết đã đặt ra. Cuối cùng, kết quả nghiên cứu được

thảo luận trong mối liên hệ với các lý thuyết nền tảng và bối cảnh thực tiễn của

doanh nghiệp tài chính tại Việt Nam, qua đó đề xuất các hàm ý quản trị nhằm nâng

cao hiệu suất sử dụng tài sản trong lĩnh vực này.

Sơ đồ dưới đây minh họa các bước triển khai nghiên cứu theo trình tự hợp lý,

từ xây dựng vấn đề đến kiểm định và rút ra kết luận:

Hình 3.1 Quy trình nghiên cứu

Bước 1 • Xác định vấn đề nghiên cứu

• Xây dựng cơ sở lý thuyết và tổng quan Bước 2 nghiên cứu tiễn

Bước 3 • Thu thập dữ liệu và thông tin

Bước 4 • Thực hiện phân tích định lượng

• Phân tích kết quả, viết báo cáo và hoàn Bước 5 thiện nghiên cứu

Nguồn: Tổng hợp và đề xuất của tác giả

3.2. THU THẬP DỮ LIỆU

Nghiên cứu này tận dụng toàn bộ dữ liệu của 84 doanh nghiệp tài chính Việt

Nam, đảm bảo tính đại diện và toàn diện, phản ánh trung thực thực trạng ngành.

Việc so sánh hiệu quả quản trị và sử dụng tài sản giữa các nhóm như ngân hàng,

công ty tài chính và bảo hiểm trở nên khả thi. Mẫu số liệu lớn với 1092 quan sát

làm tăng độ tin cậy, cho phép phát hiện các mối liên hệ có ý nghĩa thống kê.

Nguồn dữ liệu thu thập hoàn toàn từ dữ liệu thứ cấp, được khai thác từ các

báo cáo tài chính hợp nhất và báo cáo quản trị công ty hằng năm công bố trên

website chính thức của từng doanh nghiệp và cổng thông tin của các Sở Giao dịch

Chứng khoán (HOSE, HNX, UpCOM). Các biến định lượng như hiệu suất sử dụng

tài sản , quy mô doanh nghiệp, tỷ lệ nợ dài hạn, và tuổi doanh nghiệp được trích

xuất trực tiếp từ báo cáo tài chính. Các biến định tính phản ánh đặc điểm quản trị

như quy mô HĐQT, quyền sở hữu của HĐQT, tỷ lệ thành viên độc lập, thời gian

đảm nhiệm của CEO, việc chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm chức vụ CEO, và sự tồn tại

của ủy ban quản lý rủi ro được thu thập thủ công từ báo cáo quản trị từng năm. Việc

mã hóa và kiểm tra dữ liệu được thực hiện một cách hệ thống và nhất quán trong

suốt quá trình xử lý, đảm bảo tính đầy đủ và chính xác cho việc xây dựng mô hình.

Khả năng phân tích sáu biến độc lập và ba biến kiểm soát được đảm bảo với

quy mô dữ liệu này (tham khảo Hình 3.1). Bên cạnh đó, số lượng đơn vị quan sát

theo chiều ngang (N = 84) và chuỗi thời gian (T = 13) đáp ứng các tiêu chí tối thiểu

để đảm bảo kết quả ước lượng đáng tin cậy khi sử dụng mô hình dữ liệu bảng, theo

đề xuất của Baltagi (2021).

3.3. MÔ TẢ BIẾN

3.3.1. Biến phụ thuộc

Trong nghiên cứu này, hiệu suất sử dụng tài sản của doanh nghiệp được đo

lường thông qua tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA - Return on Assets). Theo

Ross và cộng sự (2020), ROA là một chỉ tiêu quan trọng phản ánh khả năng sinh lợi

của doanh nghiệp dựa trên tổng tài sản mà doanh nghiệp sở hữu, được tính theo

công thức:

ROA = Lợi nhuận ròng Tổng tài sản

Hiệu quả sử dụng tài sản tạo lợi nhuận được đo lường chính xác bằng tỷ suất

lợi nhuận trên tài sản (ROA) – chỉ số then chốt phản ánh hiệu suất hoạt động doanh

nghiệp (Vu và Pratoomsuwan, 2019). ROA trong tài chính là thước đo khả năng

sinh lời từ tài sản, thể hiện năng lực quản trị nguồn lực và kiểm soát rủi ro tài chính

của doanh nghiệp. Chỉ số này cung cấp thông tin quan trọng về hiệu quả kinh doanh

(Kipkoech và Rono, 2016).

Nghiên cứu này khảo sát tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý rủi

ro lên hiệu quả sử dụng tài sản trong các tổ chức tài chính, sử dụng lợi nhuận trên

tổng tài sản (ROA) làm chỉ số hiệu suất. Khác với các nghiên cứu trước (Ayadi và

cộng sự, 2019; Bhagat và Bolton, 2019) tập trung vào ROA như biến phụ thuộc,

nghiên cứu này tập trung phân tích mối tương quan giữa ROA với cấu trúc hội đồng

quản trị (quyền sở hữu, quy mô, kiêm nhiệm CEO, thâm niên CEO, tỷ lệ thành viên

độc lập) và chiến lược quản lý rủi ro. Ngoài ra, ảnh hưởng của các biến kiểm soát

như quy mô doanh nghiệp, tuổi đời doanh nghiệp và tỷ lệ nợ dài hạn cũng được

xem xét, nhằm kiểm chứng tác động của chúng lên khả năng tối ưu hóa tài sản. Các

yếu tố này được kỳ vọng sẽ làm sáng tỏ mối liên hệ phức tạp giữa quản trị, rủi ro và

hiệu quả tài sản (Musallam, 2020).

Việc lựa chọn ROA làm thước đo chính trong nghiên cứu này không chỉ giúp

đánh giá mức độ hiệu quả trong việc sử dụng tài sản của các doanh nghiệp tài chính

mà còn cung cấp bằng chứng thực tiễn quan trọng để xác định tác động của quản trị

doanh nghiệp và quản lý rủi ro đối với hiệu suất sử dụng tài sản.

3.3.2. Biến độc lập

Quyền sở hữu của hội đồng quản trị (BO)

Tỷ lệ cổ phần do thành viên HĐQT nắm giữ tại công ty i năm t phản ánh

quyền sở hữu của họ. Theo Lê và Nguyễn (2024), việc sở hữu cổ phần sẽ khuyến

khích HĐQT ưu tiên lợi ích cổ đông và công ty, dẫn đến hiệu quả điều hành cao

hơn. Điều này củng cố cam kết và trách nhiệm của HĐQT đối với sự phát triển bền

vững của doanh nghiệp.

Quy mô hội đồng quản trị (BS)

Số lượng thành viên HĐQT công ty i năm t quyết định quy mô HĐQT. Quy

mô HĐQT ảnh hưởng đáng kể đến hiệu quả quản trị và ra quyết định. HĐQT đông

thành viên đa dạng quan điểm, kinh nghiệm, hỗ trợ ra quyết định chiến lược toàn

diện (Adams và Ferreira, 2012). Ngược lại, HĐQT quá đông gây khó khăn phối

hợp, trì hoãn quyết định, giảm hiệu quả giám sát và quản trị (Disli và cộng sự,

2022).

Chủ tịch hội đồng quản trị kiêm nhiệm chức vụ CEO (CEOD)

CEOD là một biến nhị phân, có giá trị bằng 1 nếu Chủ tịch hội đồng quản trị

đồng thời nắm giữ vị trí Tổng giám đốc (CEO) và nhận giá trị 0 nếu hai chức danh

này được phân tách. Việc kiêm nhiệm hai vị trí quan trọng trong doanh nghiệp có

thể dẫn đến tình trạng tập trung quyền lực quá mức, làm giảm khả năng giám sát

độc lập, gia tăng nguy cơ xung đột lợi ích, từ đó ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả

hoạt động của doanh nghiệp (Khatib và cộng sự, 2023). Thêm vào đó, Bhagat và

Bolton (2019) trong nghiên cứu của mình cũng nhấn mạnh rằng việc tách biệt chức

danh Chủ tịch và CEO giúp nâng cao tính minh bạch trong quản trị doanh nghiệp,

đồng thời đảm bảo trách nhiệm giải trình, giúp cải thiện hiệu suất hoạt động.

Thời gian đảm nhiệm của CEO (TCEO)

Thời gian tại nhiệm của CEO (TCEO) được tính dựa trên số năm một cá

nhân giữ chức vụ Giám đốc điều hành tại công ty i cho đến thời điểm kết thúc năm

tài chính t. Việc CEO có thời gian lãnh đạo dài có thể phản ánh sự ổn định và kinh

nghiệm trong quản lý, góp phần duy trì định hướng phát triển doanh nghiệp. Tuy

nhiên, một nhiệm kỳ quá lâu cũng có thể khiến nhà lãnh đạo trở nên bảo thủ, hạn

chế khả năng đổi mới và thích ứng với các thay đổi của môi trường kinh doanh

(Abdullah và cộng sự, 2024). Không những vậy, Darouichi và cộng sự (2021) phát

hiện rằng trong giai đoạn đầu nhiệm kỳ, CEO có xu hướng tác động tích cực đến

hiệu suất tài chính nhờ khả năng điều hành linh hoạt. Tuy nhiên, nếu đảm nhiệm

chức vụ trong thời gian dài, tác động này có thể suy giảm do sự chậm thích nghi với

những biến động của thị trường và các yêu cầu đổi mới trong chiến lược quản lý.

Tỷ lệ thành viên độc lập trong hội đồng quản trị (BIND)

Tỷ lệ thành viên độc lập trong hội đồng quản trị (BIND) được đo lường

bằng công thức:

BIND = Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tại công ty i trong năm t Tổng số thành viên HĐQT tại công ty i trong năm t

Sự hiện diện của các thành viên hội đồng quản trị độc lập tối quan trọng

trong việc đảm bảo giám sát khách quan, hiệu quả, bảo vệ tối đa quyền lợi cổ đông

(Khatib và cộng sự, 2023). Nhờ đó, đa dạng quan điểm được đưa ra, giảm thiểu

xung đột lợi ích, tăng cường minh bạch quản trị. Theo Ngo và cộng sự (2023), với

doanh nghiệp cấu trúc phức tạp, thành viên độc lập là trụ cột củng cố kiểm soát nội

bộ, giảm rủi ro, thúc đẩy tăng trưởng bền vững. Vai trò này góp phần thiết lập môi

trường kinh doanh lành mạnh, tin cậy.

Quản lý rủi ro (RM)

Nghiên cứu xác định biến quản trị rủi ro (RM) là biến nhị phân: giá trị 1 nếu

báo cáo thường niên thể hiện hoạt động ủy ban quản lý rủi ro chuyên trách và 0 nếu

không. Việc thành lập ủy ban rủi ro cho thấy mức độ chuyên nghiệp và cam kết

quản trị, có tác động tích cực đến chất lượng báo cáo và hiệu quả tài chính (Nguyen,

2024). COSO (2017) khẳng định hệ thống quản trị rủi ro hiệu quả tối ưu hóa hiệu

suất hoạt động và giảm thiểu rủi ro. Ủy ban rủi ro chuyên trách không chỉ là yếu tố

then chốt của quản trị doanh nghiệp mà còn là công cụ chiến lược, nâng cao sức

cạnh tranh và đảm bảo sự phát triển bền vững trong bối cảnh kinh doanh năng động.

Sự hiện diện của ủy ban phản ánh cam kết mạnh mẽ của doanh nghiệp trong việc

chủ động quản lý và giảm thiểu các rủi ro tiềm ẩn, góp phần vào sự ổn định và tăng

trưởng kinh tế lâu dài.

3.3.3. Biến kiểm soát

Phân tích hồi quy đòi hỏi kiểm soát biến số để làm rõ ảnh hưởng lên biến phụ

thuộc. Vai trò then chốt của biến kiểm soát nằm ở khả năng tác động trực tiếp đến

kết quả nghiên cứu. Với biến định lượng, nó được xem như biến độc lập trong mô

hình, đánh giá tác động tương tự các biến độc lập khác.

Quy mô doanh nghiệp (Firm Size - FSIZE)

Biến FSIZE, logarit tự nhiên của tổng tài sản công ty i năm t, phản ánh quy

mô doanh nghiệp. Theo Nguyen và Nguyen (2025), quy mô doanh nghiệp tác động

mạnh mẽ hiệu suất tài sản, doanh nghiệp lớn hưởng lợi thế kinh tế theo quy mô, huy

động vốn dễ dàng và tiếp cận thị trường hiệu quả hơn. Nhờ đó, tối ưu hoạt động sản

xuất và nâng cao hiệu quả tài chính.

FSIZE = ln(Tổng tài sản tại công ty i trong năm t)

Tuổi của doanh nghiệp (Firm Age - FAGE)

Nghiên cứu sử dụng biến AGE được tính bằng logarit tự nhiên thời gian

niêm yết công ty i trên sàn chứng khoán Việt Nam tính đến năm t, phản ánh kinh

nghiệm quản lý, khả năng thích ứng và ổn định tài chính, đồng thời gián tiếp ảnh

hưởng hiệu quả tài sản (Vu và cộng sự, 2019).

FAGE = ln (số năm hoạt động của công ty tính từ thời điểm công ty i được niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam trong năm t)

Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (DEBT)

Biến DEBT, tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản của công ty i tại năm t, biểu thị

cấu trúc vốn và tác động trực tiếp đến sinh lời và rủi ro tài chính. Theo Nguyen

(2024), tỷ lệ nợ cao gia tăng áp lực tài chính, nhất là khi chi phí lãi vay tăng, giảm

hiệu quả sử dụng tài sản. Quản lý vốn vay thiếu hiệu quả hoặc đầu tư kém hiệu quả

sẽ tác động tiêu cực đến lợi nhuận và hạn chế mở rộng hoạt động.

DEBT = Tỷ lệ nợ dài hạn tại công ty i trong năm t Tổng tài sản tại công ty i trong năm t

Bảng 3.1 dưới đây tổng hợp các biến nghiên cứu: tên/viết tắt, loại biến và

phương pháp đo lường, giúp hiểu rõ hơn các biến được sử dụng:

Bảng 3.1. Giải thích các biến được sử dụng trong nghiên cứu

Tên biến Từ viết tắt Cách đo lường

Biến phụ thuộc

Tỷ suất sinh lời trên tài sản ROA Lợi nhuận ròng / Tổng tài sản (Return on Assets)

Nhóm biến độc lập

Quyền sở hữu của hội đồng Tỷ lệ cổ phần mà các thành viên

quản trị BO HĐQT sở hữu tại công ty i trong

(Board Ownership) năm t

Quy mô hội đồng quản trị Số lượng thành viên HĐQT tại BS (Board Size) công ty i trong năm t

Nhận giá trị bằng 1 nếu công ty

Chủ tịch kiêm CEO i có trường hợp Giám đốc điều CEOD (CEO Duality) – Biến giả hành kiêm Chủ tịch trong năm t,

ngược lại bằng 0

Số năm Giám đốc điều hành tại

Thâm niên của CEO nhiệm tại thời điểm kết thúc mỗi TCEO (Tenure of CEO) năm tài chính ở công ty i trong

năm t

Tỷ lệ thành viên độc lập Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập

trong HĐQT BIND so với tổng số thành viên HĐQT

(Board Independence) tại công ty i trong năm t

Nhận giá trị bằng 1 khi công ty Quản trị rủi ro (Risk RM i có đề cập đến quản trị rủi ro Management) – Biến giả thông qua một ủy ban rủi ro

chuyên biệt trong báo cáo

thường niên, ngược lại bằng 0

Nhóm biến kiểm soát

Quy mô doanh nghiệp Logarit tự nhiên của tổng tài sản FSIZE (Firm Size) tại công ty i trong năm t

Logarit tự nhiên của tuổi đời

công ty, tính từ thời điểm công Tuổi của doanh nghiệp FAGE ty i được niêm yết trên sàn giao (Firm Age) dịch chứng khoán Việt Nam

trong năm t

Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài DEBT sản sản tại công ty i trong năm t

Nguồn: Tổng hợp từ tác giả

3.4. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Phân tích tác động của cấu trúc hội đồng quản trị và quản lý rủi ro lên hiệu

quả sử dụng tài sản trong lĩnh vực tài chính Việt Nam trong giai đoạn năm 2010 đến

2023 là mục tiêu nghiên cứu đề ra. Để đạt được mục tiêu này, nghiên cứu áp dụng

phương pháp định lượng, trong đó sử dụng dữ liệu thực tiễn nhằm phân tích mối

quan hệ thống kê giữa các đặc điểm của hội đồng quản trị, chiến lược quản lý rủi ro

và hiệu suất sử dụng tài sản. Khoảng thời gian nghiên cứu dài hạn giúp nhận diện

xu hướng bền vững và những chuyển biến trong quản trị doanh nghiệp Việt Nam.

