Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Mối quan hệ giữa sự kiêm nhiệm giám đốc điều hành với giá trị doanh nghiệp và chi phí đại diện của các công ty Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH --------------

PHAN VŨ PHONG MỐI QUAN HỆ GIỮA SỰ KIÊM NHIỆM GIÁM ĐỐC

ĐIỀU HÀNH VỚI GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP VÀ

CHI PHÍ ĐẠI DIỆN CỦA CÁC CÔNG TY VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. Hồ Chí Minh - Năm 2014

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH -------------- PHAN VŨ PHONG MỐI QUAN HỆ GIỮA SỰ KIÊM NHIỆM GIÁM ĐỐC

ĐIỀU HÀNH VỚI GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP VÀ

CHI PHÍ ĐẠI DIỆN CỦA CÁC CÔNG TY VIỆT NAM

Chuyên ngành : Tài Chính – Ngân Hàng

Mã số

: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Người hướng dẫn khoa học: TS. Trần Thị Hải Lý

TP. Hồ Chí Minh - Năm 2014

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận văn “MỐI QUAN HỆ GIỮA SỰ KIÊM NHIỆM

GIÁM ĐỐC ĐIỀU HÀNH VỚI GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP VÀ CHI PHÍ

ĐẠI DIỆN CỦA CÁC CÔNG TY VIỆT NAM” là công trình nghiên cứu của

chính tác giả, nội dung được đúc kết từ quá trình học tập và các kết quả nghiên

cứu thực tiễn trong thời gian qua, số liệu sử dụng là trung thực và có nguồn gốc

trích dẫn rõ ràng. Luận văn được thực hiện dưới sự hướng dẫn khoa học của TS.

Trần Thị Hải Lý.

Tác giả luận văn

Phan Vũ Phong

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC KÝ TỰ VÀ CHỮ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU

DANH MỤC SƠ ĐỒ VÀ PHỤ LỤC

TÓM LƯỢC ..........................................................................................................................................1

1. Giới thiệu: ......................................................................................................................................2

1.1. Lý do chọn đề tài: ............................................................................................... 2

1.2. Mục tiêu nghiên cứu: .......................................................................................... 2

1.3. Câu hỏi nghiên cứu: ............................................................................................ 3

1.4. Bố cục của luận văn: ........................................................................................... 3

2. Tổng quan lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm về sự ảnh hưởng của sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành đến giá trị thị trường và chi phí đại diện của các công ty: ....3

2.1. Tổng quan lý thuyết: ........................................................................................... 4

2.1.1. Lý thuyết đại diện (Agency Theory): .....................................................................4

2.1.2. Lý thuyết quản lý (Stewardship theory): .............................................................10

2.2. Bằng chứng về sự ảnh hưởng của sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành và các biến quản trị công ty khác đến giá trị doanh nghiệp và chi phí đại diện công ty: .......................................................................................................................... 13

3. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu: ...................................................................................32

3.1. Mẫu nghiên cứu:............................................................................................ 32

3.2. Mô tả các biến: .............................................................................................. 33

3.2.1. Biến phụ thuộc: .......................................................................................... 33

3.2.2. Biến độc lập: .............................................................................................. 34

3.2.3. Biến kiểm soát: .......................................................................................... 37

3.3. Mô hình nghiên cứu: ..................................................................................... 37

3.3.1. Mô hình hồi quy gộp Pooled OLS: ............................................................ 38

3.3.2. Mô hình tác động cố định (Fixed effect model –FEM): ............................ 39

3.3.3. Mô hình tác động ngẫu nhiên (Random effect model –REM): ................. 40

3.3.4. Kiểm tra phương sai thay đổi, tự tương quan cho phần dư và cách khắc phục: ................................................................................................................... 41

3.3.5. Kiểm tra nội sinh và cách khắc phục: ........................................................ 41

3.4. Các bước kiểm định thực nghiệm: ................................................................ 42

3.5. Giả thuyết nghiên cứu: .................................................................................. 43

4. Kết quả nghiên cứu: ................................................................................................ 44

4.1 Thống kê mô tả các biến: .................................................................................. 44

4.2 Phân tích mối tương quan giữa các biến: ......................................................... 48

4.3 Kết quả hồi quy: ............................................................................................... 51

4.4 Phát hiện phương sai thay đổi và tự tương quan trong mô hình: ..................... 55

4.4.1. Phát hiện phương sai thay đổi: .................................................................. 55

4.4.2. Phát hiện tự tương quan: ............................................................................ 55

4.4.3. Khắc phục phương sai thay đổi và tự tương quan: .................................... 56

4.5 Kiểm tra nội sinh: ............................................................................................. 57

4.6 Hồi quy ước lượng Arellano – Bond system GMM: ........................................ 58

5. Kết luận, hàm ý và hạn chế của đề tài: .................................................................... 62

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

5.2. Hàm ý của đề tài: .............................................................................................. 63

5.3. Hạn chế của đề tài:............................................................................................ 63

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC KÝ TỰ VÀ CHỮ VIẾT TẮT

HOSE: Sàn giao dịch chứng khoán Thành Phố Hồ Chí Minh.

HNX: Sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội.

REM: Random Effect Model - Mô hình tác động ngẫu nhiên.

FEM: Fixed Effect Model - Mô hình tác động cố định.

GLS: Generalized Least Square - phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát.

GMM: General Method of Moments - phương pháp mô men tổng quát.

OLS: Ordinary least square- phương pháp bình phương tối thiểu.

TP.HCM: Thành Phố Hồ Chí Minh.