Dữ liệu thu thập phản ánh toàn diện ảnh hưởng của yếu tố quản trị đến hiệu quả

hoạt động tài chính.

Mô hình tác động cố định (FEM)

Mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) loại trừ ảnh hưởng riêng biệt của doanh

nghiệp và thời gian nhờ biến giả, đảm bảo tính chính xác của phân tích. So với

phương pháp hồi quy OLS, vốn giả định tất cả các quan sát có tính đồng nhất mà

không xét đến các đặc điểm cá nhân hoặc thời gian, FEM cho phép mô hình có hệ

số dốc khác nhau cho từng cá nhân hoặc từng giai đoạn. Điều này đặc biệt quan

trọng khi phân tích dữ liệu từ các doanh nghiệp tài chính tại Việt Nam, nơi có sự

khác biệt đáng kể về cơ cấu quản trị, chiến lược kiểm soát rủi ro và hiệu suất sử

dụng tài sản. Tuy nhiên, mặc dù FEM có nhiều ưu điểm, phương pháp này vẫn có

thể gặp một số hạn chế như phương sai sai số thay đổi (heteroskedasticity), tự tương

quan (autocorrelation) và hiện tượng nội sinh (endogeneity), do vẫn dựa trên

phương pháp hồi quy OLS. Nếu không kiểm soát tốt, những vấn đề này có thể ảnh

hưởng tiêu cực đến tính chính xác của ước lượng.

Mô hình tác động ngẫu nhiên (REM)

Mô hình tác động ngẫu nhiên (Random Effects Model - REM) giả định rằng

giá trị ban đầu của từng đơn vị quan sát là ngẫu nhiên, không cố định theo thời gian

như trong FEM. Trong REM, các hằng số chặn giữa các cá nhân có sự khác biệt do

yếu tố ngẫu nhiên, nhưng vẫn có cùng kỳ vọng trung bình. Một ví dụ khác của mô

hình này là thành phần sai lệch μit không có quan hệ với bất cứ biến giải thích nào

trong mô hình hồi quy. Nhờ đó, REM phù hợp hơn trong các trường hợp dữ liệu có

tính ngẫu nhiên cao và không bị ảnh hưởng bởi những yếu tố đặc thù của từng đối

tượng nghiên cứu.

Phương pháp hồi quy OLS (Ordinary Least Squares)

Phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất thông thường (OLS) là phương

pháp nền tảng và được sử dụng rộng rãi để ước lượng mối quan hệ tuyến tính giữa

biến phụ thuộc và các biến độc lập. OLS giả định rằng tất cả các quan sát trong mẫu

dữ liệu đều có tính độc lập và đồng nhất, không xét đến sự khác biệt giữa các cá

nhân hay thời kỳ. Tuy nhiên, phương pháp này tồn tại một số hạn chế đáng kể khi

áp dụng cho dữ liệu bảng. Thứ nhất, OLS không thể kiểm soát được các yếu tố đặc

thù theo từng đơn vị quan sát hoặc từng giai đoạn, dẫn đến nguy cơ thiếu biến quan

trọng. Thứ hai, OLS dễ gặp phải các vấn đề như phương sai sai số thay đổi

(heteroskedasticity), tự tương quan (autocorrelation), và hiện tượng nội sinh

(endogeneity). Những vấn đề này có thể khiến các ước lượng trở nên kém chính

xác, làm sai lệch kết quả phân tích và ảnh hưởng đến độ tin cậy của mô hình hồi

quy.

Phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát khả thi (FGLS)

Nghiên cứu ứng dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát khả thi

(FGLS) nhằm tối ưu ước lượng mô hình, bổ sung cho các mô hình hồi quy khác.

FGLS cho phép phương sai sai số thay đổi giữa các đơn vị và tồn tại tương quan

chéo giữa các đơn vị cũng như tương quan theo thời gian của các sai số (Faraway,

2016). Theo Gujarati (2021), FGLS giúp giảm thiểu hiện tượng phương sai sai số

thay đổi và tự tương quan trong mô hình. Baltagi (2021) cũng nhấn mạnh rằng sự

tồn tại của các vấn đề này trong hồi quy Pooled OLS cho thấy sự cần thiết của

FGLS. Phương pháp này sử dụng phép biến đổi tương đương để xây dựng một mô

hình sai số ngẫu nhiên mới với phương sai không đổi, sau đó thực hiện ước lượng

bằng phương pháp Pooled OLS.

3.5. TÓM TẮT CHƯƠNG 3

Chương 3 trình bày chi tiết dữ liệu, bao gồm biến phụ thuộc, độc lập và kiểm

soát, phục vụ phân tích tác động của đặc điểm quản trị và quản lý rủi ro lên hiệu quả

sử dụng tài sản doanh nghiệp tài chính Việt Nam. Phân tích sử dụng phương pháp

hồi quy FEM, REM, Pooled OLS và FGLS, dựa trên lý thuyết và nghiên cứu tiền

nhiệm, đảm bảo tính chính xác và phù hợp. Quy trình thu thập dữ liệu cũng được

mô tả đầy đủ. Chương tiếp theo phân tích mối tương quan giữa các biến, trình bày

kết quả hồi quy, làm sáng tỏ ảnh hưởng của yếu tố quản trị đến hiệu quả sử dụng tài

sản trong mẫu nghiên cứu. Việc sử dụng FGLS giúp tăng cường độ tin cậy của kết

quả ước lượng, đặc biệt trong trường hợp mô hình được xác định chính xác. Mô

hình được xây dựng trên cơ sở lý luận vững chắc và phương pháp luận khoa học.

Dữ liệu được thu thập và xử lý một cách bài bản, đảm bảo tính khách quan và độ tin

cậy của nghiên cứu.

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

Trong Chương 4, kỹ thuật phân tích định lượng chủ yếu sử dụng các bộ dữ

liệu thứ cấp với các dữ liệu phân tích thu nhận được. Quá trình phân tích bao gồm

các công đoạn như phân tích dữ liệu bị thiếu hụt, kiểm tra tính dừng của dữ liệu

bảng, thống kê mô tả, xây dựng phương trình hồi quy giữa Pooled OLS, FEM, REM

và tiến hành phân tích hồi quy dữ liệu bảng. Ngoài ra, chương này cũng trình bày

kết quả phân tích và bàn luận về những kết quả thu được thông qua phân tích dữ

liệu.

4.1. XỬ LÝ DỮ LIỆU BỊ THIẾU

Xử lý dữ liệu thiếu là bước tiền đề quyết định chất lượng phân tích. Dữ liệu

thiếu sót, thể hiện bằng giá trị khuyết thiếu của một hay nhiều biến, gây ảnh hưởng

nghiêm trọng đến độ tin cậy nghiên cứu (Liu và De, 2015). Nguyên nhân có thể rất

đa dạng, từ lỗi thu thập đến báo cáo không đầy đủ hoặc đặc tính vốn có của biến.

Thiếu dữ liệu không chỉ làm giảm độ chính xác thống kê mà còn gây nhiễu loạn tính

toán ma trận dữ liệu, trực tiếp ảnh hưởng đến kết quả ước lượng mô hình. Do đó,

việc xử lý dữ liệu thiếu cần được ưu tiên hàng đầu trước khi tiến hành phân tích

(Hair và cộng sự, 2019).

Trong nghiên cứu này, dữ liệu bị thiếu được kiểm tra và xử lý theo từng biến

cụ thể, dựa trên đặc điểm và bản chất của từng biến. Đầu tiên, việc kiểm tra ban đầu

về số lượng giá trị thiếu trên các biến của bộ dữ liệu, bao gồm BO, BS, TCEO,

BIND, CEOD, RM, FSIZE, FAGE, và DEBT, đã cho thấy mức độ không hoàn

chỉnh khác nhau. Phân tích các quan sát bị thiếu cho kết quả như Bảng 4.1, cụ thể là

một số biến có số lượng giá trị thiếu tương đối nhỏ, chẳng hạn như BO (235 giá trị

thiếu), TCEO (48 giá trị thiếu), BIND (25 giá trị thiếu), BS (25 giá trị thiếu), và

FSIZE (14 giá trị thiếu). Trong khi đó, các biến như FAGE (364 giá trị thiếu) và

DEBT (302 giá trị thiếu) có số lượng giá trị thiếu lớn hơn đáng kể.

Bảng 4.1. Thống kê mô tả số lượng quan sát có giá trị bị thiếu

Quan sát Quan sát Quan Số giá trị Giá trị Giá trị lớn Biến bằng 0 dương sát âm khác nhau nhỏ nhất nhất

0 100 BO 235 941 >500 >500

3 17 BS 25 1.151 15 15

TCEO 48 1.128 >500 >500 0,0055 17,3320

0 BIND 25 1.151 32 32 0,7143

0 1 CEOD 20 1.156 2 2

0 1 RM 51 1.125 2 2

FSIZE 14 1.162 >500 >500 23,0692 35,3721

0 91 FAGE 364 812 22 22

0 DEBT 302 874 >500 >500 35.600.000

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích Stata phiên bản 17

Đối với các biến có số lượng giá trị thiếu tương đối nhỏ, kỹ thuật thay thế

bằng trung vị (median) hoặc trung bình (mean) được áp dụng. Trung vị được ưu tiên

sử dụng khi phân phối của biến bị lệch, trong khi trung bình phù hợp hơn nếu phân

phối gần với phân phối chuẩn. Cụ thể, trung vị của từng biến được tính toán và sử

dụng để thay thế các giá trị thiếu.

Đối với các biến nhị phân như CEOD (20 giá trị thiếu) và RM (51 giá trị

thiếu), giá trị thiếu được thay thế bằng mode (giá trị xuất hiện nhiều nhất). Trong

trường hợp này, giá trị 0 được chọn làm giá trị thay thế vì nó phản ánh trạng thái

mặc định hoặc phổ biến hơn trong dữ liệu.

Riêng đối với biến FAGE (số năm niêm yết trên sàn chứng khoán), giá trị

thiếu được hiểu là doanh nghiệp có tuổi niêm yết thấp hoặc chưa được ghi nhận. Do

đó, các giá trị thiếu được thay thế bằng 0. Đối với biến DEBT, giá trị thiếu được

thay thế bằng trung vị của biến này. Trung vị được tính toán và lưu vào một biến

tạm thời trước khi áp dụng để thay thế các giá trị thiếu.

Sau khi hoàn thành việc loại bỏ dữ liệu bị thiếu, số lượng giá trị bị thiếu sẽ

được kiểm tra nhằm đảm bảo rằng toàn bộ các giá trị đã có đầy đủ dữ liệu cần thiết.

Kết quả kiểm tra đầy đủ được thể hiện tại Phụ lục 1, cho biết số lượng giá trị bị

thiếu đã được loại trừ toàn bộ, đảm bảo rằng dữ liệu đã sẵn sàng thực hiện các bước

xử lý kế tiếp.

4.2. KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA DỮ LIỆU

Nghiên cứu ứng dụng kiểm định nghiệm đơn vị cho 84 đơn vị mặt cắt ngang

và 13 chuỗi thời gian, dựa trên cấu trúc bảng dữ liệu. Mục đích của bước này là xác

định tính dừng của mỗi biến, yếu tố tiên quyết cho độ tin cậy của mô hình hồi quy.

Chuỗi thời gian phi dừng dẫn đến các kết quả hồi quy sai lệch, thiếu giá trị thực

tiễn. Kiểm định này đảm bảo kết quả phân tích đáng tin cậy và có ý nghĩa khoa học.

Một trong những cách phổ biến để xử lý chuỗi không dừng là thực hiện phép lấy sai

phân. Trong nghiên cứu này, các biến số mới được tạo ra bằng cách lấy sai phân của

các biến gốc là FSIZE và TCEO. Tuy nhiên, hai biến giả CEOD và RM không cần

kiểm định nghiệm đơn vị do bản chất của chúng không phải là chuỗi thời gian liên

tục, và chúng không có sự biến động liên tục cần thiết để kiểm tra tính dừng. Theo

Baltagi (2021), với N=84 và T=13, tập dữ liệu nghiên cứu không có chiều dài thời

gian đủ lớn để bị xem là dữ liệu chuỗi thời gian dài hạn (thường được xác định là

vượt quá 25 năm). Vì vậy, kiểm định tính dừng của dữ liệu bảng là bước cần thiết

để đảm bảo độ tin cậy của các phân tích hồi quy tiếp theo.

Kiểm định Levin-Lin-Chu (LLC)

Để đảm bảo tính chính xác của kết quả hồi quy, nghiên cứu này sử dụng

kiểm định Levin-Lin-Chu (LLC) nhằm đánh giá tính dừng của dữ liệu bảng.

Phương pháp LLC được xây dựng dựa trên giả định rằng khi tỷ lệ N/T tiến dần về 0

(trong đó N là số đơn vị mặt cắt ngang và T là chiều dài chuỗi thời gian), thì dữ liệu

có thể được sử dụng để kiểm định tính dừng. Trong nghiên cứu này, tập dữ liệu bao

gồm 84 doanh nghiệp thuộc lĩnh vực tài chính (N = 84) với chuỗi dữ liệu kéo dài 13

năm (T = 13), đáp ứng điều kiện cần thiết để áp dụng kiểm định LLC.

Theo Levin và cộng sự (2002), giả thuyết của kiểm định LLC được thiết lập

như sau:

H0: Dữ liệu bảng có nghiệm đơn vị

H1: Dữ liệu bảng không có nghiệm đơn vị

Kết quả kiểm định LLC được trình bày trong Bảng 4.2, với giá trị p-value

phản ánh mức ý nghĩa thống kê của từng biến số. Phân tích kết quả cho thấy rằng,

tại mức gốc, một số biến như TCEO và FSIZE không có tính dừng, thể hiện qua giá

trị p-value lần lượt là 0,1850 và 0,2863, đều lớn hơn ngưỡng 0,05. Điều này đồng

nghĩa với việc giả thuyết H0 (biến có nghiệm đơn vị) không thể bị bác bỏ đối với

hai biến này, cho thấy chúng có khả năng bị ảnh hưởng bởi xu hướng thời gian. Tuy

nhiên, khi các biến này được chuyển đổi thành sai phân bậc nhất, tính dừng được

đảm bảo. Tại độ trễ 1, các biến sai phân bậc nhất D_TCEO và D_FSIZE bác bỏ giả

thuyết H0 ở mức ý nghĩa 1%, với p-value bằng 0,0000, chứng minh rằng chúng có

tính dừng bậc nhất I(1). Điều này có nghĩa là các biến này trở nên dừng sau khi lấy

sai phân bậc nhất.

Trong khi đó, các biến khác như ROA, BS, BO, BIND, FAGE và DEBT đều

đạt tính dừng ngay tại mức gốc, được xác nhận thông qua giá trị p-value nhỏ hơn

0,05. Kết quả này khẳng định rằng các biến này không có xu hướng thời gian và có

thể đưa trực tiếp vào mô hình hồi quy mà không cần xử lý thêm. Như vậy, sau khi

kiểm định và điều chỉnh, tất cả các biến số trong nghiên cứu đều đáp ứng điều kiện

cần thiết để thực hiện phân tích hồi quy, đảm bảo tính phù hợp của mô hình.

Bảng 4.2. Kết quả kiểm định tính dừng

Biến kiểm định Độ trễ Giá trị t hiệu chỉnh Giá trị p-value

ROA 1 -15,9770*** 0,0000

BS 1 -9,4976*** 0,0000

TCEO 1 -0,8966 0,1850

D_TCEO -2,9e+05*** 0,0000 1

BO 1 -1,9e+04*** 0,0000

BIND 1 -4,7861*** 0,0000

FAGE 1 -32,4401*** 0,0000

FSIZE 1 -0,5641 0,2863

D_FSIZE 1 -20,2151*** 0,0000

DEBT 1 -27,2090*** 0,0000

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích Stata phiên bản 17

Ghi chú: *** ρ-value nhỏ hơn 0,01 tương ứng với mức ý nghĩa 1%.