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU

Bảng 3.1: Tóm tắt các nghiên cứu trước đây về ảnh hưởng các biến đặc điểm của

Hội đồng quản trị đến giá trị doanh nghiệp và chi phí đại diện công ty. ....................... 28

Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến trong mô hình. ....................................................... 44

Bảng 4.2: Ma trận tương quan giữa các biến ................................................................. 50

Bảng 4.3: Kết quả chạy hồi quy cho biến phụ thuộc TQ: .............................................. 52

Bảng 4.4: Kết quả chạy hồi quy cho biến phụ thuộc ASSETS: ..................................... 54

Bảng 4.5: Kết quả kiểm định phát hiện phương sai thay đổi: ........................................ 55

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định phát hiện tự tương quan: ................................................. 56

Bảng 4.7: Kiểm định Dubin-Wu-Hausman cho nội sinh của biến hồi quy: .................. 58

Bảng 4.8: Kết quả ước lượng Arellano – Bond system GMM của TQ và ASSETS: .... 59

DANH MỤC SƠ ĐỒ VÀ PHỤ LỤC

Biểu đồ 5.1: Tỷ trọng số lượng thành viên Hội đồng quản trị các công ty ở Việt

Nam ................................................................................................................................ 47

Phụ lục 1. Kết quả chạy hồi quy dạng Pooled từ phần mềm STATA 11 ..................... 70

Phụ lục 2. Kết quả chạy hồi quy dạng FEM từ phần mềm STATA 11 ........................ 71

Phụ lục 3: Kết quả chạy hồi quy dạng REM từ phần mềm STATA 11 ......................... 72

Phụ lục 4: Kết quả chạy hồi quy GLS - khắc phục các khiếm khuyết phương sai

thay đổi và tự tương quan............................................................................................... 73

Phụ lục 5: Kết quả chạy hồi quy GMM - khắc phục các khiếm khuyết phương sai

thay đổi và tự tương quan và nội sinh. ........................................................................... 74

Phụ lục 6: Danh sách các công ty niêm yết trên sàn HOSE trong mẫu nghiên cứu ...... 77

TÓM LƯỢC

Mục tiêu của bài nghiên cứu này là xem xét ảnh hưởng các đặc điểm của Hội đồng

quản trị đặt biệt là sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành đến giá trị doanh nghiệp và chi

phí đại diện của các công ty tại Việt Nam. Bài nghiên cứu sử dụng mẫu gồm 610 quan

sát được thu thập từ 122 công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Thành Phố

Hồ Chí Minh trong thời gian từ năm 2008-2012. Bằng việc phân tích sử dụng kỹ thuật

dữ liệu bảng, thực hiện hồi quy bằng phương pháp mô men tổng quát (GMM)- kiểm

soát hiện tượng nội sinh trong mối quan hệ giữa quản trị công ty với giá trị doanh

nghiệp và chi phí đại diện- Tác giả không tìm thấy tác động của sự kiêm nhiệm Giám

đốc điều hành đến hiệu quả tài chính được đo bằng Tobin’s Q và chi phí đại diện được

đo bằng hiệu suất sử dụng tài sản của các công ty tại Việt Nam khi kết quả hồi quy

không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, đối với các đặc điểm khác của Hội đồng quản

trị, Tác giả tìm thấy tác động cùng chiều của quy mô Hội đồng quản trị lên đến giá trị

doanh nghiệp và chi phí đại diện; tỷ lệ sở hữu của Hội đồng quản trị tác động ngược

chiều đến chi phí đại diện. Sở hữu tổ chức có tác động cùng chiều đến giá trị doanh

nghiệp đồng thời tác động ngược chiều đến chi phí đại diện.

Từ khóa: Sự kiêm nhiệm, giá trị doanh nghiệp, chi phí đại diện.

1. Giới thiệu:

1.1. Lý do chọn đề tài:

Từ năm 1999 đến năm 2003, hàng trăm công ty đã được chuyển đổi từ cấu trúc kiêm

nhiệm Giám đốc điều hành sang bất kiêm nhiệm Giám đốc điều hành, trong khi có một

vài công ty thì làm ngược lại (Wei- Chen, Lin và Yi, 2008). Với sự bùng nổ của các vụ

bê bối lớn tại các công ty của Mỹ, vấn đề kiêm nhiệm Giám đốc điều hành càng được

quan tâm nhiều hơn, bởi vì các Giám đốc điều hành lạm dụng quyền lực của họ, do có

sự tập trung quá nhiều quyền từ việc kiêm nhiệm, đã tước đi quyền sở hữu tài sản công

ty và cổ đông. Tỷ lệ của các công ty chuyển đổi sang bất kiêm nhiệm Giám đốc điều

hành tăng từ 55% năm 1999 lên khoảng 70% năm 2003, Wellalage và Locke (2011).

Nhìn chung, 84 % các công ty châu Âu tách biệt vai trò Chủ tịch Hội đồng quản trị và

Giám đốc điều hành. Tại các công ty ở các nước như Úc, Đức, Hà Lan, Thụy Điển và

Anh luôn tách biệt vai trò này (Boards in Turbulent Times, 2009).

Mặc dù mối quan hệ giữa sự lãnh đạo của Hội đồng quản trị, giá trị doanh nghiệp và

chi phí đại diện rất được quan tâm trong các nghiên cứu trước đây, nhưng các bằng

chứng thực nghiệm hỗn hợp dẫn đến không thể kết luận được những phát hiện. Những

phát hiện từ nghiên cứu thực nghiệm trước đây hoặc là ủng hộ ủng lý thuyết đại diện

hoặc lý thuyết quản lý, mà các lý thuyết này mâu thuẫn trực tiếp với nhau. Và hầu hết

các nghiên cứu trước đây sử dụng phương pháp hồi quy OLS để đánh giá mối quan hệ

giữa sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành và giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên nếu các

đặc điểm của Hội đồng quản trị trong thực tế bị xác định có nội sinh thì phương

phương pháp hồi quy OLS sẽ bị chệch và không phù hợp. Điều này có thể là một lý do

khiến hầu hết các nghiên cứu trước đây cho kết quả của những phát hiện không thuyết

phục.

Trong bài nghiên cứu này Tác giả đã sử dụng dữ liệu là 5 năm, từ năm 2008 – 2012,

phân tích sử dụng kỹ thuật dữ liệu bảng, thực hiện hồi quy bằng phương pháp mô men

tổng quát (GMM)- kiểm soát hiện tượng nội sinh lên các biến quản trị công ty, các đặc

điểm của công ty không quan sát được và tác động của nó lên giá trị doanh nghiệp và

mâu thuẫn đại diện- để xem xét sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành có thật sự ảnh

hưởng, ảnh hưởng như thế nào đến giá trị thị trường và chi phí đại diện của các công ty

niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam? Việc tìm câu trả lời cho câu hỏi này

là lý do khuyến khích Tác giả chọn đề tài “MỐI QUAN HỆ GIỮA SỰ KIÊM

NHIỆM GIÁM ĐỐC ĐIỀU HÀNH VỚI GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP VÀ CHI

PHÍ ĐẠI DIỆN CỦA CÁC CÔNG TY VIỆT NAM” làm luận văn tốt nghiệp.

1.2. Mục tiêu nghiên cứu:

Xem xét mức độ ảnh hưởng của sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành đến giá trị thị

trường và chi phí phí đại diện của các Công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng

TP.HCM trong giai đoạn từ năm 2008-2012.

1.3. Câu hỏi nghiên cứu:

Để giải quyết mục tiêu nghiên cứu trên, Tác giả sẽ trả lời hai câu hỏi nghiên cứu như

Một là: Sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành có tương quan với giá trị thị trường của công ty tại Việt Nam không?

Hai là: Sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành có tương quan với chi phí đại diện của công ty tại Việt Nam không?

1.4. Bố cục của luận văn:

Phần còn lại của Luận văn này gồm có bốn phần: Phần hai: sẽ trình bày tổng quan lý

thuyết, bằng chứng của các nghiên cứu thực nghiệm trước đây có liên quan. Phần ba:

mô tả mẫu, phương pháp nghiên cứu, mô hình nghiên cứu và giải thích các biến được

sử dụng để phân tích. Phần bốn: thảo luận về những kết quả thực nghiệm. Phần năm:

kết luận, hàm ý và hạn chế của luận văn.

2. Tổng quan lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm về sự ảnh

hưởng của sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành đến giá trị thị

trường và chi phí đại diện của các công ty:

Có hai lý thuyết khác nhau về cơ cấu lãnh đạo của Hội đồng quản trị. Dựa trên lý

thuyết đại diện (Jensen và Meckling, 1976; Fama và Jensen, 1983) cho rằng sự kiêm

nhiệm Giám đốc điều hành gây cản trở hoạt động của Hội đồng quản trị trong giám sát

quản lý công ty và do đó làm tăng vấn đề chi phí đại diện. Và kết quả là sự kiêm nhiệm

Giám đốc điều hành làm tăng sự lạm quyền trong quản lý công ty và làm giảm sự độc

lập của Hội đồng quản trị (Finkelstine và D‟ Aveni, 1994; Rhoades, Rechner và

Sundaramurthy, 2001). Ngược lại, dựa trên lý thuyết quản lý Donaldson và Davis

(1990) lập luận rằng các nhà quản lý vốn đã quản lý tốt các nguồn lực của công ty. Họ

giải thích rằng sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành tạo ra vai trò lãnh đạo và ý thức rõ

ràng về quyết định chiến lược. Việc bất kiêm nhiệm có thể tạo ra chi phí truyền thông

cao và quá trình ra quyết định có thể kém hiệu quả và kém tối ưu hơn khi có đến hai

nhà lãnh đạo.

2.1. Tổng quan lý thuyết:

2.1.1. Lý thuyết đại diện (Agency Theory):

Lý thuyết đại diện chính thức ra đời từ đầu những năm 1970, là kết quả nghiên cứu của

các nhà nghiên cứu như Armen Alchian, Harold Demsetz, Michael Jensen, William

Meckling và S.A.Ross. Lý thuyết đại diện xuất hiện trong bối cảnh việc quản trị kinh

doanh gắn liền với những nghiên cứu về hành vi của người chủ và người làm thuê

thông qua các hợp đồng. Những nghiên cứu đầu tiên tập trung vào những vấn đề về

thông tin không hoàn hảo trong những hợp đồng của ngành bảo hiểm (Spence và

Zeckhauser, 1971; Ross, 1973), và nhanh chóng trở thành một lý thuyết khái quát

những vấn đề liên quan đến hợp đồng đại diện trong các lĩnh vực khác (Jensen và

Meckling, 1976; Harris và Raviv, 1978).

Theo Jensen và Meckling (1976) thì một mối quan hệ đại diện được định nghĩa như là

một hợp đồng mà trong đó một bên là một hoặc nhiều người là chủ thể (principal) hay

cổ đông (Shareholders)- chủ sở hữu nguồn vốn - quyết định công việc và một bên khác

là người đại diện (Agent) hay nhà quản lý (Manager) thực hiện các công việc đó. Lý

thuyết đại diện là lý thuyết nghiên cứu về các mối quan hệ đại diện và các vấn đề phát

sinh từ mối quan hệ này. Khi cả chủ sở hữu lẫn người đại diện đều muốn tối đa hóa lợi

ích thì sẽ phát sinh trường hợp bên đại diện sẽ không hành động vì lợi ích tốt nhất cho

bên chủ sở hữu. Chủ sở hữu có thể hạn chế mâu thuẫn đại diện bằng cách đưa ra các

khuyến khích và ưu đãi thích hợp dành cho người đại diện nhưng phải chịu các chi phí

kiểm soát (monitoring costs) để hạn chế các hoạt động bất thường của người đại diện.

Thêm vào đó, trong một số trường hợp chủ sở hữu còn trả cho người đại diện chi phí

giao kèo (bonding costs) để đảm bảo rằng người đại diện không có những hành động

nhất định mà những hành động đó gây tổn hại cho chủ sở hữu hoặc để chắc rằng chủ sở

hữu được bồi thường nếu người đại diện có những hành động như vậy. Ngoài ra, do có

sự khác biệt giữa những quyết định trên thực tế của người đại diện và những quyết

định nhằm tối đa hóa lợi ích chủ sở hữu cũng tạo ra một chi phí của một mối quan hệ

đại diện được gọi là tồn thất lợi ích (Residual Loss hay Welfare Loss).