4.3. THỐNG KÊ MÔ TẢ

Tổng quan về dữ liệu nghiên cứu được trình bày thông qua bảng thống kê mô

tả, giúp làm rõ các đặc điểm chính của tập dữ liệu. Trong Bảng 4.3, các thông tin

quan trọng như giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị tối thiểu và tối đa của từng

biến số được thể hiện nhằm cung cấp cái nhìn tổng quát về dữ liệu nghiên cứu. Dựa

vào bảng thống kê mô tả, có thể rút ra một số nhận xét sau:

 Biến ROA có giá trị trung bình của tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản là

2,24%, phản ánh rằng trung bình các công ty trong mẫu nghiên cứu có lãi.

Tuy nhiên, độ lệch chuẩn đạt 6,11%, với giá trị dao động từ -36,30% đến

55,61%, cho thấy sự khác biệt đáng kể về hiệu suất tài chính giữa các công

ty. Điều này hàm ý rằng trong khi một số công ty có lợi nhuận cao, thì một

số khác lại đang chịu lỗ đáng kể.

 Biến BO có giá trị trung bình của tỷ lệ sở hữu hội đồng quản trị là 6,334%,

với khoảng giá trị từ 0% đến 100%. Độ lệch chuẩn đạt 12,3630, thể hiện sự

khác biệt đáng kể giữa các công ty trong cơ cấu sở hữu của hội đồng quản

trị. Điều này phản ánh sự đa dạng trong thực tiễn quản trị của các doanh

nghiệp trong mẫu nghiên cứu.

 Biến BS cho thấy số lượng thành viên trong hội đồng quản trị có mức trung

bình là 7 người, với độ lệch chuẩn là 2,2120. Giá trị nhỏ nhất được ghi nhận

là 3 thành viên, trong khi số lượng tối đa lên đến 17 thành viên, phản ánh sự

khác biệt trong quy mô hội đồng giữa các doanh nghiệp, qua đó cho thấy sự

đa dạng trong chiến lược quản trị của từng công ty.

 Biến D_TCEO cho thấy giá trị trung bình của biến này đạt 0,0936, với độ

lệch chuẩn là 2,2446. Khoảng giá trị dao động từ -16,9891 đến 7,0630, phản

ánh sự biến động đáng kể về nhiệm kỳ CEO giữa các doanh nghiệp. Điều

này có thể cho thấy sự khác biệt trong chính sách lãnh đạo, với một số công

ty thay đổi CEO thường xuyên, trong khi một số khác duy trì sự ổn định

trong quản lý cấp cao.

 Biến BIND cho thấy tỷ lệ thành viên độc lập trong hội đồng quản trị có giá

trị trung bình là 11,2%, với độ lệch chuẩn 12,61%. Giá trị dao động từ 0%

đến 71,43%, cho thấy sự khác biệt đáng kể giữa các công ty, với một số

công ty không có thành viên độc lập, trong khi một số khác duy trì tỷ lệ

thành viên độc lập ở mức cao để tăng cường tính minh bạch và giám sát.

 Biến CEOD có giá trị trung bình là 0,0978 (9,78%), cho thấy khoảng 9,78%

công ty trong mẫu có hiện tượng kiêm nhiệm CEO. Độ lệch chuẩn đạt

0,2972, với khoảng giá trị từ 0 đến 1, phản ánh tính chất nhị phân của biến

này (1 đại diện cho kiêm nhiệm, 0 đại diện cho không kiêm nhiệm).

 Về biến RM, giá trị trung bình của biến này đạt 0,3614 (36,14%), cho thấy

khoảng 36,14% các công ty trong mẫu có thành lập ủy ban quản lý rủi ro.

Độ lệch chuẩn của biến này là 0,4807, với khoảng giá trị từ 0 đến 1, phản

ánh sự khác biệt trong việc triển khai các thực hành quản lý rủi ro giữa các

công ty tài chính.

 Biến D_FSIZE có giá trị trung bình là 0,1030, cho thấy sự gia tăng nhẹ về

quy mô công ty trung bình. Tuy nhiên, độ lệch chuẩn đạt 0,4733, với giá trị

dao động từ -5,9906 đến 3,2695, cho thấy mức độ biến động lớn, trong đó

một số công ty mở rộng đáng kể trong khi một số khác lại thu hẹp quy mô

hoạt động.

 Biến FAGE thể hiện tuổi trung bình của công ty là 1,2221 năm, với độ lệch

chuẩn là 1,0416. Giá trị dao động từ 0 đến 3,0911 năm, cho thấy mẫu nghiên

cứu bao gồm cả các công ty mới thành lập cũng như những công ty có thời

gian hoạt động lâu dài trên thị trường.

 Biến DEBT cho thấy tổng mức nợ trung bình trong mẫu nghiên cứu đạt

32.489,33, với độ lệch chuẩn rất cao là 1.037.353. Giá trị dao động từ 0 đến

35.600.000 cho thấy sự khác biệt lớn về mức độ vay nợ giữa các doanh

nghiệp, với một số công ty không có nợ vay, trong khi một số khác có tỷ lệ

nợ rất cao, tạo ra áp lực tài chính đáng kể.

Bảng 4.3. Thống kê mô tả

Giá trị Giá trị Giá trị Độ lệch chuẩn Biến trung bình nhỏ nhất lớn nhất

ROA 0,0224 0,0611 -0,3630 0,5561

6,334 12,3630 100 0 BO

7,065 2,2120 17 3 BS

D_TCEO 0,0936 2,2446 -16,9891 7,0630

BIND 0,112 0,1261 0,7143 0

CEOD 0,0978 0,1297 1 0

RM 0,3614 0,4807 1 0

D_FSIZE 0,1030 0,4733 -5,9906 3,2695

0 FAGE 1,2221 1,0416 3,0911

0 DEBT 32.489,33 1.037.535 35.600.000

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích Stata phiên bản 17

4.4. PHÂN TÍCH TƯƠNG QUAN

Trong một mô hình nghiên cứu, việc sử dụng ma trận tương quan có ý nghĩa

quyết định đối với việc kiểm tra mức độ tương quan giữa từng biến số. Để đánh giá

mối tương quan tuyến tính đơn biến giữa từng biến trong nghiên cứu, tác giả đã

thiết lập một ma trận tương quan biểu thị mức độ tương quan giữa từng biến nghiên

cứu. Ma trận tương quan của nghiên cứu trên được thể hiện qua biểu đồ dưới đây:

Bảng 4.4. Ma trận hệ số tương quan

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

Tên biến

(1) ROA

1,000

(2) BO

-0,048

1,000

(0,101)

(3) BS

-0,018

-0,123*

1,000

(0,544)

(0,000)

(4) D_TCEO

0,040

0,023

-0,111*

1,000

(0,184)

(0,455)

(0,000)

(5) BIND

0,084*

-0,010

0,080*

-0,018

1,000

(0,004)

(0,738)

(0,006)

(0,563)

(6) CEOD

-0,008

0,066

-0,115*

0,024

-0,051

1,000

(0,780)

(0,024)

(0,000)

(0,419)

(0,080)

(7) RM

-0,071

-0,195*

0,291*

-0,033 0,280*

-0,236*

1,000

(0,015)

(0,000)

(0,275)

(0,000)

(8) D_FSIZE 0,266*

0,018

0,026

0,006 0,104*

-0,103*

0,059

1,000

(0,000)

(0,551)

(0,383)

(0,854)

(0,001)

(0,052)

(9) FAGE

0,121*

-0,069

0,142*

-0,020 0,235*

0,030

-0,019

0,055

1,000

(0,000)

(0,018)

(0,000)

(0,508)

(0,000)

(0,309)

(0,508)

(0,072)

(10) DEBT

-0,002

-0,015

-0,041

0,012

-0,027

-0,009

-0,024

0,058

-0,034 1,000

(0,948)

(0,598)

(0,162)

(0,680)

(0,352)

(0,745)

(0,420)

(0,053)

(0,246)

Nguồn: Kết quả phân tích Stata phiên bản 17

Ghi chú:

- * cho biết các hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%.

- Các giá trị nằm trong dấu ngoặc đơn thể hiện mức ý nghĩa thống kê (p-value)

của hệ số tương quan. Nếu p-value nhỏ hơn 0,01, hệ số tương quan được

xem là có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.

Trong quá trình phân tích mô hình, việc đánh giá tương quan giữa các biến

giúp xác định mức độ liên hệ giữa chúng và kiểm tra khả năng xảy ra đa cộng

tuyến. Kết quả từ ma trận hệ số tương quan cho thấy hầu hết các biến có mối liên hệ

yếu đến trung bình, đồng thời không xuất hiện dấu hiệu của hiện tượng đa cộng

tuyến nghiêm trọng, do tất cả giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan đều nhỏ hơn 0.9

(Hair và cộng sự, 2019).

Cụ thể, biến ROA có mối tương quan dương yếu với D_FSIZE (0,266) và

FAGE (0,121), cho thấy rằng quy mô doanh nghiệp và số năm hoạt động có thể có

ảnh hưởng nhỏ đến tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản. Ngoài ra, biến BO có mối

tương quan âm yếu với BS (-0,123) và RM (-0,195), phản ánh rằng quy mô hội

đồng quản trị và sự hiện diện của ủy ban quản lý rủi ro có thể ảnh hưởng đến tỷ lệ

sở hữu của hội đồng quản trị. Trong khi đó, biến BS có mối tương quan dương yếu

với RM (0,291), điều này gợi ý rằng các doanh nghiệp có hội đồng quản trị quy mô

lớn hơn thường có xu hướng thành lập ủy ban quản lý rủi ro.

Bên cạnh đó, biến BIND có tương quan dương yếu với RM (0,280) và FAGE

(0,235), cho thấy rằng những công ty có tỷ lệ thành viên độc lập cao hơn thường

thiết lập ủy ban quản lý rủi ro và có thời gian hoạt động dài hơn. Ở chiều ngược lại,

biến CEOD có mối tương quan âm yếu với RM (-0,236), gợi ý rằng các doanh

nghiệp có CEO kiêm nhiệm chức Chủ tịch hội đồng quản trị thường ít có khả năng

thành lập ủy ban quản lý rủi ro hơn.

Ngoài ra, biến D_FSIZE có tương quan dương yếu với ROA (0,266), cho

thấy sự gia tăng quy mô doanh nghiệp có thể liên quan đến việc cải thiện tỷ suất lợi

nhuận trên tài sản. Biến FAGE cũng có tương quan dương yếu với BIND (0,235) và

ROA (0,121), phản ánh rằng các doanh nghiệp hoạt động lâu năm hơn có xu hướng

có tỷ lệ thành viên độc lập cao hơn và đạt hiệu suất tài chính tốt hơn.

Cuối cùng, biến DEBT không thể hiện mối tương quan đáng kể với các biến

số khác, ngoại trừ mối quan hệ dương yếu với D_FSIZE (0,058). Điều này có thể

gợi ý rằng các công ty có quy mô lớn hơn thường có xu hướng sử dụng đòn bẩy tài

chính cao hơn, mặc dù mức độ liên quan không quá mạnh.

Phân tích hồi quy, dù ma trận tương quan chưa phát hiện đa cộng tuyến

nghiêm trọng, vẫn cần kiểm định chuyên sâu để đảm bảo độ tin cậy. Kết quả sẽ

minh bạch hóa mối liên hệ giữa biến độc lập và phụ thuộc, củng cố kết luận nghiên

cứu.

4.5. KẾT QUẢ HỒI QUY

Nghiên cứu tác động của đặc điểm hội đồng quản trị và quản lý rủi ro lên

hiệu quả tài sản doanh nghiệp tài chính Việt Nam đòi hỏi phương pháp ước lượng

đa dạng trên dữ liệu bảng. 84 công ty niêm yết được chọn làm mẫu. Ba mô hình hồi

quy được áp dụng: hiệu ứng cố định (FEM), hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) và hồi quy

tổng thể (Pooled OLS).

Bảng 4.5. Tổng hợp kết quả hồi quy từ các mô hình

OLS FEM REM

-0,000** -0,001*** -0,000** BO

(0,000) (0,000) (0,000)

-0,000 -0,000 -0,000 BS

(0,001) (0,001) (0,001)

0,001 0,001 0,001 D_TCEO

(0,001) (0,001) (0,001)

0,037** 0,000 0,028* BIND

(0,015) (0,020) (0,016)

-0,003 -0,010 -0,005 CEOD

(0,006) (0,008) (0,007)

-0,015*** -0,004 -0,013*** RM

(0,004) (0,008) (0,005)

0,034*** 0,032*** 0,034*** D_FSIZE

(0,004) (0,004) (0,004)

0,006*** 0,010*** 0,007*** FAGE

(0,002) (0,004) (0,002)

-0,000 -0,000 -0,000 DEBT

(0,000) (0,000) (0,000)

0,017** 0,012 0,017** _cons

(0,007) (0,009) (0,007)

N 1092 1092 1092

R2 0,095 0,010 0,102

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích Stata phiên bản 17

Ghi chú:

- * p<0,1;** p<0,05; *** p<0,01

- Các giá trị không nằm trong ngoặc đơn là hệ số hồi quy (Beta coefficients)

- Các giá trị trong ngoặc đơn thể hiện sai số chuẩn (Standard Errors)

Kết quả tổng hợp từ ba mô hình OLS, FEM và REM cho thấy có sự khác biệt

đáng kể trong tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc. Cụ thể, trong mô

hình OLS, biến BO có ảnh hưởng tiêu cực đến biến phụ thuộc với mức ý nghĩa 5%,

và ảnh hưởng này trở nên rõ rệt hơn trong mô hình FEM với mức ý nghĩa 1%. Tuy

nhiên, trong mô hình REM, biến BO vẫn có tác động tiêu cực nhưng chỉ có ý nghĩa

ở mức 5%. Điều này ngụ ý rằng tỷ lệ sở hữu của hội đồng quản trị có thể làm suy

giảm hiệu suất của biến phụ thuộc, đặc biệt khi các hiệu ứng cố định theo từng đơn

vị quan sát được kiểm soát. Tuy nhiên, giá trị hệ số Beta của biến BO khá nhỏ (-

0,000 trong OLS và REM), điều này cho thấy rằng dù có ý nghĩa thống kê, nhưng

mức độ ảnh hưởng thực tế của BO đến biến phụ thuộc là không đáng kể. Có thể

nguyên nhân đến từ việc tác động của BO bị ảnh hưởng bởi các yếu tố khác chưa

được kiểm soát trong mô hình.

Đối với biến BIND, kết quả từ mô hình OLS chỉ ra rằng biến này có tác động

tích cực với mức ý nghĩa 5%. Tuy nhiên, trong mô hình FEM, BIND không còn có

ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, mô hình REM lại cho thấy BIND có tác động

dương với mức ý nghĩa 10%. Sự biến động này cho thấy rằng mức độ độc lập của

hội đồng quản trị có thể cải thiện hiệu suất sử dụng tài sản, nhưng tác động này phụ

thuộc vào việc có kiểm soát hiệu ứng cố định theo từng doanh nghiệp hay không.

Tương tự, biến RM có ảnh hưởng tiêu cực và có ý nghĩa ở mức 1% trong cả

mô hình OLS và REM, nhưng lại không có ý nghĩa thống kê trong mô hình FEM.

Điều này cho thấy rằng quản lý rủi ro có thể làm giảm hiệu suất sử dụng tài sản, tuy

nhiên, tác động này có thể không ổn định khi các hiệu ứng cố định được đưa vào

phân tích.

Trong khi đó, hai biến D_FSIZE và FAGE thể hiện ảnh hưởng tích cực và

nhất quán đối với biến phụ thuộc trong cả ba mô hình, với mức ý nghĩa 1%. Kết quả

này nhấn mạnh rằng quy mô doanh nghiệp và tuổi đời của công ty là những yếu tố

quan trọng, góp phần cải thiện hiệu suất sử dụng tài sản bất kể phương pháp hồi quy

nào được áp dụng.

Ngược lại, các biến như BS, D_TCEO, CEOD và DEBT không thể hiện ý

nghĩa thống kê trong cả ba mô hình hồi quy. Đáng chú ý, hệ số Beta của các biến

này đều có giá trị tiệm cận 0, điều này có thể gợi ý rằng các yếu tố này không có

ảnh hưởng đáng kể đến ROA về mặt thực tiễn. Ngay cả khi một số biến có ý nghĩa

thống kê, mức độ tác động thực tế đến hiệu suất hoạt động của doanh nghiệp cũng

rất nhỏ. Điều này có thể phản ánh rằng những biến số này không phải là yếu tố

quyết định then chốt đối với hiệu suất tài chính của doanh nghiệp hoặc có thể chịu

tác động từ các yếu tố chưa được kiểm soát trong mô hình nghiên cứu.