Trong các công ty cổ phần, chủ sở hữu chính là các cổ đông sở hữu cổ phần và người

đại diện chính là các Giám đốc điều hành. Các cổ đông là người sở hữu hợp pháp của

công ty nhưng họ không trực tiếp kiểm soát các hoạt động trong công ty hay nói cách

khác họ là người bỏ tiền vào công ty nhưng lại không trực tiếp sử dụng số tiền này.

Chính sự tách biệt giữa quyền sở hữu và quyền quản lý trong công ty cổ phần như vậy

làm nảy sinh mâu thuẫn đại diện và các yêu cầu: làm sao cổ đông có thể thu hồi được

vốn đầu tư và lãi, làm sao biết chắc những người điều hành công ty không đầu tư vào

những dự án thua lỗ nhằm mục đích tư lợi cá nhân, làm sao kiểm soát được ban điều

hành...

Fama và Jensen (1983) đề xuất nên tách bạch giữa quyết định quản trị và quyết định

kiểm soát, nói cách khác là người sở hữu thực sự của công ty không tham gia vào việc

quản lý công ty, nhằm tạo điều kiện thuận lợi cho việc giảm chi phí đại diện và đạt

thành quả công ty tối ưu. Việc kiểm soát các mâu thuẫn đại diện trong quá trình ra

quyết định là rất quan trọng khi người ra quyết định quản trị lại chính là người thực

hiện quyết định đó. Nếu không có thủ tục kiểm soát hiệu quả thì các quyết định của

người đại diện sẽ có những hành động sai lệch khỏi lợi ích của chủ sở hữu. Một hệ

thống kiểm soát quyết định hiệu quả bao gồm việc phê duyệt và giám sát quyết định ở

một mức độ tách biệt với quản lý quyết định. Các quyết định của người đại diện có thể

liên quan đến một số quyết định quản trị và kiểm soát hoạt động của cá nhân khác,

nhưng cần phải tách biệt quản lý và kiểm soát độc quyền trong cùng một quyết định.

Dalton và các cộng sự (1998) cũng cho rằng sự tách biệt giữa vai trò của Chủ tịch Hội

đồng quản trị và Giám đốc điều hành cho phép các Giám đốc điều hành tập trung vào

hoạt động kinh doanh, trong khi Chủ tịch Hội đồng quản trị tập trung vào hoạt động

Hội đồng quản trị. Một Chủ tịch Hội đồng quản trị độc lập và giàu kinh nghiệm cũng

có thể là một nguồn lực có giá trị và tiếng nói của Hội đồng quản trị để tìm giải pháp

giải quyết các vấn đề nan giải của Giám đốc điều hành.

Mục đích của cổ đông chính là tối đa hóa giá trị doanh nghiệp, thông qua việc tăng giá

trị cổ phiếu bằng cách yêu cầu người đại diện thực hiện các chiến lược và kế hoạch

kinh doanh, các cam kết mà cổ đông mong muốn. Vì thế, vai trò của người đại diện

ngày càng được chú trọng và tuyển chọn khắt khe thông qua các quy định của người

chủ đưa ra cũng như các quy định pháp lý liên quan bắt buộc người đại diện phải hội tụ

đủ các yếu tố sau: có trình độ, năng lực chuyên môn cao, có đạo đức nghề nghiệp, khả

năng lãnh đạo tốt....Nếu thực hiện tốt vai trò và kế hoạch của người chủ thì người đại

diện sẽ nhận được những khoản đãi ngộ như: lương, thưởng cao, quyền sở hữu cổ

phiếu ưu đãi, cổ phiếu biểu quyết, nâng cao uy tín quản trị công ty trên thị trường lao

động.... Tuy nhiên, trong nhiều trường hợp mối quan hệ này cũng xảy ra nhiều mâu

thuẫn liên quan đến lợi ích vì Giám đốc điều hành thường không cố gắng làm gia tăng

lợi ích cổ đông mà sẵn sàng đeo đuổi những phương án kinh doanh, đầu tư, chi tiêu...

không đem lại hiệu quả cao nhất, thậm chí không hiệu quả nếu các phương án này có

lợi cho họ về lợi ích vật chất.

Johnson (1996) nêu ra 3 trách nhiệm của Hội đồng quản trị: giám sát hoạt động của

ban điều hành, tham mưu cho Hội đồng quản trị và quan trọng nhất chính là tinh lọc

các nguồn lực bên ngoài để xây dựng năng lực bên trong công ty. Fama (1980) trong

nghiên cứu về Lý thuyết đại diện cho rằng Hội đồng quản trị có vai trò giám sát, theo

dõi, phối hợp hoạt động với ban điều hành. Trong đó, quy mô Hội đồng quản trị, cấu

trúc Hội đồng quản trị và sự chỉ đạo của Hội đồng quản trị là vấn đề trung tâm mà Hội

đồng quản trị cần kiểm soát hoạt động của ban điều hành. Khaled Elsayed (2007) nhận

định việc kiêm nhiệm sẽ giảm hiệu quả kiểm soát của Hội đồng quản trị đối với ban

điều hành bởi vì vai trò của Chủ tịch Hội đồng quản trị và vai trò của Giám đốc điều

hành là hoàn toàn khác nhau nhưng lại do cùng một người đảm nhiệm thì yếu tố khách

quan thường khó khả thi và điều này dẫn đến ảnh hưởng tiêu cực trong thành quả công

ty.

Johnny Jermias (2008) cho rằng Hội đồng quản trị được lập ra để kiểm soát và quản lý

các quyết định quản trị trong công ty nhằm bảo vệ lợi ích cho cổ đông. Việc kiểm soát

hiệu quả của Hội đồng quản trị sẽ làm giảm chi phí đại diện và đem lại thành quả công

ty tốt hơn. Williamson (1985) cho rằng lợi ích của cổ đông chỉ được bảo vệ khi Chủ

tịch Hội đồng quản trị không kiêm nhiệm Giám đốc điều hành và khi đó Giám đốc điều

hành sẽ có cùng lợi ích như những cổ đông khác trong công ty thông qua các phần

thưởng và đãi ngộ phù hợp từ Hội đồng quản trị.

Đầu những năm 1990, khoảng 70% các công ty ở Mỹ thường không phân chia vai trò

của Giám đốc điều hành và Chủ tịch Hội đồng quản trị. Khi đó, nếu một công ty ở Mỹ

tách biệt hai vai trò này có nghĩa là công ty đó đang chứa đựng dấu hiệu yếu kém đối

với các nhà đầu tư, White và Ingrassia (1992) chứng minh thành quả hoạt động kém

của các công ty như General Motor, IBM và Westinghouse. Tuy nhiên từ năm 1994

đến năm 2003, hàng trăm công ty đã được chuyển đổi từ cấu trúc kiêm nhiệm Giám

đốc điều hành sang bất kiêm nhiệm Giám đốc điều hành, trong khi có một vài công ty

thì làm ngược lại (Wei- Chen , Lin và Yi , 2008). Với sự bùng nổ của các vụ bê bối lớn

tại các công ty của Mỹ, vấn đề kiêm nhiệm Giám đốc điều hành càng được quan tâm

nhiều hơn, bởi vì các Giám đốc điều hành lạm dụng quyền lực từ việc kiêm nhiệm, họ

tước đi quyền sở hữu tài sản công ty và cổ đông. Theo Dahya (2005), từ năm 1994 đến

năm 2003, các thị trường chứng khoán ở ít nhất 15 quốc gia khác ngoài thị trường

chứng khoán Anh đã đưa ra báo cáo đề xuất việc tách Giám đốc điều hành và Chủ tịch

Hội đồng quản trị. Theo Faleye (2007) các đề xuất của cổ đông tại Mỹ kêu gọi vai trò

bất kiêm nhiệm tăng liên tục từ 3 đề xuất năm 2001 lên 20 đề xuất năm 2003 và 32 đề

xuất trong năm 2004. Hơn nữa tỷ lệ của các công ty chuyển đổi sang bất kiêm nhiệm

Giám đốc điều hành tăng từ 55% năm 1999 lên khoảng 70% năm 2003, Wellage và

Locke (2011). Nhìn chung, 84 % các công ty châu Âu tách biệt vai trò Chủ tịch Hội

đồng quản trị và Giám đốc điều hành. Tại các công ty ở các nước như Úc, Đức, Hà

Lan, Thụy Điển và Anh luôn tách biệt vai trò này, thời báo Boards in Turbulent (2009).

Những quan điểm ủng hộ việc tách biệt vai trò giữa Chủ tịch Hội đồng quản trị và

Giám đốc điều hành cho rằng: người Chủ tịch Hội đồng quản trị không điều hành hoạt

động công ty sẽ đem lại những kiến thức, kinh nghiệm mới mẻ khi đưa ra quyết định

chiến lược bên trong công ty vì họ có điều kiện, thời gian để học hỏi và nắm bắt xu thế

cũng như có tầm nhìn về triển vọng trong tương lai từ thị trường thế giới và đưa ra quy

trình ứng dụng các kế hoạch và chiến lược mới đáp ứng với những thay đổi của môi

trường kinh doanh. Ngoài ra, việc tách biệt hai vai trò này cũng thể hiện vai trò chỉ

đạo, giám sát của Hội đồng quản trị đối với ban giám đốc tốt hơn để bảo vệ lợi ích của

cổ đông. Vì vai trò của Chủ tịch Hội đồng quản trị và Giám đốc điều hành là hoàn toàn

khác nhau và thậm chí có thể đối lập nhau. Một Chủ tịch không kiêm nhiệm Giám đốc

điều hành sẽ tích cực khuyến khích tranh luận giữa các thành viên Hội đồng quản trị và

chất vấn ban điều hành trong các cuộc họp Hội đồng quản trị. Quan điểm của Chủ tịch

Hội đồng quản trị là bảo vệ lợi ích của cổ đông trong khi quan điểm của Giám đốc điều

hành là tiếp cận các vấn đề thực tế quản lý bộ máy công ty và mong đợi của các bên

hữu quan là nhân viên, đối tác, cộng đồng và các lợi ích cá nhân... Giám đốc điều hành

và Chủ tịch Hội đồng quản trị không kiêm nhiệm được cho là giúp hệ thống quản trị

nội bộ mạnh hơn.

Trong các công ty cổ phần năng động và hiện đại, quy mô của Hội đồng quản trị lớn sẽ

bao gồm các thành viên Hội đồng quản trị bên trong và bên ngoài công ty. Các thành

viên Hội đồng quản trị bên trong thường dưới quyền và chịu sự kiểm soát của Giám

đốc điều hành kiêm nhiệm Chủ tịch Hội đồng quản trị. Do đó, chi phí đại diện để kiểm

soát hành vi của Chủ tịch Hội đồng quản trị không kiêm nhiệm Giám đốc điều hành sẽ

thấp hơn những công ty có kiêm nhiệm hai vị trí này. Fama và Jensen (1983) cho rằng

việc tách biệt giữa quyền quản lý và quyền kiểm soát có thể làm giảm chi phí đại diện.

Những công ty tách biệt hai vị trí này có thể giảm chi phí đại diện bằng cách kiểm soát

việc truyền tải thông tin của công ty đến Hội đồng quản trị và quản lý chặt chẽ lịch

trình làm việc của Hội đồng quản trị. Khi đó, việc tách biệt hai vai trò này sẽ cung cấp

thêm cho Hội đồng quản trị một luồng thông tin mới bên cạnh các báo cáo và thông tin

do Giám đốc điều hành cung cấp. Nguồn thông tin độc lập này rất cần thiết trong việc

đưa ra các quyết định và chức năng giám sát của Hội đồng quản trị. Theo kết quả của

các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy, lãnh đạo công ty thường dùng đủ mọi biện pháp

để tránh né hệ thống kiểm soát và cố che đậy thông tin truyền tải đến Hội đồng quản

trị. Ngoài ra, khi có sự kiêm nhiệm thì Chủ tịch Hội đồng quản trị sẽ dùng quyền lực

của mình áp đặt lên ý kiến của các thành viên khác trong cuộc họp vì họ là người am

hiểu tường tận nhất mọi vấn đề trong công ty.