Bên cạnh đó, hệ số của biến DEBT (-0,000) trong cả ba mô hình có giá trị rất

nhỏ và không có ý nghĩa thống kê, cho thấy rằng mức độ nợ của doanh nghiệp

không tạo ra tác động đáng kể đến hiệu suất sử dụng tài sản trong phạm vi mẫu

nghiên cứu này.

Trong nghiên cứu này, giá trị R2 trong mô hình OLS đạt 0,095, tức là chỉ có

9,5% biến thiên của biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến độc lập. Mặc dù giá

trị này tương đối thấp, nhưng trong các nghiên cứu về quản trị doanh nghiệp và tài

chính, việc R² thấp là điều phổ biến. Nguyên nhân là do hiệu suất hoạt động của

doanh nghiệp không chỉ bị ảnh hưởng bởi các yếu tố trong mô hình mà còn phụ

thuộc vào nhiều yếu tố khác, bao gồm điều kiện kinh tế vĩ mô, chính sách tài chính,

và các yếu tố nội bộ mà mô hình chưa kiểm soát được.

Cụ thể, nghiên cứu của Phạm Nguyễn Đình Tuấn và cộng sự (2019) cũng ghi nhận giá trị R2 thấp trong mô hình FEM, dao động từ 0,0119 đến 0,0708. Điều này

cho thấy rằng ngay cả khi sử dụng phương pháp hồi quy khác, mức độ giải thích

của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc vẫn ở mức hạn chế. Ngoài ra, trong

nghiên cứu này, nhiều hệ số Beta có giá trị rất nhỏ, thậm chí gần bằng 0. Điều này

đồng nghĩa với việc, dù có ý nghĩa thống kê, mức độ tác động thực tế của các biến

này đến biến phụ thuộc là không đáng kể. Đây cũng là một trong những nguyên

nhân dẫn đến giá trị R² thấp, phản ánh thực tế rằng các yếu tố liên quan đến quản trị

doanh nghiệp và quản lý rủi ro có thể không phải là những yếu tố then chốt quyết

định hiệu suất hoạt động của doanh nghiệp trong lĩnh vực tài chính.

Ngoài ra, các nghiên cứu trước đây cũng ghi nhận hiện tượng giá trị R² thấp

trong các mô hình nghiên cứu tương tự. Chẳng hạn, nghiên cứu của Pathan (2013)

về tác động của đặc điểm hội đồng quản trị lên hiệu quả hoạt động của ngân hàng

cũng cho thấy giá trị R² hiệu chỉnh dao động trong khoảng từ 0,116 đến 0,2573 khi

áp dụng mô hình OLS. Tương tự, nghiên cứu của Erkens và cộng sự (2012) về mối

quan hệ giữa quản trị doanh nghiệp và hiệu suất sử dụng tài sản trong giai đoạn

khủng hoảng tài chính toàn cầu cũng báo cáo giá trị R² hiệu chỉnh chỉ nằm trong

khoảng từ 0,09 đến 0,19. Những kết quả này nhấn mạnh rằng trong lĩnh vực tài

chính, đặc biệt khi phân tích tác động của hội đồng quản trị và quản lý rủi ro, các

mô hình hồi quy thường có mức độ giải thích thấp do ảnh hưởng của nhiều yếu tố

ngoài mô hình.

So sánh giữa các mô hình hồi quy, giá trị R² trong OLS (0,095) cao hơn đáng

kể so với mô hình FEM (0,010). Điều này ngụ ý rằng OLS có khả năng giải thích sự

biến động của biến phụ thuộc tốt hơn so với FEM. Tuy nhiên, trong các nghiên cứu

sử dụng dữ liệu bảng, FEM và REM thường được ưu tiên hơn khi cần kiểm soát các

hiệu ứng cố định hoặc ngẫu nhiên. Kết quả từ FEM và REM có sự khác biệt đáng

kể so với OLS, đặc biệt đối với các biến như BIND và RM, điều này nhấn mạnh sự

cần thiết của việc lựa chọn mô hình phù hợp để có được kết quả đáng tin cậy hơn.

Tóm lại, kết quả từ bảng tổng hợp hồi quy chỉ ra rằng các yếu tố như tỷ lệ sở

hữu của hội đồng quản trị, quy mô công ty và tuổi đời doanh nghiệp có tác động

đáng kể đến biến phụ thuộc. Tuy nhiên, tác động của một số biến như BIND và RM

không nhất quán giữa các mô hình, điều này cho thấy cần có sự thận trọng khi đưa

ra kết luận. Việc lựa chọn mô hình thích hợp, đặc biệt là FEM hoặc REM, đóng vai

trò quan trọng trong việc kiểm soát các hiệu ứng đặc thù của từng quan sát, từ đó

giúp đảm bảo kết quả nghiên cứu có độ chính xác cao hơn. Hơn nữa, so sánh với

các nghiên cứu trước đây cho thấy rằng giá trị R² thấp không làm mất đi ý nghĩa của

mô hình, mà phản ánh thực tế rằng hiệu suất hoạt động của doanh nghiệp bị chi

phối bởi nhiều yếu tố khác chưa được đưa vào phân tích trong nghiên cứu này.

4.5.1. Lựa chọn mô hình hồi quy

Kiểm định Breusch-Pagan Lagrange Multiplier (LM)

Kiểm định Breusch-Pagan Lagrange Multiplier (LM) được đề xuất bởi

Breusch and Pagan (1980) được thực hiện để lựa chọn giữa mô hình REM và

Pooled OLS với giả thuyết:

H₀: không có hiệu ứng ngẫu nhiên trong mô hình

H₁: có hiệu ứng ngẫu nhiên trong mô hình

Kết quả kiểm định cho thấy giá trị chibar²(01) = 20,25 với p-value = 0,0000,

nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, do đó giả thuyết H₀ bị bác bỏ, nghĩa là có bằng chứng

thống kê cho thấy sự tồn tại của hiệu ứng ngẫu nhiên, từ đó khẳng định mô hình

REM phù hợp hơn so với Pooled OLS. Khi xem xét kết quả ước lượng từ mô hình

REM, các biến BO, D_FSIZE và FAGE có tác động có ý nghĩa thống kê đến ROA.

Đồng thời, giá trị R² trong REM được chia thành ba loại: Within R² (0,0891),

Between R² (0,1832), và Overall R² (0,1018) (xem Phụ lục 4). Trong đó, Within R²

cho thấy các biến độc lập giải thích được khoảng 8,91% sự biến động của ROA

trong từng nhóm, trong khi Between R² cho thấy các biến này giải thích được

khoảng 18,32% sự biến động giữa các nhóm. Giá trị Overall R² (0,1018) cho thấy

các biến độc lập giải thích được khoảng 10,18% sự biến động tổng thể của ROA.

Mặc dù kết quả kiểm định LM xác nhận rằng REM phù hợp hơn so với Pooled

OLS, nhưng giá trị R² vẫn còn khá thấp, cho thấy các biến độc lập trong mô hình

chỉ giải thích được một phần nhỏ sự biến động của ROA.

Kiểm định Hausman

Trong nghiên cứu dữ liệu bảng, việc lựa chọn giữa mô hình hiệu ứng cố định

(FEM) và mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) là một bước quan trọng nhằm đảm

bảo tính phù hợp của phương pháp ước lượng. Để xác định mô hình nào phù hợp

hơn, kiểm định Hausman được thực hiện với giả thuyết:

H₀: hiệu ứng ngẫu nhiên là phù hợp

H₁: hiệu ứng cố định là phù hợp

Kết quả kiểm định cho thấy giá trị chi²(8) = 20,09 với p-value = 0,0100, nhỏ

hơn mức ý nghĩa 5% (xem Phụ lục 5). Điều này cho phép bác bỏ giả thuyết H₀,

đồng nghĩa với việc mô hình FEM phù hợp hơn so với REM. Kết luận này cho thấy

rằng các hiệu ứng không quan sát được trong dữ liệu có tương quan với các biến

độc lập, do đó việc sử dụng FEM là cần thiết để kiểm soát những yếu tố này. FEM

có ưu điểm kiểm soát được các đặc điểm cố định của từng công ty, trong khi REM

giả định rằng các yếu tố này không có tương quan với biến độc lập, một giả định bị

bác bỏ qua kết quả kiểm định Hausman. Do đó, mô hình FEM được lựa chọn để

đảm bảo tính chính xác của ước lượng.

Khi áp dụng FEM, kết quả cho thấy một số biến có ý nghĩa thống kê. Cụ thể,

biến BO có tác động tiêu cực đến ROA và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (p =

0,004), trong khi biến D_FSIZE có tác động tích cực và có ý nghĩa ở mức 1% (p =

0,000). Tương tự, biến FAGE cũng có tác động tích cực với mức ý nghĩa 1% (p =

0,005). Về mức độ giải thích của mô hình, giá trị Within R² đạt 0,0939, cho thấy các

biến độc lập giải thích được khoảng 9,39% sự biến động của ROA trong từng nhóm

(công ty). Giá trị Between R² là 0,0606, phản ánh mức độ giải thích giữa các nhóm,

trong khi Overall R² đạt 0,0846, thể hiện mức độ giải thích chung của mô hình đối

với biến phụ thuộc. Mặc dù mô hình FEM được xác nhận là phù hợp hơn so với

REM, nhưng giá trị R² vẫn còn khá thấp, cho thấy các biến độc lập chỉ giải thích

được một phần nhỏ sự biến động của ROA.

Tiếp theo, luận văn sẽ tiến hành kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, phương

sai thay đổi và tự tương quan đối với mô hình FEM đã được lựa chọn:

Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến

Như đã thấy, phân tích tương quan giúp tác giả xác định liệu có hiện tượng

đa cộng tuyến hay không. Gujarati và Porter (2009) cho rằng nếu hệ số tương quan

của bất kỳ cặp biến độc lập nào có giá trị tuyệt đối lớn hơn 0,8 thì mô hình có khả

năng xảy ra đa cộng tuyến.

Bảng 4.6. Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến

Variable VIF 1/VIF

1,29 0,775 RM

1,15 0,871 BIND

1,14 0,880 BS

1,09 0,914 FAGE

1,08 0,930 CEOD

1,06 0,945 BO

0,974 D_FSIZE 1,03

0,988 D_TCEO 1,01

1,01 0,992 DEBT

Mean VIF 1,10

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích Stata phiên bản 17

Hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra khi các biến độc lập trong mô hình nghiên

cứu có mối quan hệ tuyến tính và được biểu diễn dưới dạng một hàm số. Theo Hair

và cộng sự (2019), nếu các biến trong mô hình có chỉ số VIF nhỏ hơn 2, sẽ không

có hiện tượng đa cộng tuyến đáng kể giữa các biến độc lập trong mô hình. Dựa vào

Bảng 4.6, có thể thấy rằng chỉ số VIF của tất cả các biến độc lập trong mô hình đều

nhỏ hơn 2 và chỉ số VIF trung bình chỉ là 1,10. Điều này cho thấy không có dấu

hiệu của đa cộng tuyến đáng kể trong mô hình, đồng nghĩa với việc các biến độc lập

không có tương quan quá cao với nhau và không ảnh hưởng tiêu cực đến độ tin cậy

của kết quả hồi quy. Do đó, mô hình FEM đảm bảo tính ổn định và có thể tiếp tục

được sử dụng để phân tích tác động của các biến độc lập lên ROA.

Kiểm tra hiện tượng phương sai sai số thay đổi

Phương sai thay đổi (Heteroskedasticity) là hiện tượng khi phương sai của

sai số ước lượng không đồng nhất giữa các quan sát, dẫn đến việc ước lượng bằng

phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) không còn hiệu quả. Nghiên cứu sử

dụng kiểm định Wald (Modified Wald test) với giả thuyết như sau:

H₀: Phương sai không đổi (Homoskedasticity)

H₁: Phương sai thay đổi (Heteroskedasticity)

Dựa trên kết quả kiểm định, ta thấy giá trị chi²(84) = 1.304.253,28 với p-

value = 0,0000. Vì p-value nhỏ hơn 0,05 (ở mức ý nghĩa 5%), có thể kết luận rằng

mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi. Do đó, giả thuyết H₀ bị bác bỏ. Điều

này có nghĩa là mô hình gặp hiện tượng phương sai thay đổi, tức là phương sai của

sai số không đồng nhất giữa các nhóm quan sát.

Bảng 4.7. Kết quả kiểm tra phương sai sai số thay đổi

Modified Wald test

1.304.253,28 chi2 (84)

0,000 Prob > chi2

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích Stata phiên bản 17

Kiểm tra hiện tượng tự tương quan (Autocorrelation)

Hiện tượng tự tương quan xảy ra khi sai số tại thời điểm t có mối quan hệ với

sai số tại thời điểm t−1 hoặc một thời điểm trước đó. Trong trường hợp mô hình có

tự tương quan, phương pháp ước lượng FEM vẫn đảm bảo tính không chệch và nhất

quán, tuy nhiên các ước lượng sẽ không còn hiệu quả. Để kiểm tra hiện tượng này

trong dữ liệu bảng, nghiên cứu sử dụng kiểm định Wooldridge với giả thuyết:

H₀: Không có tự tương quan bậc nhất

H₁: Có tự tương quan bậc nhất

Bảng 4.8. Kết quả kiểm tra tự tương quan

Wooldridge test

2,459 F(1,83)

0,121 Prob > F

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích Stata phiên bản 17

Kết quả kiểm định cho thấy giá trị F(1,83) = 2,459 với p-value = 0,1207, lớn

hơn mức ý nghĩa 5%. Vì vậy không đủ bằng chứng để bác bỏ giả thuyết H₀, nghĩa là

không có hiện tượng tự tương quan bậc nhất trong mô hình FEM. Kết quả này

chứng tỏ sai số của mô hình không có sự phụ thuộc theo thời gian, đảm bảo rằng

các giả định của hồi quy dữ liệu bảng được thỏa mãn. Ngoài ra, do các biến sử dụng

trong mô hình đã được xử lý bằng phương pháp sai phân bậc nhất từ giai đoạn tiền

xử lý dữ liệu, nên sai số của mô hình cũng đã được điều chỉnh, góp phần loại bỏ

hiện tượng tự tương quan. Do đó, mô hình FEM vẫn đảm bảo tính hiệu quả và các

ước lượng thu được là đáng tin cậy.

Kiểm tra hiện tượng nội sinh ở các biến

Việc xác định các biến nghi ngờ nội sinh dựa trên cơ sở lý thuyết và các

nghiên cứu trước đó, kết hợp với bản chất kinh tế của các biến trong mô hình. Trong

nghiên cứu này, bốn biến được xem xét có khả năng nội sinh bao gồm quản trị rủi

ro (RM), quy mô ngân hàng (D_FSIZE), tuổi đời ngân hàng (FAGE) và quy mô hội

đồng quản trị (BS).

Trước tiên, RM có thể bị nội sinh do mối quan hệ hai chiều với ROA. Các

ngân hàng có hiệu suất tài chính tốt thường có nguồn lực để đầu tư vào hệ thống

quản trị rủi ro hiệu quả hơn. Ngược lại, quản trị rủi ro tốt giúp giảm thiểu tổn thất và

nâng cao hiệu suất sử dụng tài sản. Điều này tạo ra vòng phản hồi (feedback loop)

thay vì một mối quan hệ nhân quả đơn thuần, khiến RM có khả năng nội sinh.

Tương tự, D_FSIZE cũng có thể bị nội sinh vì các ngân hàng lớn có lợi thế

kinh tế theo quy mô từ đó nâng cao ROA. Tuy nhiên, các ngân hàng có hiệu suất tài

chính tốt cũng có nhiều cơ hội mở rộng quy mô nhanh hơn, làm nảy sinh mối quan

hệ hai chiều giữa quy mô và hiệu suất sử dụng tài sản. Không chỉ trong lĩnh vực

ngân hàng, các công ty tài chính, bảo hiểm hay chứng khoán cũng có thể có mối

quan hệ tương tự giữa quy mô và ROA.

Bên cạnh đó, FAGE có thể ảnh hưởng đến ROA theo hai hướng. Một là, các

ngân hàng lâu năm có lợi thế kinh nghiệm, thương hiệu và niềm tin thị trường, giúp

nâng cao lợi nhuận. Hai là, các ngân hàng trẻ có thể linh hoạt hơn trong chiến lược

kinh doanh, áp dụng công nghệ mới, qua đó cũng có thể đạt ROA cao. Đặc điểm

này cũng tương tự đối với các công ty tài chính, chứng khoán và bảo hiểm, khiến

FAGE có thể bị nội sinh.