Mặt khác, khi có kiêm nhiệm thì việc đánh giá thành quả hoạt động và giám sát công ty

lại chính là đánh giá thành quả hoạt động của chính vị Chủ tịch Hội đồng quản trị kiêm

nhiệm Giám đốc điều hành này. Điều này liệu có khách quan và có đúng với vai trò

của Chủ tịch Hội đồng quản trị hay không? Việc lãnh đạo của những công ty có sự

kiêm nhiệm sẽ mất đi sự thúc đẩy và khuyến khích việc đánh giá mang tính khách

quan. Tranh luận khác nữa là, khi có sự tách biệt hai vị trí này thì có thể tối thiểu hóa

rủi ro cho công ty, nhất là đối với các dự án mạo hiểm thì Hội đồng quản trị sẽ không

chấp nhận cho Giám đốc điều hành đầu tư vốn. Tại các công ty không kiêm nhiệm sẽ

có nhiều khuyến khích và ưu đãi dành cho Giám đốc điều hành nhằm bảo vệ lợi ích của

cổ đông chẳng hạn như lương, thưởng cao hay các điều khoản ràng buộc hấp dẫn Giám

đốc điều hành thực hiện tốt việc gia tăng giá trị doanh nghiệp.

2.1.2. Lý thuyết quản lý (Stewardship theory):

Lý thuyết quản lý được đưa ra bởi Lex Donaldson và James H. Davis (1990), Barney

(1990). Trái ngược lại với lý thuyết đại diện, lý thuyết quản lý cho rằng người quản lý

tức Giám đốc điều hành về cơ bản luôn muốn hoàn thành tốt nhiệm vụ, quản lý thật tốt

tài sản của công ty. Lý thuyết quản lý đề cập đến vấn đề động lực của những nhà quản

lý và cho rằng thành quả công ty khác nhau là do tình trạng cấu trúc quản trị, trong đó

Giám đốc điều hành có được tạo điều kiện để làm việc hiệu quả hay không.

Liên quan đến vai trò của Giám đốc điều hành, cấu trúc quản trị sẽ giúp họ đạt được

hiệu suất cao cho công ty khi Giám đốc điều hành tập trung quyền lực hoàn toàn và vai

trò của họ là rõ ràng và không bị thách thức. Việc này sẽ đạt được dể dàng hơn khi

Giám đốc điều hành cũng là Chủ tịch Hội đồng quản trị. Sức mạnh và quyền tập trung

ở một người. Không có chỗ cho sự nghi ngờ về người có quyền và có trách nhiệm trên

một vấn đề cụ thể. Tương tự như vậy, những kỳ vọng về sự lãnh đạo của công ty sẽ

được rõ ràng hơn và phù hợp hơn cả cho các nhà quản lý cấp dưới và cho các thành

viên khác trong Hội đồng quản trị của công ty. Tổ chức sẽ được hưởng những lợi ích

từ sự thống nhất trong chỉ đạo, chỉ huy và kiểm soát mạnh mẽ. Như vậy, lý thuyết quản

lý không tập trung vào động lực của Giám đốc điều hành mà là sự thoát khỏi khó khăn,

trở ngại, cơ chế trao quyền và cho rằng sự kiêm nhiệm vai trò của Chủ tịch Hội đồng

quản trị và Giám đốc điều hành sẽ nâng cao hiệu quả và sản xuất, kết quả là, lợi nhuận

cho các cổ đông cao hơn việc tách biệt vai trò của Chủ tịch Hội đồng quản trị và Giám

đốc điều hành, Lex Donaldson và James H. Davis (1991).

Lý thuyết quản lý cho rằng việc kiêm nhiệm Chủ tịch Hội đồng quản trị và Giám đốc

điều hành sẽ tối đa hóa lợi ích của cổ đông vì nó làm tăng quyền lực của Giám đốc điều

hành, giúp Giám đốc điều hành dể dàng quyết định các vấn đề cấp bách một cách

nhanh chóng mà không phải thông qua nhiều cấp cao hơn chi phối vì họ là người nắm

bắt và am hiểu vấn đề công ty nhiều nhất.

Những người ủng quan điểm này cho rằng việc kết hợp vị trí Giám đốc điều hành và

Chủ tịch Hội đồng quản trị sẽ tăng cường hiệu quả quản lý của Hội đồng quản trị bởi vì

nó cung cấp các thông tin đầy đủ và kịp thời hơn về công ty, thống nhất về cơ cấu và

lãnh đạo công ty theo hướng nhất quán và tạo ra một môi trường hợp tác cho việc ra

quyết định của Hội đồng quản trị. Ngoài ra, với kiến thức sâu rộng, am hiểu chi tiết và

có tầm nhìn về công ty thì Chủ tịch kiêm nhiệm này sẽ hiểu rõ được điểm mạnh cũng

như điểm yếu của công ty. Từ đó, sẽ có cái nhìn sâu sắc hơn về hoạt động và sức khỏe

tài chính của công ty mình quản lý, để lãnh đạo và hướng dẫn các thành viên Hội đồng

quản trị hiểu rõ, suy xét kỹ lưỡng và đưa ra các quyết định cần thiết nhất cho công ty.

Việc kiêm nhiệm hai vị trí này có thể làm giảm chi phí chuyển giao thông tin giữa các

cấp lãnh đạo với nhau vì thông tin chuyển giao có thể tốn kém, không kịp thời hoặc

không đầy đủ và không chính xác.

Khi có sự kiêm nhiệm thì khả năng hợp tác và thống nhất giữa Hội đồng quản trị và

ban điều hành công ty vì Chủ tịch Hội đồng quản trị kiêm Giám đốc điều hành sẽ tạo

điều kiện thuận lợi cho sự hợp tác giữa Hội đồng quản trị và Giám đốc công ty. Một số

nhà nghiên cứu đã gợi ý rằng một Hội đồng quản trị có thể thực hiện vai trò quản lý tốt

hơn khi có sự hỗ trợ và hợp tác giữa giám đốc và các nhân viên của các phòng ban

trong công ty. Các Giám đốc điều hành là nhà lãnh đạo cấp cao trong công ty và một số

thành viên của nhóm điều hành này cũng là thành viên của Hội đồng quản trị. Do đó,

Chủ tịch Hội đồng quản trị có thể tạo điều kiện thuận lợi cho sự đồng thuận ý kiến

trong việc ra các quyết định chiến lược. Bằng việc quan sát các động thái trong phòng

họp của Ban Giám đốc cho thấy nhiều tập đoàn thực sự muốn phát triển một nền văn

hóa gắn bó sự hài hòa giá trị nội bộ hơn là tranh luận mạnh mẽ.

Quan điểm ủng hộ việc kiêm nhiệm tập trung chủ yếu vào việc cải thiện tiềm năng

quản lý của Hội đồng quản trị hơn là giám sát hành vi điều hành. Quan điểm này cho

rằng, việc tách biệt hai vai trò này sẽ kém hiệu quả trong việc kết nối chiến lược công

ty và quá trình thực hiện. Hội đồng quản trị khi lập chiến lược thường không lường hết

được các yếu tố của thực tế vận hành. Khi Hội đồng quản trị lãnh đạo bộ máy điều

hành thực hiện các chiến lược đã được Hội đồng quản trị thông qua, một khi cần thay

đổi để phù hợp với những biến động và thay đổi của thực tế thị trường, thường phải

mất nhiều thời gian để trình bày và chờ phê duyệt, làm mất đi nhiều cơ hội. Ở góc độ

dung hòa các mong đợi giữa nhóm cổ đông và các bên hữu quan khác, Hội đồng quản

trị nếu kiêm nhiệm Chủ tịch Hội đồng quản trị sẽ nhanh chóng hơn trong việc thống

nhất các mong đợi khác nhau, vì Giám đốc điều hành hiểu rõ tất cả các nhóm lợi ích.

Việc tách biệt vai trò Chủ tịch Hội đồng quản trị và Giám đốc điều hành là cần thiết để

kiểm soát quyền lực của Giám đốc điều hành, nhưng nó cũng có thể dẫn đến nguy cơ

làm cho Giám đốc điều hành chỉ tập trung vào những mục tiêu ngắn hạn, nhất là khi

việc đánh giá kết quả hoạt động và chế độ lương, thưởng được căn cứ vào kết quả đạt

được những mục tiêu mà Hội đồng quản trị đề ra.

2.2. Bằng chứng về sự ảnh hưởng của sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành

và các biến quản trị công ty khác đến giá trị doanh nghiệp và chi phí đại

diện công ty:

Trên thế giới đã có rất nhiều nghiên cứu thực nghiệm về ảnh hưởng của sự kiêm nhiệm

Giám đốc điều hành và các biến quản trị khác đến giá trị và chi phí đại diện của công

ty, các nhà nghiên cứu sử dụng nhiều mô hình kinh tế lượng và cách thu thập dữ liệu

khác nhau để xem xét mức độ ảnh hưởng này. Trong phần này của bài nghiên cứu, tác

giả lược khảo các nghiên cứu liên quan về vấn đề trên.

Pi và Timme (1993) xem xét trường hợp Chủ tịch Hội đồng quản trị kiêm nhiệm Giám

đốc điều hành có ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp của 112 ngân hàng thương mại

niêm yết trên sàn chứng khoán Mỹ. Mâu thuẫn giữa người chủ sở hữu và người đại

diện có thể trở nên gay gắt hơn khi có sự kiêm nhiệm hai vai trò Chủ tịch Hội đồng

quản trị và Giám đốc điều hành trong quy trình ra quyết định của một tổ chức. Kết quả

hồi quy OLS cho thấy: Tại các ngân hàng có kiêm nhiệm Giám đốc điều hành thì có

chi phí thấp hơn các ngân hàng không có kiêm nhiệm Giám đốc điều hành; Việc kiêm

nhiệm Giám đốc điều hành có mối quan hệ ngược chiều với suất sinh lợi trên tài sản

(ROA). Kết quả nghiên cứu ủng hộ cho lý thuyết đại diện về việc tách biệt vai trò Chủ

tịch Hội đồng quản trị và Giám đốc điều hành.

Để đánh giá quyết định nên tách biệt hay kết hợp vai trò Chủ tịch Hội đồng quản trị và

Giám đốc điều hành có làm tăng giá trị doanh nghiệp, Maria Carapeto và các cộng sự

(2005) sử dụng 119 công ty có sự tách biệt hai vai trò giữa Chủ tịch Hội đồng quản trị

và Giám đốc điều hành và 49 công ty có sự kiêm nhiệm hai vai trò Chủ tịch Hội đồng

quản trị và Giám đốc điều hành ở Anh trong giai đoạn từ năm 1995 đến năm 2003.

Bằng phương pháp hồi quy OLS, kết quả đã cung cấp bằng chứng mạnh mẽ cho lý

thuyết đại diện về ngày công bố suất sinh lợi bất thường có quan hệ cùng chiều khi

công ty không kiêm nhiệm, và có quan hệ trái chiều khi công ty có kiêm nhiệm vai trò

Chủ tịch giữa Chủ tịch Hội đồng quản trị và Giám đốc điều hành. Ngoài ra, ngày công

bố suất sinh lợi bất thường liên quan mật thiết đến các cách đo lường khác nhau của chi

phí đại diện. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu còn thể hiện việc tách biệt hay kiêm nhiệm

hai vai trò giữa Chủ tịch Hội đồng quản trị và Giám đốc điều hành không thể xóa bỏ

hay tăng thêm các mâu thuẫn đại diện.