Cuối cùng, BS có thể tác động đến hiệu suất sử dụng tài sản thông qua chiến

lược quản trị rủi ro và quyết định kinh doanh. Một hội đồng lớn có thể mang lại lợi

ích từ sự đa dạng quan điểm, nhưng cũng có thể dẫn đến xung đột trong quản lý.

Đồng thời, các công ty có hiệu suất sử dụng tài sản cao thường có xu hướng mở

rộng hoặc điều chỉnh hội đồng quản trị nhằm tối ưu hóa hiệu quả quản lý, khiến BS

có thể bị nội sinh.

Để kiểm tra khả năng xảy ra vấn đề nội sinh, nghiên cứu đã áp dụng phương

pháp hồi quy phần dư (Residual-based test). Phương pháp này dựa trên cách tiếp

cận của Davidson và MacKinnon (1993), trong đó phần dư từ hồi quy của biến nghi

ngờ nội sinh lên các biến công cụ sẽ được đưa vào mô hình chính để kiểm tra xem

chúng có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc hay không. Trước tiên, hồi quy phần dư

được thực hiện với các biến được nghi ngờ có thể bị nội sinh, bao gồm quy mô hội

đồng quản trị (BS), quản trị rủi ro (RM), tuổi đời của ngân hàng (FAGE) và quy mô

ngân hàng (D_FSIZE). Kết quả cho thấy tất cả các hệ số hồi quy đều có giá trị p- value bằng 1,000, đồng thời giá trị R2 = 0,0000, chứng tỏ không có mối liên hệ giữa

phần dư và các biến này.

Để kiểm chứng thêm, nghiên cứu cũng thực hiện kiểm định nội sinh bằng

phương pháp IV (Instrumental Variables) với 2SLS (Two-Stage Least Squares), sử

dụng biến trễ của các biến nghi ngờ nội sinh làm biến công cụ, bao gồm L_BS,

L_RM, L_FAGE và L_D_FSIZE. Kết quả hồi quy IV (2SLS) (xem Phụ lục 5) cho

thấy giá trị p-value của kiểm định Durbin-Wu-Hausman lần lượt là 0,7129 (Durbin)

và 0,7171 (Wu-Hausman), đều lớn hơn 0,05, đồng nghĩa với việc không có đủ bằng

chứng để bác bỏ giả thuyết H0 (các biến độc lập là ngoại sinh), khẳng định rằng mô

hình không gặp vấn đề nội sinh.

Kết luận:

Mô hình không gặp vấn đề đa cộng tuyến, tự tương quan, không xảy ra nội

sinh trong biến, nhưng tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi.

4.5.2. Kết quả hồi quy với phương pháp FGLS

Phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS) được tác giả

vận dụng để tối ưu hóa mô hình, khắc phục hạn chế của hồi quy bình phương nhỏ

nhất (OLS). Gujarati (2021) chỉ ra FGLS hiệu chỉnh sai số do phương sai không ổn

định. Thay vì đặt giả thuyết trước, FGLS ước lượng trực tiếp cấu trúc phương sai,

dẫn đến kết quả hồi quy chính xác hơn, đáng tin cậy hơn so với phương pháp OLS

truyền thống.

Bảng 4.9. Kết quả hồi quy FGLS

FGLS

-0,0001 BO

(0,0001)

-0,0005** BS

(0,0002)

0,0003* D_TCEO

(0,0002)

0,0100* BIND

(0,0054)

0,0013 CEOD

(0,0038)

-0,0113*** RM

(0,0012)

0,0206*** D_FSIZE

(0,0027)

0,0051*** FAGE

(0,0005)

-0,0000 DEBT

(0,0000)

0,0190*** _cons

(0,0019)

1092 N

0,0000 Prob > chi2

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích Stata phiên bản 17

Ghi chú: * p<0,1; ** p<0,05; *** p<0,01; Các giá trị trong ngoặc đơn thể

hiện sai số chuẩn.

Cameron và Trivedi (2010) chỉ ra rằng phương pháp FGLS là bộ ước lượng

phù hợp nhất khi số kỳ quan sát (T) lớn hơn số đơn vị quan sát (N). Do đó, nghiên

cứu này lựa chọn kết quả từ mô hình FGLS làm kết quả chính thức. Dựa trên kết

quả hồi quy FGLS từ bảng 4.10, nghiên cứu đã kiểm định các giả thuyết từ H1 đến

H6 nhằm đánh giá ảnh hưởng của đặc điểm hội đồng quản trị và quản lý rủi ro lên

hiệu suất sử dụng tài sản của các doanh nghiệp trong lĩnh vực tài chính tại Việt

Nam. Kết quả cho thấy quyền sở hữu của hội đồng quản trị (BO) không có ý nghĩa

thống kê, với hệ số β = -0,0001 đồng nghĩa với việc quyền sở hữu của hội đồng

quản trị không ảnh hưởng đáng kể đến ROA. Do đó, giả thuyết H1 bị bác bỏ, phù

hợp với nghiên cứu của Kumar và Zattoni (2018), khi họ chỉ ra rằng tác động của

quyền sở hữu đến hiệu suất tài chính phụ thuộc vào bối cảnh và cơ chế quản trị

doanh nghiệp hơn là bản chất sở hữu.

Ngược lại, quy mô hội đồng quản trị (BS) có tác động tiêu cực đến ROA, với

hệ số β = -0,0005 và có ý nghĩa ở mức 5%. Mặc dù tác động này có ý nghĩa thống

kê, nhưng giá trị hệ số rất nhỏ, cho thấy mức độ ảnh hưởng thực tế là không đáng kể

đồng thời phản ánh rằng số lượng thành viên hội đồng chỉ là một trong nhiều yếu tố

ảnh hưởng đến hiệu suất sử dụng tài sản, và tác động của nó có thể bị chi phối bởi

các yếu tố khác trong mô hình. Có thể thấy, khi số lượng thành viên hội đồng quản

trị tăng, hiệu suất sử dụng tài sản có xu hướng giảm, có thể do việc ra quyết định

kém hiệu quả hơn và gia tăng mâu thuẫn nội bộ. Kết quả này phù hợp với nghiên

cứu của Cheng (2008), cho rằng hội đồng quản trị quá lớn có thể làm giảm hiệu quả

giám sát và quản trị doanh nghiệp. Vì vậy, giả thuyết H2 được chấp nhận.

Đối với thời gian đảm nhiệm của CEO (TCEO), hệ số β = 0,0003 và có ý

nghĩa ở mức 10%, cho thấy thời gian giữ chức vụ của CEO có thể có tác động tích

cực đến hiệu suất sử dụng tài sản. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Duru và

cộng sự (2016), khi họ chỉ ra rằng sự ổn định trong lãnh đạo có thể giúp giảm xung

đột lợi ích và cải thiện tính linh hoạt trong điều hành. Tuy nhiên, do hệ số này nhỏ

và mức ý nghĩa chỉ đạt 10%, tác động có thể không mạnh. Mặc dù vậy, giả thuyết

H4 vẫn được chấp nhận.

Về việc chủ tịch hội đồng quản trị kiêm nhiệm chức vụ CEO (CEOD), kết

quả cho thấy hệ số β = 0,0013 nhưng không có ý nghĩa thống kê, đồng nghĩa với

việc vai trò kiêm nhiệm không ảnh hưởng đáng kể đến ROA. Kết quả này phù hợp

với nghiên cứu của Henderson và cộng sự (2006), khi họ không tìm thấy mối quan

hệ rõ ràng giữa mô hình lãnh đạo kiêm nhiệm và hiệu suất tài chính, do tác động

này có thể phụ thuộc vào đặc điểm cụ thể của từng doanh nghiệp hơn là mô hình

quản trị. Vì vậy, giả thuyết H3 bị bác bỏ.

Tỷ lệ thành viên độc lập trong hội đồng quản trị (BIND) có hệ số β = 0,01 và

có ý nghĩa ở mức 10%, cho thấy rằng tỷ lệ thành viên độc lập cao hơn có thể giúp

cải thiện hiệu suất sử dụng tài sản. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Rosenstein

và Wyatt (1990), khi họ chỉ ra rằng thành viên độc lập có thể giúp tăng cường giám

sát và đảm bảo tính minh bạch trong quản trị doanh nghiệp. Do đó, giả thuyết H5

được chấp nhận.

Quản trị rủi ro (RM) có hệ số β = -0,0113 với mức ý nghĩa 1%, cho thấy tác

động tiêu cực đáng kể của quản trị rủi ro đến ROA. Kết quả này phù hợp với nghiên

cứu của Froot và cộng sự (1993), khi họ chỉ ra rằng việc kiểm soát rủi ro chặt chẽ có

thể làm giảm cơ hội đầu tư và lợi nhuận của ngân hàng trong ngắn hạn. Do đó, giả

thuyết H6 được chấp nhận.

Ngoài ra, một số biến kiểm soát cũng có tác động đáng kể đến ROA. Tuổi

đời của công ty (FAGE) có hệ số β = 0,0051 và có ý nghĩa 1%, cho thấy rằng các

ngân hàng có lịch sử hoạt động lâu đời có xu hướng có hiệu suất sử dụng tài sản tốt

hơn, phù hợp với nghiên cứu của Coad và cộng sự (2013). Quy mô công ty (FSIZE)

có hệ số β = 0,0206 và có ý nghĩa 1%, chỉ ra rằng các doanh nghiệp, ngân hàng lớn

có lợi thế về quy mô, đa dạng hóa danh mục cho vay và khả năng tiếp cận vốn tốt

hơn, tương tự nghiên cứu của Dang và cộng sự (2018). Trong khi đó, tỷ lệ nợ

(DEBT) có hệ số β = -0,0000 và không có ý nghĩa thống kê, cho thấy tỷ lệ nợ không

ảnh hưởng đáng kể đến hiệu suất sử dụng tài sản, phù hợp với nghiên cứu của

Margaritis và Psillaki (2010).

Bảng 4.10. Tóm tắt kết quả kiểm định giả thuyết

Biến độc lập Kết quả Giả thuyết Kỳ vọng tác động Chấp nhận/Bác bỏ

Bác bỏ + H1 Quyền sở hữu của HĐQT (BO) Không có ý nghĩa

- Quy mô HĐQT (BS) - Chấp nhận H2

- + Bác bỏ H3 Vai trò kiêm nhiệm CEO (CEOD)

+ + Chấp nhận H4 Thời gian đảm nhiệm CEO (D_TCEO)

+ + Chấp nhận H5 Tỷ lệ thành viên độc lập (BIND)

- Quản trị rủi ro (RM) - Chấp nhận H6

Nguồn: Tổng hợp từ tác giả

Tóm lại, các giả thuyết H2, H3, H5 và H6 được chấp nhận, trong khi H1 và H4

bị bác bỏ. Kết quả này cho thấy rằng quy mô hội đồng quản trị, thời gian đảm

nhiệm của CEO, tỷ lệ thành viên độc lập và quản trị rủi ro có ảnh hưởng đáng kể

đến hiệu suất sử dụng tài sản, trong khi quyền sở hữu của hội đồng quản trị và vai

trò kiêm nhiệm của CEO không có tác động rõ ràng.

4.5.3. Cơ chế tác động gián tiếp thông qua quản trị rủi ro

Mặc dù các kết quả hồi quy trong nghiên cứu đã chỉ ra được mối quan hệ có

ý nghĩa giữa một số đặc điểm của hội đồng quản trị và hiệu suất sử dụng tài sản, tuy

nhiên để làm rõ hơn cơ chế tác động của các nhân tố này, cần mở rộng phân tích

theo hướng mô phỏng lý thuyết về mối quan hệ trung gian và đa chiều giữa các

biến. Phân tích này không đi sâu vào kiểm định định lượng cụ thể, nhưng có ý nghĩa

trong việc củng cố luận cứ khoa học và mở rộng cách tiếp cận nghiên cứu.

Một hướng phân tích quan trọng là vai trò trung gian tiềm năng của hoạt

động quản trị rủi ro (RM). Trong bối cảnh doanh nghiệp tài chính, đặc biệt tại các

thị trường đang phát triển như Việt Nam, rủi ro hệ thống và rủi ro quản trị là hai vấn

đề lớn ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu suất hoạt động. Những đặc điểm như quy mô

HĐQT, tỷ lệ thành viên độc lập, quyền sở hữu của HĐQT hay thâm niên CEO

không chỉ ảnh hưởng trực tiếp đến ROA, mà còn có khả năng tác động gián tiếp

thông qua việc thiết lập, vận hành hoặc nâng cao hiệu quả của ủy ban quản trị rủi ro.

Nếu HĐQT hoạt động hiệu quả, doanh nghiệp có khả năng cao sẽ xây dựng cơ chế

quản trị rủi ro chủ động hơn, từ đó nâng cao hiệu suất tài sản. Cơ chế tác động trung

gian này được củng cố bởi các nghiên cứu gần đây. Rehman và cộng sự (2025) chỉ

ra rằng trong các doanh nghiệp niêm yết tại Trung Quốc, các đặc điểm HĐQT ảnh

hưởng đến hiệu suất tài chính thông qua vai trò trung gian của kiểm soát rủi ro.

Điều này có thể khái quát hóa cho bối cảnh doanh nghiệp tài chính Việt Nam, nơi

mà việc thành lập ủy ban rủi ro và chất lượng giám sát nội bộ còn phụ thuộc mạnh

vào cấu trúc và cam kết của ban lãnh đạo.

Ngoài ra, một số yếu tố như tỷ lệ sở hữu cổ phần bởi HĐQT hay quy mô hội

đồng có thể có tác động không tuyến tính đối với hiệu quả tài sản. Các nghiên cứu

trước như của Amorelli và García (2021), Musallam (2024) cho rằng khi quyền sở

hữu hoặc quy mô vượt ngưỡng tối ưu, hiệu quả hoạt động có thể bị suy giảm do mất

cân bằng quyền lực, chi phí giám sát tăng hoặc hiện tượng đồng thuận giả tạo. Điều

này mở ra khả năng tồn tại mô hình quan hệ phi tuyến kiểu hình parabol ngược, tức

hiệu quả chỉ tăng đến một giới hạn nhất định. Do hạn chế về khuôn khổ đề tài và dữ

liệu, nghiên cứu này không tiến hành kiểm định mô hình trung gian hoặc phi tuyến.

Tuy nhiên, các cơ chế mô phỏng được nêu ra ở trên là cần thiết để định hình cách

nhìn tổng thể, giúp lý giải đầy đủ hơn các mối quan hệ thống kê đã tìm thấy, đồng

thời cung cấp cơ sở lý luận cho các nghiên cứu tiếp theo có thể thực hiện kiểm định

mở rộng.

Hình 4.1. Sơ đồ mô phỏng mối quan hệ trung gian

Đặc điểm HĐQT

↓

Quản trị rủi ro (RM)

↓

Hiệu suất sử dụng tài sản (ROA)

Nguồn: Tổng hợp và đề xuất của tác giả

Sơ đồ mô phỏng trên phản ánh cơ chế tác động gián tiếp giữa đặc điểm

HĐQT và hiệu suất sử dụng tài sản thông qua biến trung gian là quản trị rủi ro

(RM). Cụ thể, các đặc điểm cấu trúc của HĐQT như quy mô, tính độc lập, quyền sở

hữu, sự đa dạng hoặc thâm niên của CEO có thể ảnh hưởng đến việc hình thành và

chất lượng hoạt động của ủy ban quản trị rủi ro – một cấu phần quan trọng của hệ

thống kiểm soát nội bộ. Khi HĐQT có cấu trúc hợp lý, việc thiết lập cơ chế quản trị

rủi ro sẽ được chú trọng hơn, giúp doanh nghiệp tăng khả năng nhận diện và kiểm

soát rủi ro một cách chủ động. Điều này không chỉ giảm thiểu thiệt hại tiềm ẩn mà

còn tối ưu hóa hiệu quả phân bổ nguồn lực và ra quyết định đầu tư, từ đó cải thiện

hiệu suất sử dụng tài sản. Mô hình này cho thấy rằng, ngoài tác động trực tiếp, đặc

điểm HĐQT còn có thể ảnh hưởng gián tiếp đến kết quả tài chính thông qua việc

nâng cao hiệu quả của quản trị rủi ro. Đây là luận điểm quan trọng, góp phần làm rõ

hơn vai trò thiết yếu của cấu trúc quản trị trong việc nâng cao hiệu quả hoạt động

doanh nghiệp trong lĩnh vực tài chính – vốn luôn tiềm ẩn nhiều rủi ro hệ thống và

phi hệ thống.

Tóm lại, việc đề xuất mô hình phân tích mở rộng theo hướng cơ chế tác động

gián tiếp và phi tuyến góp phần làm rõ bản chất mối quan hệ giữa quản trị doanh

nghiệp, quản lý rủi ro và hiệu suất tài sản, đồng thời nâng cao chiều sâu lý luận và

tính toàn diện cho luận văn.

4.6. TÓM TẮT CHƯƠNG 4

Phân tích hồi quy FGLS trên 84 doanh nghiệp tài chính Việt Nam giai đoạn

2010-2023 ở chương 4 cho thấy mối liên hệ phức tạp giữa cấu trúc quản trị, quản lý

rủi ro và hiệu quả tài sản (ROA). Hội đồng quản trị lớn tác động tiêu cực, ngược lại,

thành viên độc lập đóng vai trò tích cực. Mặc dù thâm niên CEO có ảnh hưởng,

nhưng không đáng kể. Kiêm nhiệm CEO-Chủ tịch không gây tác động rõ rệt. Quản

lý rủi ro (RM) cao lại làm giảm ROA, ngụ ý kiểm soát rủi ro thái quá gây bất lợi.

Quy mô và tuổi đời doanh nghiệp lại có tác động tích cực đến ROA. Kiểm định nội

sinh khẳng định độ tin cậy của mô hình. Chương 5 sẽ đề xuất giải pháp quản trị tối

ưu hiệu quả sử dụng tài sản và quản lý rủi ro ngành tài chính.

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ

5.1. KẾT LUẬN

Sự khác biệt của nghiên cứu này so với các nghiên cứu trước đây về quản trị

doanh nghiệp và tài chính ở Việt Nam là nó xem xét đồng thời tác động của các đặc

điểm của hội đồng quản trị và quản trị rủi ro đối với hiệu suất sử dụng tài sản của

các doanh nghiệp tài chính. Nghiên cứu này kết hợp cả hai yếu tố để cung cấp một

cái nhìn toàn diện hơn về mối quan hệ giữa quản trị doanh nghiệp, quản lý rủi ro và

hiệu suất tài chính. Điều này khác với nhiều nghiên cứu trước, vốn chỉ tập trung vào

từng hoặc một vài yếu tố riêng lẻ. Ngoài ra, nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng từ 84

công ty tài chính niêm yết và đảm bảo độ tin cậy và tính chính xác của kết quả bằng

các phương pháp định lượng như FEM và FGLS.

Kết quả hồi quy trong nghiên cứu cho thấy quy mô HĐQT và tỷ lệ thành

viên độc lập có ảnh hưởng tích cực đến hiệu suất sử dụng tài sản của các doanh

nghiệp tài chính tại Việt Nam. Cụ thể, quy mô HĐQT lớn hơn giúp đa dạng hóa

chuyên môn và kinh nghiệm, từ đó hỗ trợ ra quyết định chiến lược hiệu quả hơn;

trong khi đó, tỷ lệ thành viên độc lập cao góp phần tăng cường chức năng giám sát,

phản biện và giảm thiểu xung đột lợi ích trong quản trị doanh nghiệp. Kết quả này

hoàn toàn phù hợp với thực tiễn được ghi nhận trong Báo cáo Đánh giá Quản trị

Công ty tại các Doanh nghiệp Niêm yết năm 2024 (Vietnam Listed Company

Awards – VLCA 2024). Báo cáo cho thấy các doanh nghiệp nằm trong nhóm thực

hành tốt nhất ("best-practice") đã cải thiện rõ rệt chất lượng công bố thông tin và

tăng tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập so với giai đoạn trước. Đây được xem là yếu tố

then chốt góp phần nâng cao tính minh bạch, củng cố niềm tin thị trường và từ đó

thúc đẩy hiệu quả hoạt động. Điều này cho thấy rằng việc nâng cao chất lượng quản

trị, đặc biệt là ở cấp độ HĐQT, không chỉ mang tính hình thức mà có ảnh hưởng

thực sự đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp. Đáng chú ý hơn, kết quả nghiên

cứu không chỉ phù hợp với các nền tảng lý thuyết ở chương 2 mà còn phản ánh

đúng xu hướng chính sách quản trị doanh nghiệp tại Việt Nam trong giai đoạn

2024–2025. Cụ thể, Thông tư 10/2024/TT-NHNN (có hiệu lực từ ngày 01/7/2024)

đã quy định rõ hơn về cơ cấu nhân sự Hội đồng quản trị, yêu cầu tăng cường tính

độc lập và minh bạch trong hoạt động quản trị. Đồng thời, Thông tư 09/2024/TT-

NHNN đã sửa đổi các quy định về kiểm soát nội bộ, nhấn mạnh vai trò giám sát

chiến lược của HĐQT trong việc phòng ngừa và quản lý rủi ro. Những chính sách

này cho thấy rằng các yếu tố về cấu trúc HĐQT không chỉ mang ý nghĩa học thuật

mà còn đang được triển khai thực tế, đặc biệt trong bối cảnh tái cấu trúc hệ thống tài

chính sau các biến động của giai đoạn 2022–2023. Do đó, kết quả nghiên cứu mang

lại giá trị thực tiễn quan trọng, cho phép các nhà quản lý và cơ quan hoạch định

chính sách sử dụng cơ sở khoa học này để cải thiện cấu trúc HĐQT và nâng cao

chiến lược quản lý rủi ro, từ đó tối ưu hóa hiệu suất tài chính trong bối cảnh thị

trường Việt Nam ngày càng phát triển.

Nghiên cứu đã đạt được các mục tiêu đề ra, cung cấp bằng chứng thực tiễn

về tác động của đặc điểm hội đồng quản trị và quản lý rủi ro đến hiệu suất sử dụng

tài sản của các doanh nghiệp trong lĩnh vực tài chính tại Việt Nam. Đầu tiên, nghiên

cứu đã hoàn thành mục tiêu cụ thể thứ nhất khi xác định các chỉ số đại diện cho đặc

điểm hội đồng quản trị (quy mô hội đồng, tỷ lệ thành viên độc lập, chủ tịch kiêm

nhiệm CEO) và hoạt động quản lý rủi ro có thể ảnh hưởng đến hiệu suất sử dụng tài

sản. Những biến số này được lựa chọn dựa trên cơ sở lý thuyết và tham khảo các

nghiên cứu trước đây về quản trị doanh nghiệp và tài chính.

Tiếp theo, mục tiêu cụ thể thứ hai được đạt được bằng cách phân tích tác

động của các chỉ số này đến hiệu suất sử dụng tài sản (ROA) bằng các mô hình hồi

quy Pooled OLS, FEM, REM và FGLS. Kết quả kiểm định cho thấy FEM là mô

hình phù hợp hơn REM, phản ánh ảnh hưởng mang tính cá nhân của từng doanh

nghiệp đến hiệu suất tài chính. Ngoài ra, vấn đề về phương sai thay đổi đã được giải

quyết bằng cách sử dụng phương pháp FGLS, nâng cao độ tin cậy của kết quả ước

lượng. Do đó, nghiên cứu đã chứng minh rằng các đặc điểm của hội đồng quản trị,

quản lý rủi ro và mức độ sử dụng tài sản của doanh nghiệp trong ngành tài chính

Việt Nam có liên quan với nhau.

Cuối cùng, nghiên cứu cũng đã hoàn thành mục tiêu cụ thể thứ ba khi đề xuất

các khuyến nghị cho các cổ đông, nhà hoạch định chính sách và lãnh đạo doanh

nghiệp tài chính. Các khuyến nghị tập trung vào việc cải thiện cấu trúc hội đồng

quản trị để tăng cường giám sát và ra quyết định, đồng thời hoàn thiện chiến lược

quản lý rủi ro để đảm bảo sự phát triển bền vững của công ty. Những phát hiện này

có giá trị học thuật đồng thời cung cấp thông tin hữu ích cho các bên liên quan trong

lĩnh vực tài chính tại Việt Nam.

Tóm lại, nghiên cứu đã hoàn thành mục tiêu tổng quát khi phân tích và đánh

giá tác động của đặc điểm hội đồng quản trị và quản lý rủi ro đến hiệu suất sử dụng

tài sản của doanh nghiệp tài chính tại Việt Nam. Những kết quả đạt được không chỉ

đóng góp vào nền tảng lý thuyết về quản trị doanh nghiệp mà còn cung cấp định

hướng thực tiễn giúp các nhà quản lý và doanh nghiệp tối ưu hóa hoạt động và nâng

cao hiệu suất sử dụng tài sản, phù hợp với xu hướng điều chỉnh chính sách và cải

cách thể chế trong giai đoạn 2024–2025.

5.2. HÀM Ý QUẢN TRỊ

Dựa trên kết quả nghiên cứu, luận văn đề xuất một số khuyến nghị nhằm tối

ưu hóa cấu trúc quản trị doanh nghiệp và quản trị rủi ro, góp phần nâng cao hiệu

suất sử dụng tài sản của các doanh nghiệp tài chính tại Việt Nam. Các khuyến nghị

dưới đây được đưa ra dựa trên các bằng chứng thực tiễn, đồng thời hướng đến cả

cấp độ cơ quan quản lý và doanh nghiệp:

5.2.1. Hàm ý đối với doanh nghiệp tài chính

Hiệu suất sử dụng tài sản của các doanh nghiệp tài chính chịu ảnh hưởng

đáng kể từ cấu trúc hội đồng quản trị và chiến lược quản lý rủi ro. Tuy nhiên, do đặc

điểm hoạt động và cấu trúc tài chính khác nhau, các loại hình doanh nghiệp tài

chính cần có giải pháp quản trị riêng biệt để đạt được hiệu quả tối ưu.

Đầu tiên, với các ngân hàng thương mại, cần đặc biệt chú trọng đến việc tăng

cường tính độc lập và chuyên môn hóa trong hội đồng quản trị. Kết quả nghiên cứu

cho thấy quy mô HĐQT quá lớn có thể ảnh hưởng tiêu cực đến ROA, do đó ngân

hàng cần duy trì một hội đồng có quy mô hợp lý, đồng thời bổ sung các thành viên

độc lập có kinh nghiệm trong lĩnh vực ngân hàng và kiểm soát rủi ro. Việc tách

bạch vai trò giữa chủ tịch HĐQT và CEO cũng được khuyến nghị nhằm hạn chế

xung đột lợi ích và tăng cường giám sát điều hành. Ngoài ra, việc thành lập ủy ban

quản lý rủi ro chuyên trách là cần thiết để hỗ trợ việc tuân thủ các chuẩn mực Basel

II và Basel III, nâng cao khả năng ứng phó với rủi ro tín dụng và rủi ro thanh khoản

trong môi trường kinh doanh nhiều biến động.

Đối với các công ty bảo hiểm, do đặc thù hoạt động dựa trên định phí dài hạn

và dự phòng bồi thường, hội đồng quản trị cần có sự tham gia của các thành viên có

chuyên môn trong lĩnh vực định phí, kiểm toán bảo hiểm và quản trị rủi ro dài hạn.

Việc tăng cường giám sát chiến lược đầu tư và khả năng bồi thường trong dài hạn

đòi hỏi HĐQT phải có tầm nhìn chiến lược và hiểu biết sâu về các sản phẩm bảo

hiểm, từ đó góp phần cải thiện hiệu suất sử dụng tài sản và đảm bảo an toàn tài

chính cho doanh nghiệp.

Bên cạnh đó, đối với các công ty chứng khoán, rủi ro thị trường và đòn bẩy

tài chính cao là các yếu tố đặc thù cần được kiểm soát chặt chẽ. Do đó, hội đồng

quản trị nên có các thành viên am hiểu sản phẩm tài chính phái sinh, hoạt động tự

doanh và quản lý danh mục đầu tư. Việc thành lập ủy ban giám sát đầu tư và rủi ro

thị trường sẽ góp phần nâng cao khả năng ứng phó nhanh với các biến động của thị

trường. Đồng thời, các công ty chứng khoán nên đẩy mạnh ứng dụng công nghệ vào

phân tích và dự báo rủi ro, bao gồm trí tuệ nhân tạo (AI), phân tích dữ liệu lớn (Big

Data) và các công cụ định lượng để tối ưu hóa quyết định đầu tư và quản trị tài sản.

Bên cạnh những khuyến nghị riêng biệt, các doanh nghiệp tài chính nói

chung cần chú trọng đến việc tối ưu hóa quy mô hội đồng quản trị, nâng cao tỷ lệ

thành viên độc lập, chuyên môn hóa vai trò giám sát và xây dựng hệ thống kiểm

soát nội bộ phù hợp với mô hình kinh doanh. Sự linh hoạt trong quản lý rủi ro, kết

hợp giữa ổn định và sáng tạo, sẽ là yếu tố then chốt giúp doanh nghiệp nâng cao

hiệu quả sử dụng tài sản và đảm bảo tăng trưởng bền vững trong dài hạn.

5.2.2. Hàm ý đối với nhà quản lý và cơ quan chức năng

Cơ quan quản lý nhà nước như Ngân hàng Nhà nước và Bộ Tài chính cần

ban hành chính sách hỗ trợ nâng cao chất lượng quản trị doanh nghiệp tài chính.

Tăng cường minh bạch hoạt động, nhất là doanh nghiệp niêm yết, là giải pháp trọng

yếu. Thiết lập tiêu chuẩn nghiêm ngặt hơn về cấu trúc hội đồng quản trị, tỷ lệ thành

viên độc lập và trách nhiệm giám sát sẽ bảo vệ quyền lợi cổ đông và nâng cao hiệu

quả quản trị. Ngoài ra, các cơ quan quản lý nên phân loại chính sách theo từng

nhóm tổ chức tài chính. Ví dụ, NHNN tập trung hoàn thiện khung pháp lý cho ngân

hàng và công ty tài chính theo Basel III, trong khi Bộ Tài chính cần xây dựng các

tiêu chuẩn riêng về quản trị rủi ro cho lĩnh vực bảo hiểm và chứng khoán.

Để đảm bảo sự ổn định và phát triển bền vững của hệ thống tài chính Việt

Nam, việc giám sát nghiêm ngặt việc tuân thủ các chuẩn mực Basel II và Basel III

đối với các tổ chức tín dụng là điều tối quan trọng. Những chuẩn mực này không

chỉ củng cố nền tảng tài chính quốc gia mà còn thiết lập một hệ thống quản lý rủi ro

hiệu quả, góp phần duy trì hoạt động kinh doanh bền vững của các tổ chức tài

chính. Trong bối cảnh biến động phức tạp của thị trường toàn cầu, việc áp dụng các

tiêu chuẩn quốc tế về quản trị rủi ro là yếu tố then chốt giúp các doanh nghiệp tài

chính Việt Nam nâng cao năng lực cạnh tranh và giảm thiểu rủi ro tiềm ẩn.

Song song đó, việc thúc đẩy ứng dụng công nghệ trong quản trị doanh nghiệp

và quản lý rủi ro là một ưu tiên hàng đầu. Việc tích hợp các giải pháp công nghệ

tiên tiến như phân tích dữ liệu lớn (Big Data), trí tuệ nhân tạo (AI) và công nghệ

chuỗi khối (Blockchain) sẽ tối ưu hóa hiệu quả giám sát, nâng cao năng lực dự báo

rủi ro và tăng cường tính minh bạch trong hoạt động tài chính.

Hơn nữa, việc hoàn thiện khung pháp lý về quản trị doanh nghiệp và quản lý

rủi ro đóng vai trò quyết định trong việc kiến tạo một thị trường tài chính phát triển

bền vững. Cần thường xuyên cập nhật các quy định liên quan đến trách nhiệm pháp

lý, công bố thông tin và giám sát tài chính sao cho phù hợp với thực tiễn thị trường,

từ đó tạo lập một môi trường kinh doanh minh bạch, công bằng và ổn định cho các

tổ chức tài chính.

5.3. HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI VÀ HƯỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO

5.3.1. Hạn chế của đề tài

Nghiên cứu đã chứng minh mối liên hệ giữa đặc điểm hội đồng quản trị,

quản trị rủi ro và hiệu quả sử dụng tài sản trong các tổ chức tài chính Việt Nam. Tuy

nhiên, phạm vi nghiên cứu vẫn còn những điểm chưa được khai thác triệt để, đòi hỏi

cần mở rộng để đảm bảo tính toàn diện của kết quả.

Trước tiên, nghiên cứu giới hạn phạm vi dữ liệu từ 2010 đến 2023, chưa

phản ánh toàn diện tác động lâu dài của quản trị doanh nghiệp và rủi ro lên hiệu quả

sử dụng tài sản. Khoảng thời gian nghiên cứu ngắn hạn tiềm ẩn rủi ro méo mó kết

quả do biến động kinh tế vĩ mô và chu kỳ tài chính đặc thù Việt Nam. Mở rộng thời

gian nghiên cứu trong tương lai sẽ củng cố độ tin cậy và ổn định mô hình.

Thứ hai, phương pháp định lượng chỉ tập trung xác định mối tương quan

giữa biến độc lập và phụ thuộc, thiếu giải thích cơ chế tác động thực tiễn. Mặc dù

mô hình FEM, REM, và FGLS định lượng tác động từng yếu tố, nhưng không phản

ánh đầy đủ ảnh hưởng gián tiếp hay các yếu tố tiềm ẩn khác. Kết hợp phương pháp

định tính, chẳng hạn phỏng vấn chuyên gia hay khảo sát thực tế, sẽ bổ sung góc

nhìn đa chiều, sâu sắc hơn cho nghiên cứu tương lai.

Thứ ba, phạm vi biến số nghiên cứu, tuy dựa trên các công trình tiền nhiệm

và lý thuyết quản trị doanh nghiệp, vẫn tiềm ẩn nguy cơ thiếu sót các yếu tố then

chốt tác động đến hiệu quả sử dụng tài sản. Ví dụ, văn hoá doanh nghiệp, khung

pháp lý, hay chính sách tài khoá vĩ mô đều có thể định hình đáng kể hoạt động

doanh nghiệp tài chính. Do vậy, bổ sung biến số vào mô hình nghiên cứu sẽ tăng

cường tính toàn diện và độ tin cậy của phân tích.

Cuối cùng, nghiên cứu chỉ tập trung vào doanh nghiệp tài chính niêm yết trên

thị trường chứng khoán Việt Nam, bỏ qua doanh nghiệp chưa niêm yết và các tổ

chức phi tài chính. Điều này gây ra hiện tượng lệch mẫu, hạn chế tính tổng quát của

kết quả. Vì vậy, các nghiên cứu tiếp theo nên mở rộng phạm vi, bao gồm cả doanh

nghiệp chưa niêm yết và các lĩnh vực khác, nhằm cung cấp bức tranh toàn cảnh hơn

về tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý rủi ro đến hiệu quả sử dụng tài

sản.

Có thể thấy, mục tiêu nghiên cứu đã đạt được, góp phần đáng kể vào cả lý

luận và thực tiễn. Song, một số hạn chế tồn tại, mở ra hướng phát triển mới cho các

nghiên cứu tiếp theo. Việc hoàn thiện mô hình phân tích, mở rộng phạm vi dữ liệu

và đa dạng hóa phương pháp luận sẽ mang lại kết quả chính xác và đầy đủ hơn.

5.3.2. Hướng nghiên cứu tiếp theo

Để nâng cao khả năng đánh giá tác động của yếu tố quản trị doanh nghiệp và

quản trị rủi ro đến hiệu quả sử dụng tài sản, nghiên cứu đề xuất các hướng tiếp cận

trong tương lai. Trước hết, cần mở rộng thời gian thu thập dữ liệu để phân tích tác

động dài hạn của các yếu tố này. Điều này không chỉ giúp xác nhận tính ổn định của

kết quả mà còn cho phép đánh giá tác động trong các giai đoạn thị trường biến động

mạnh, ví dụ như khủng hoảng kinh tế hoặc thay đổi chính sách tài chính vĩ mô.

Để nâng cao tính toàn diện, phạm vi nghiên cứu cần mở rộng ra các doanh

nghiệp tài chính chưa niêm yết và các tổ chức liên quan. Hạn chế chỉ khảo sát doanh

nghiệp niêm yết có thể gây sai lệch mẫu, dẫn đến kết luận thiếu khách quan về tác

động của quản trị doanh nghiệp lên hiệu quả sử dụng tài sản. Dữ liệu đa nguồn sẽ

đem lại bức tranh tổng thể chính xác hơn.

Song song đó, nghiên cứu tiếp theo nên bổ sung các biến số, phản ánh đầy đủ

hơn các yếu tố tác động lên ROA. Ngoài chỉ số về hội đồng quản trị và quản trị rủi

ro, cần xem xét thêm yếu tố pháp lý, chất lượng kiểm toán nội bộ và chính sách tài

chính vĩ mô. Việc lựa chọn biến số cần dựa trên các nghiên cứu tiền nhiệm, đảm

bảo tính bao quát và độ chính xác của mô hình.

Ngoài ra, để tăng cường độ tin cậy, các nghiên cứu tiếp theo nên đa dạng hóa

phương pháp ước lượng. Bên cạnh phương pháp ước lượng tối thiểu bình phương

(FEM), ước lượng cực đại khả năng (REM) và FGLS, hãy cân nhắc áp dụng

phương pháp mômen tổng quát (GMM) để giảm thiểu ảnh hưởng của nội sinh hoặc

sử dụng các thuật toán học máy nhằm nâng cao độ chính xác dự báo hiệu quả sử

dụng tài sản. Sự kết hợp này sẽ củng cố tính chắc chắn và ổn định của kết quả. Có

thể thấy, mở rộng phạm vi nghiên cứu địa lý là hướng đi thiết yếu. So sánh tác động

của quản trị doanh nghiệp và quản trị rủi ro trên hiệu quả sử dụng tài sản giữa các

quốc gia, đặc biệt khu vực Đông Nam Á hay các nền kinh tế có cấu trúc tài chính

tương đồng, sẽ kiểm chứng tính phổ quát của kết luận và bổ sung bằng chứng thực

tiễn cho chính sách quản lý tài chính.

Tóm lại, nâng cao tính chính xác và ứng dụng thực tiễn đòi hỏi mở rộng

phạm vi thời gian và không gian nghiên cứu. Thêm các biến số then chốt, đa dạng

hóa phương pháp ước lượng và mở rộng đối tượng nghiên cứu sẽ tạo lập cơ sở dữ

liệu đáng tin cậy hơn, hỗ trợ xây dựng chính sách và chiến lược quản trị doanh

nghiệp hiệu quả trong lĩnh vực tài chính.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tài liệu tham khảo Tiếng Việt

Tuấn, P. N. Đ., Duyên, T. T. B., & Quân, T. X. (2019). Nghiên cứu ảnh hưởng của

đặc điểm hội đồng quản trị và cơ cấu sở hữu đến quản trị lợi nhuận tại các

doanh nghiệp Việt Nam. Tạp chí Khoa học xã hội miền Trung, 62(6), 15-31.

Tài liệu tham khảo Tiếng Anh

Abdullah, Zhu, N., Hashmi, M. A., & Shah, M. H. (2024). CEO power, board

features and ESG performance: An extensive novel moderation

analysis. Corporate Social Responsibility and Environmental

Management, 31(6), 5627-5655.

Adams, R. B., & Ferreira, D. (2012). Regulatory pressure and bank directors’

incentives to attend board meetings. International Review of Finance, 12(2),

227-248.

Akbar, A. (2015). The role of corporate governance mechanism in optimizing firm

performance: A conceptual model for corporate sector of Pakistan. Journal of

Asian business strategy, 5(6), 109-115.

Al-Matari, Y. A., Al-Swidi, A. K., Fadzil, F. H. B. H., & Al-Matari, E. M. (2012).

Board of directors, audit committee characteristics and the performance of

Saudi Arabia listed companies. International Review of management and

marketing, 2(4), 241-251.

Al-Matari, E. M., Al-Swidi, A. K., & Fadzil, F. H. (2014). The effect of board of

directors characteristics, audit committee characteristics and executive

committee characteristics on firm performance in Oman: An empirical study.

Asian Social Science, 10(11), 149-171.

Al-Matari, E. M., Al-Swidi, A. K., Fadzil, F. H., & Al-Matari, Y. A. (2012). The

impact of board characteristics on firm performance: Evidence from

nonfinancial listed companies in Kuwaiti Stock Exchange. International

Journal of Accounting and Financial Reporting, 2(2), 310-332.

Ali, A., & Bin Nasir, S. (2015). Impact of board characteristics and audit committee

on financial performance: A study of manufacturing sector of Pakistan.

Business Review, 10(1), 102-114.

Amorelli, M. F., & García‐Sánchez, I. M. (2021). Trends in the dynamic evolution

of board gender diversity and corporate social responsibility. Corporate Social

Responsibility and Environmental Management, 28(2), 537-554.

Ayadi, M. A., Ayadi, N., & Trabelsi, S. (2019). Corporate governance, European

bank performance and the financial crisis. Managerial Auditing Journal, 34(3),

338-371.

Baltagi, B. H. (2021). Econometric Analysis of Panel Data (6th ed.). Springer.

Baysinger, B. D., & Butler, H. N. (2019). Corporate governance and the board of

directors: Performance effects of changes in board composition. In R. I. Tricker

(Eds.), Corporate Governance (pp. 215-238). Gower.

Bhagat, S., & Bolton, B. (2019). Corporate governance and firm performance: The

sequel. Journal of Corporate Finance, 58, 142-168.

Cameron, A. C., & Trivedi, P. K. (2010). Microeconometrics Using Stata Revised

Edition. Stata Press.

Canavesi, A., & Minelli, E. (2022). Servant leadership: A systematic literature

review and network analysis. Employee Responsibilities and Rights

Journal, 34(3), 267-289.

Coad, A., Segarra, A., & Teruel, M. (2013). Like milk or wine: Does firm

performance improve with age?. Structural Change and Economic

Dynamics, 24, 173-189.

Coles, J. L., Daniel, N. D., & Naveen, L. (2024). Survey of boards’ monitoring and

advisory roles. In D. J. Danis (Eds.), Handbook of Corporate Finance (pp. 456-

478). Edward Elgar Publishing.

Chen, L. H., Gramlich, J., & Houser, K. A. (2019). The effects of board gender

diversity on a firm’s risk strategies. Accounting & Finance, 59(2), 991-1031.

Cheng, S. (2008). Board size and the variability of corporate performance. Journal

of financial economics, 87(1), 157-176.

Dabone, A. S. (2024). Enhancing productivity in Ghana’s public sector: the impact

of leadership strategies in the Ministry of Finance. Open Journal of Business

and Management, 12(6), 3953-3972.

Dang, C., Li, Z. F., & Yang, C. (2018). Measuring firm size in empirical corporate

finance. Journal of Banking & Finance, 86, 159-176.

Darouichi, A., Kunisch, S., Menz, M., & Cannella Jr, A. A. (2021). CEO tenure: An

integrative review and pathways for future research. Corporate Governance:

An International Review, 29(6), 661-683.

Davidson, R., & MacKinnon, J. G. (1993). Estimation and inference in

econometrics (Vol. 63). New York: Oxford.

Disli, M., Yilmaz, M. K., & Mohamed, F. F. M. (2022). Board characteristics and

sustainability performance: empirical evidence from emerging

markets. Sustainability Accounting, Management and Policy Journal, 13(4),

929-952.

Dobija, D., Hryckiewicz, A., Zaman, M., & Puławska, K. (2022). Critical mass and

voice: Board gender diversity and financial reporting quality. European

Management Journal, 40(1), 29-44.

Duru, A., Iyengar, R. J., & Zampelli, E. M. (2016). The dynamic relationship

between CEO duality and firm performance: The moderating role of board

independence. Journal of business research, 69(10), 4269-4277.

Eisenbeiss, S. A., Van Knippenberg, D., & Fahrbach, C. M. (2015). Doing well by

doing good? Analyzing the relationship between CEO ethical leadership and

firm performance. Journal of Business Ethics, 128, 635-651.

El Akremi, A., Gond, J. P., Swaen, V., De Roeck, K., & Igalens, J. (2018). How do

employees perceive corporate responsibility? Development and validation of a

multidimensional corporate stakeholder responsibility scale. Journal of

management, 44(2), 619-657.

Erkens, D. H., Hung, M., & Matos, P. (2012). Corporate governance in the 2007–

2008 financial crisis: Evidence from financial institutions worldwide. Journal

of corporate finance, 18(2), 389-411.

Eva, N., Robin, M., Sendjaya, S., Van Dierendonck, D., & Liden, R. C. (2019).

Servant leadership: A systematic review and call for future research. The

leadership quarterly, 30(1), 111-132.

Faraway, J. J. (2016). Extending the linear model with R: generalized linear, mixed

effects and nonparametric regression models. Chapman and Hall/CRC.

Farooq, M., & Ahmad, N. (2023). Nexus between board characteristics, firm

performance and intellectual capital: an emerging market evidence. Corporate

Governance: The International Journal of Business in Society, 23(6), 1269-

1297.

Flotman, A. P., & Grobler, A. (2020). The validation of the servant leadership

scale. SA Journal of Industrial Psychology, 46(1), 1-12.

Freeman, R. E., Phillips, R., & Sisodia, R. (2020). Tensions in stakeholder theory.

Business & Society, 59(2), 213-231.

Froot, K. A., Scharfstein, D. S., & Stein, J. C. (1993). Risk management:

Coordinating corporate investment and financing policies. the Journal of

Finance, 48(5), 1629-1658.

Garad, A., Rahmawati, A., & Pratolo, S. (2021). The impact of board directors,

audit committee and ownership on financial performance and firms value.

Universal Journal of Accounting and Finance, 9(5), 982-994.

García-Meca, E., García-Sánchez, I. M., & Martínez-Ferrero, J. (2015). Board

diversity and its effects on bank performance: An international analysis.

Journal of Banking & Finance, 53, 202-214.

Gaudêncio, P., Coelho, A., & Ribeiro, N. (2017). The role of trust in corporate

social responsibility and worker relationships. Journal of Management

Development, 36(4), 478-492.

González, L. O., Santomil, P. D., & Herrera, A. T. (2020). The effect of Enterprise

Risk Management on the risk and the performance of Spanish listed

companies. European Research on Management and Business

Economics, 26(3), 111-120.

Gujarati, D. N. (2021). Essentials of econometrics. Sage Publications.

Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2019). Multivariate Data

Analysis (8th ed.). Hampshire, UK: Cengage Learning EMEA.

Gujarati, D. N., & Porter, D. C. (2009). Basic econometrics. McGraw-hill.

Hassan, Y. M., Naser, K., & Hijazi, R. H. (2016). The influence of corporate

governance on corporate performance: evidence from Palestine. Afro-Asian

Journal of Finance and Accounting, 6(3), 269-287.

Herdjiono, I., & Sari, I. M. (2017). The effect of corporate governance on the

performance of a company. Some empirical findings from Indonesia. Central

European Management Journal, 25(1), 33-52.

Heyler, S. G., & Martin, J. A. (2018). Servant leadership theory: Opportunities for

additional theoretical integration. Journal of Managerial Issues, 30(2) 230-243.

Hoa, D. P., Anh, H. T. N., & Ha, N. B. (2024). Corporate governance and firm

performance in Vietnam: The moderating role of digital transformation. VNU

University of Economics and Business, 4(4), 54-54.

Hoch, J. E., Bommer, W. H., Dulebohn, J. H., & Wu, D. (2018). Do ethical,

authentic, and servant leadership explain variance above and beyond

transformational leadership? A meta-analysis. Journal of management, 44(2),

501-529.

Homayoun, S. (2015). Agency theory and corporate governance. International

Business Management, 9(5), 805-815.

Horvey, S. S., & Odei-Mensah, J. (2023). The measurements and performance of

enterprise risk management: a comprehensive literature review. Journal of Risk

Research, 26(7), 778-800.

Husnin, A. I., Nawawi, A., & Salin, A. S. A. P. (2016). Corporate governance and

auditor quality – Malaysian evidence. Asian Review of Accounting, 24(2), 202–

230.

Husaini, S., & Saiful, H. (2017). Enterprise risk management, corporate governance

and firm value: empirical evidence from Indonesian public listed

companies. International Journal of Advances in Management and

Economics, 6(6), 16-23.

Jais, K. M., Nawawi, A., & Salin, A. S. A. P. (2016). Reduction of audit quality by

auditors of small and medium size audit firms in Malaysia: A case of pre

mature sign-off of audit documents. Journal of Accounting, Business &

Management, 23(2), 1–12.

Jayaraman, J. D., Smita, R., & Nilakantan, N. (2025). The impact of board gender

diversity on firm performance: does critical mass matter?. Journal of Applied

Accounting Research, 26(1), 249-277.

Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (2019). Theory of the firm: Managerial behavior,

agency costs and ownership structure. In C. A. Mallin (Eds.), Corporate

governance (pp. 77-132). Gower.

Jiang, X. (2022). A study of the role of the board of directors in corporate

governance based on uk listed companies. Journal of Asian Business and

Economic Studies, 5(6), 47-50.

Jones, P. R. (2018). Critical analysis of Robert K. Greenleaf’s servant leadership: A

journey into the nature of legitimate power and greatness. International

Journal of Language and Literature, 6(1), 10-15.

Kalbuana, N., Taqi, M., Uzliawati, L., & Ramdhani, D. (2022). The effect of

profitability, board size, woman on boards, and political connection on

financial distress conditions. Cogent Business & Management, 9(1), 2142997.

Karim A, N., Nawawi, A., & Salin, A. S. A. P. (2018). Inventory control

weaknesses–a case study of lubricant manufacturing company. Journal of

Financial Crime, 25(2), 436-449.

Khatib, S. F., Abdullah, D. F., Elamer, A., Yahaya, I. S., & Owusu, A. (2023).

Global trends in board diversity research: A bibliometric view. Meditari

Accountancy Research, 31(2), 441-469.

Kipkoech, S. R., & Rono, L. (2016). Audit committee size, experience and firm

financial performance: evidence Nairobi securities exchange, Kenya. Research

Journal of Finance and Accounting, 7(15), 87-95.

Kumar, P., & Zattoni, A. (2018). Ownership structure, corporate governance and

institutional environment: Going beyond managerial opportunism and the

principal‐agent framework. Corporate Governance: An International

Review, 26(2).

Kutum, I. (2015). Board characteristics and firm performance: Evidence from

Palestine. European Journal of Accounting Auditing and Finance Research,

3(3), 32-47.

Levin, A., Lin, C.F., Chu, C.S.J., (2002). Unit-root tests in panel data: asymptotic

and finite-sample properties. Journal of Econometrics, 108, 1–24.

Hong, L. T. T., & Ngan, C. T. T. (2023). Board Gender Diversity, Bank Risk and

Performance: Evidence from Vietnam. Journal of World Economy

Transformations & Transitions, 3(6), 1-11.

Lê, T. N., & Nguyễn, V. T. (2024). Impact of corporate governance on corporate

risk-taking of listed companies on Vietnam stock market. Tạp chí Khoa học và

Đào tạo Ngân hàng, 260, 109-121.

Linh, T. T. M., & Thuy, N. T. (2024). Board characteristics and audit quality:

Evidence from Vietnam. Economics, Finance and Management Review, 1(17),

57-67.

Liu, Y., & De, A. (2015). Multiple imputation by fully conditional specification for

dealing with missing data in a large epidemiologic study. International journal

of statistics in medical research, 4(3), 287.

Mahajan, R., Lim, W. M., Sareen, M., Kumar, S., & Panwar, R. (2023). Stakeholder

theory. Journal of Business Research, 166, 114104.

Maniruzzaman, M., Hossain, S. Z., & Sayaduzzaman, M. (2024). Effects of Board

and Audit Committee Attributes on Bank Performance in

Bangladesh. International Journal of Economics, Management and

Accounting, 32(2), 489-514.

Margaritis, D., & Psillaki, M. (2010). Capital structure, equity ownership and firm

performance. Journal of banking & finance, 34(3), 621-632.

Martin, J. A., & Butler, F. C. (2017). Agent and stewardship behavior: How do they

differ?. Journal of Management & Organization, 23(5), 633-646.

Merendino, A., & Melville, R. (2019). The board of directors and firm performance:

empirical evidence from listed companies. Corporate Governance: The

international journal of business in society, 19(3), 508-551.

Musallam, S. R. (2020). Effects of board characteristics, audit committee and risk

management on corporate performance: evidence from Palestinian listed

companies. International Journal of Islamic and Middle Eastern Finance and

Management, 13(4), 691-706.

Musallam, S. R. (2024). The effect of the board of directors on financial

performance and the existence of risk management as an intervening

variable. Journal of Islamic Marketing, 15(4), 1097-1114.

Musallam, S. R. (2025). Board of directors and financial performance: the role of

risk management in Palestinian-listed companies. Management &

Sustainability: An Arab Review, 4(1), 151-167.

Mustafa, A. S., & Che-Ahmad, A. B. (2017). Board diversity and audit quality:

evidence from Turkey. Journal of Advanced Research in Business and

Management Studies, 6(1), 50-60.

Ngo, M. T., Le, T. N., Nguyen, N. T., & Luu, T. T. T. (2023). Board independence

and financial performance: Empirical evidence on mediating role of market

competition from the Vietnamese market. International Journal of Professional

Business Review: Int. J. Prof. Bus. Rev., 8(5), 38.

Trung, N. K. Q. (2021). The relationship between internal control and credit risk–

The case of commer cial banks in Vietnam. Cogent Business and Management,

8(1), 1–17.

Trung, N. K. Q. (2022). Board of directors characteristics affect commercial banks’

performance–evidence in Vietnam. Cogent Business & Management, 9(1),

2060164.

Nguyen, T. H. (2024). The impact of capital structure on the performance of state-

invested enterprises in Vietnam. Cogent Economics & Finance, 12(1),

2399955.

Nguyen, T. T. (2024). Board structure and corporate risk-taking: Empirical

evidence from Vietnamese enterprises. Salud, Ciencia y Tecnología-Serie de

Conferencias, (3), 1444.

Nguyen, Q. M., & Nguyen, C. V. (2024). State ownership, board characteristics and

corporate financial performance in publicy listed firms in Vietnam. Cogent

Social Sciences, 10(1), 2301811.

Nguyen, T. A. N., & Nguyen, C. V. (2025). Factors affecting corporate financial

performance listed on Vietnam stock market. Cogent Business & Management,

12(1), 2464937.

Nor, N. H. M., Nawawi, A., & Salin, A. S. A. P. (2017). The influence of board

independence, board size and managerial ownership on firm investment

efficiency. Pertanika Journal of Social Sciences and Humanities, 25(3), 1039–

1058.

Norbit, N., Nawawi, A., & Salin, A. S. A. P. (2017). Corporate social responsibility

practices among the SMEs in Malaysia – A preliminary findings. Management

& Accounting Review, 16(2), 17–39.

Omar, M., Nawawi, A., & Salin, A. S. A. P. (2016). The causes, impact and

prevention of employee fraud: A case study of an automotive company.

Journal of Financial Crime, 23(4), 1012–1027.

Osei, B, C., Liu, C., & Yawson, A. (2024). The impact of CEO attributes on

corporate decision-making and outcomes: a review and an agenda for future

research. International Journal of Managerial Finance, 20(2), 503-545.

Ososuakpor, J. (2023). Corporate governance disclosure attributes and

organisational performance in Sub-Sahara Africa. Trends Economics and

Management, 17(41), 41-57.

Palaniappan, G. (2017). Determinants of corporate financial performance relating to

board characteristics of corporate governance in Indian manufacturing industry:

An empirical study. European Journal of Management and Business

Economics, 26(1), 67-85.

Pathan, S., & Faff, R. (2013). Does board structure in banks really affect their

performance?. Journal of Banking & Finance, 37(5), 1573-1589.

Rahman, H. U., & Zahid, M. (2021). Women directors and corporate performance:

firm size and board monitoring as the least focused factors. Gender in

Management: An International Journal, 36(5), 605-621.

Rehman, A. U., Kazmi, S. J. A., Hussain, S., & Qarni, M. O. (2025). Board

characteristics, corporate performance and the mediating role of corporate risk:

evidence from Chinese listed firms. Corporate Governance: The International

Journal of Business in Society, 25(4), 884-902.

Rosenstein, S., & Wyatt, J. G. (1990). Outside directors, board independence, and

shareholder wealth. Journal of financial economics, 26(2), 175-191.

Ross, S. A., Westerfield, R. W., & Jordan, B. D. (2020). Essentials of Corporate

Finance (10th ed.). McGraw-Hill Education.

Rutledge, R. W., Karim, K. E., & Lu, S. (2016). The effects of board independence

and CEO duality on firm performance: Evidence from the NASDAQ-100 index

with controls for endogeneity. Journal of Applied Business and

Economics, 18(2), 58-71.

Salin, A. (2017). Malaysian private entities reporting standards – Benefits and

challenges to SMEs. International Journal of Academic Research in Business

and Social Sciences, 7(11), 1302–1320.

Salin, A. S. A. P., Manan, S. K. A., Kamaluddin, N., & Nawawi, A. (2017). The

role of Islamic ethics to prevent corporate fraud. International Journal of

Business and Society, 18(S1), 113–128.

Schaltegger, S., Hörisch, J., & Freeman, R. E. (2019). Business cases for

100

sustainability: A stakeholder theory perspective. Organization & Environment,

32(3), 191-212.

Shatnawi, S., Hanefah, M., & Eldaia, D. M. (2019). Moderating effect of enterprise

risk management on the relationship between board structures and corporate

performance. International Journal of Entrepreneurship and Management

Practices, 2(6), 01-15.

Sheikh, M. F., Shah, S. Z. A., & Akbar, S. (2018). Firm performance, corporate

governance and executive compensation in Pakistan. Applied

Economics, 50(18), 2012-2027.

Shrivastav, S. M., & Kalsie, A. (2016). The relationship between CEO duality and

firm performance: An analysis using panel data approach. IUP Journal of

Corporate Governance, 15(2), 37-58.

Steinfeld, J. M. (2023). Stewardship theory over agency theory. In J. M. Steinfeld

(Eds.), Public-private stewardship: Achieving value-for-money in public-

private partnerships (pp. 123-134). Springer International Publishing.

Suhaimi, N. S., Nawawi, A., & Salin, A. S. (2017). Determinants and problems of

successful ERP implementations – Malaysian experience. International

Journal of Advanced Operations Management, 9(3), 207–223.

Sun, P., Hu, H. W., & Hillman, A. J. (2016). The dark side of board political

capital: Enabling blockholder rent appropriation. Academy of Management

Journal, 59(5), 1801-1822.

Thaib, R. N. M., & Parahyanti, E. (2025). Servant Leadership and Innovative Work

Behavior: The Role of Meaningful Work and Strengths Use. Journal La

Sociale, 6(1), 137-150.

Tran, N. H., & Nguyen, T. T. H. (2021). Factors impacting on social and corporate

governance and corporate financial performance: evidence from listed

Vietnamese enterprises. The Journal of Asian Finance, Economics and

Business, 8(6), 41-49.

Tran, T. T., Do, N. H., & Nguyen, Y. T. (2020). Impact of board characteristics on

101

bank risk: The case of Vietnam. The Journal of Asian Finance, Economics and

Business, 7(9), 377-388.

Vo, D. H., & Nguyen, T. M. (2014). The impact of corporate governance on firm

performance: Empirical study in Vietnam. International Journal of Economics

and Finance, 6(6), 1-13.

Vo, D. H., Vo, A. T., Dinh, C. T. H., & Tran, N. P. (2024). Corporate restructuring

and firm performance in Vietnam: The moderating role of digital

transformation. PLOS ONE, 19(5), e0303491.

Vu, K. A., & Pratoomsuwan, T. (2019). Board characteristics, state ownership and

firm performance: evidence from Vietnam. International Journal of

Managerial and Financial Accounting, 11(2), 167-186.

Vu, T. H., Nguyen, V. D., Ho, M. T., & Vuong, Q. H. (2019). Determinants of

Vietnamese listed firm performance: Competition, wage, CEO, firm size, age,

and international trade. Journal of Risk and Financial Management, 12(2), 62.

Zogning, F. (2017). Agency theory: A critical review. European journal of business

and management, 9(2), 1-8.

102

PHỤ LỤC

Phụ lục 1: Xử lý dữ liệu bị thiếu

Tác giả kiểm tra số lượng missing values của tất cả biến

Trước khi xử lý, kiểm tra lại dữ liệu bị thiếu:

103

Ta thấy có BO (235 missing), TCEO (48 missing), BIND (25 missing), BS (25

missing), FSIZE (14 missing)

=> Số lượng thiếu không quá lớn, có thể thay thế bằng trung vị (median) hoặc

trung bình (mean). Nếu phân phối lệch, dùng trung vị (median), nếu phân phối

chuẩn, dùng trung bình (mean)

104

* CEOD (20 missing), RM (51 missing) => Đây là biến nhị phân (0/1), có thể

thay thế missing bằng mode (giá trị xuất hiện nhiều nhất)

* FAGE (364 missing) và DEBT (302 missing) => Đây là hai biến có nhiều

missing nhất

FAGE (tuổi niêm yết trên sàn chứng khoán của doanh nghiệp): Missing có nghĩa

là tuổi niêm yết trên sàn chứng khoán của DN thấp => gán bằng 0

* DEBT: Missing có nghĩa là doanh nghiệp không có dữ liệu nợ, có thể thay thế

bằng trung vị

Tính trung vị của DEBT => Tác giả sử dụng lệnh summarize để tính toán trung vị

của biến DEBT, rồi lưu giá trị trung vị vào một biến tạm thời:

summarize DEBT, detail

local median_debt = r(p50)

Sau đó, dùng lệnh replace để thay thế các giá trị missing của DEBT bằng giá trị

trung vị vừa tính toán:

replace DEBT = `median_debt' if missing(DEBT)

105

Sau khi thay thế missing values, kiểm tra lại với lệnh dưới => số lượng missing

về 0 là hoàn tất:

106

Phụ lục 2: Kiểm định tính dừng

LLC test

Tương tự với các biến BS, TCEO, BO, BIND, FSIZE, DEBT

Tuy nhiên có 2 biến FSIZE và TCEO không dừng (non-stationary), ta cần lấy sai

phân (differencing) các biến này để làm cho chúng trở thành biến dừng

107

Sau khi lấy sai phân, tiến hành kiểm tra đơn vị cho các biến mới (D_FSIZE,

D_TCEO), kết quả cho thấy đã đạt tính dừng

108

Phụ lục 3: Thống kê mô tả

109

Phụ lục 4: Kết quả hồi quy các mô hình Pooled OLS, FEM, REM

Fixed-effects model

110

Random-effects model

111

Pooled OLS model

112

Phụ lục 5: Các kiểm định lựa chọn mô hình Pooled OLS, FEM, REM

Multicollinearity test

Correlation coefficient matrix

113

Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for choosing between REM

and Pooled OLS

114

Hausman test for choosing between FEM and REM

Heteroskedasticity test

115

Autocorrelation (Wooldridge test)

Endogeneity test

Cách chọn biến công cụ: Dùng giá trị trễ của các biến nghi ngờ nội sinh làm IV

116

Sau khi tạo biến công cụ (L_BS, L_RM, L_FAGE, L_D_FSIZE), chạy hồi quy

IV (2SLS) và tiến hành kiểm tra nội sinh bằng câu lệnh estat endogenous

117

Phụ lục 6: Kết quả hồi quy FGLS

118

Phụ lục 7: Kết quả quét đạo văn

119

Luận văn Thạc sĩ: Ảnh hưởng của đặc điểm Hội đồng Quản trị và quản lý rủi ro lên hiệu suất sử dụng tài sản của doanh nghiệp trong lĩnh vực tài chính tại Việt Nam

Luận văn nghiên cứu ảnh hưởng của Hội đồng Quản trị và quản lý rủi ro đến hiệu suất sử dụng tài sản của DN tài chính VN (2010-2023). Kết quả cho thấy quy mô HĐQT tác động tiêu cực, QLRR cần cân bằng.

Chủ đề:

TRẦN NGỌC THANH THỦY

ẢNH HƯỞNG CỦA ĐẶC ĐIỂM HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ VÀ

QUẢN LÝ RỦI RO LÊN HIỆU SUẤT SỬ DỤNG TÀI SẢN

CỦA DOANH NGHIỆP TRONG LĨNH VỰC TÀI CHÍNH

TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SỸ

NGÀNH: QUẢN TRỊ KINH DOANH

MÃ NGÀNH: 8 34 01 01

TRẦN NGỌC THANH THỦY

ẢNH HƯỞNG CỦA ĐẶC ĐIỂM HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ VÀ

QUẢN LÝ RỦI RO LÊN HIỆU SUẤT SỬ DỤNG TÀI SẢN

CỦA DOANH NGHIỆP TRONG LĨNH VỰC TÀI CHÍNH

TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SỸ

NGÀNH: QUẢN TRỊ KINH DOANH

MÃ NGÀNH: 8 34 01 01

GVHD

TS. LÊ NGUYÊN HOÀNG

LỜI CAM KẾT

LỜI CẢM ƠN

TÓM TẮT

ABSTRACT

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

MỤC LỤC

DANH MỤC HÌNH VÀ BẢNG

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CƠ SỞ LÝ THUYẾT

Biến kiểm soát

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

Tài liệu liên quan

Tài liêu mới

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Hỗ trợ

Phương thức thanh toán

Theo dõi chúng tôi