Mary A. Callaghan (2005) sử dụng mẫu 485 công ty trong bảng xếp hạng của chỉ số

S&P 500 trong năm tài chính 2003 và năm 2004. Với các biến phụ thuộc là ROE,

ROA, đòn bẩy tài chính của công ty; biến độc lập là cấu trúc của Chủ tịch Hội đồng

quản trị và Giám đốc điều hành. Sử dụng phương pháp kiểm định phi tham số với giả

thuyết là: Cấu trúc Chủ tịch Hội đồng quản trị và Giám đốc điều hành không tác động

đến ROE, ROA, đòn bẩy tài chính. Tác giả tìm thấy ROE ở những công ty có Chủ tịch

Hội đồng quản trị kiêm Giám đốc điều hành cao hơn ở các công ty có Chủ tịch Hội

đồng quản trị tách biệt Giám đốc điều hành, nhưng mối quan hệ này không có ý nghĩa

thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Thống kê mô tả cho thấy ROA ở các công ty có Chủ tịch

Hội đồng quản trị kiêm Giám đốc điều hành cao hơn các công ty tách biệt hai vai trò

này nhưng các kiểm định thống kê lại chưa thể kết luận tồn tại mối quan hệ giữa cấu

trúc Chủ tịch Hội đồng quản trị và Giám đốc điều hành với ROA. Kết quả kiểm định

cho thấy, đòn bẩy ở các công ty có Chủ tịch Hội đồng quản trị kiêm Giám đốc điều

hành cao gấp hai lần các công ty có Chủ tịch Hội đồng quản trị tách biệt Giám đốc điều

hành.

Anthony Kyereboah-Coleman và Nicolas Biekpe (2005) xem xét ảnh hưởng của quy

mô Hội đồng quản trị, thành phần Hội đồng quản trị và sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch

Hội đồng quản trị và Giám đốc điều hành đối với thành quả hoạt động, đo lường bởi

ROA, Tobin’s Q và tăng trưởng doanh thu của các công ty phi tài chính niêm yết trên

sàn chứng khoán Ghana. Bằng cách thu thập dữ liệu bảng của 16 công ty trong thời

gian từ năm 1990-2001, Tác giả sử dụng 2 ước lượng: tham số và phi tham số, chạy hồi

quy dữ liệu bảng theo mô hình tác động ngẫu nhiên (REM), ước lượng theo phương

pháp bình phương tối thiểu tổng quát (GLS). Kết quả nghiên cứu cho thấy, quy mô Hội

đồng quản trị có ảnh hưởng ngược chiều đến tốc độ tăng trưởng doanh thu ở mức ý

nghĩa 5%. Điều này thống nhất với các kết quả nghiên cứu của Jensen (1993), Lipton

& Lorsch (1992), khi quy mô Hội đồng quản trị càng lớn thì hiệu quả quản lý càng

kém. Tuy nhiên quy mô Hội đồng quản trị có ảnh hưởng cùng chiều lên Tobin’s Q và

ROA ở mức ý nghĩa 1%. Ngoài ra, đa số các công ty ở Ghana trong mẫu đều áp dụng

cấu trúc không kiêm nhiệm giữa Chủ tịch Hội đồng quản trị vì sự tách biệt hai vai trò

này sẽ giúp giảm chi phí đại diện và tối thiểu hóa căng thẳng giữa các thành viên Hội

đồng quản trị và Ban giám đốc và ảnh hưởng tích cực đến thành quả công ty tại Ghana

hay sự kiêm nhiệm có tác động ngược chiều đến Tobin’s ở mức ý nghĩa 1%, nhưng lại

không có ý nghĩa thống kê đối với ROA và tốc độ tăng trưởng doanh thu. Nghiên cứu

còn chỉ ra tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị độc lập không ảnh hưởng tới hiệu quả

công ty.

Các kết quả ảnh hưởng của quy mô Hội đồng quản trị này trái ngược với nghiên cứu

trước đó của Yermach (1996) cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho mối quan hệ

ngược chiều giữa quy mô Hội đồng quản trị lên giá trị doanh nghiệp (Tobin’s Q) và kết

quả nghiên cứu của Yermach (1996) phù hợp với các nhà nghiên cứu trước đó của

Lipton và Lorsh (1992), Jensen (1993). Sử dụng Tobin’s Q như là đại diện của giá trị

thị trường, Yermach sử dụng dữ liệu bảng từ năm 1984-1991 của 452 tập đoàn công

nghiệp lớn của Mỹ có doanh thu, tổng tài sản, giá trị vốn hóa của thị trường và thu

nhập ròng cao nhất trong báo cáo tài chính hàng năm trên bảng xếp hạng danh nghiệp

của tạp chí Forbes. Kết quả cho thấy, những công ty có quy mô Hội đồng quản trị nhỏ

sẽ tạo ra các tỷ số tài chính tốt hơn những công ty có quy mô Hội đồng quản trị lớn và

khuyến khích Giám đốc điều hành đạt kế hoạch đề ra bằng cách đãi ngộ từ các phần

thưởng hay đưa ra nguy cơ bị sa thải nếu không đạt được kế hoạch mà Hội đồng quản

trị đề ra. Khi tăng quy mô Hội đồng quản trị từ 6 thành viên lên 12 thành viên thì có

dấu hiệu sụt giảm giá trị doanh nghiệp. Khi tăng quy mô Hội đồng quản trị từ 12 thành

viên lên 24 thành viên thì giá trị tổn thất này cũng ngang bằng với khi tăng quy mô Hội

đồng quản trị từ 6 lên 12 thành viên.

Y.T.Mak và Yuanto Kusnadi (2005) xem xét ảnh hưởng của quản trị công ty tại 271

công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Singapore và 279 công ty niêm yết trên sàn

Kuala Lumpur Malaysia đến Tobin’s Q của những công ty này trong 2 năm 1999 và

2000. Kết quả phân tích đa biến cho thấy cả hai quốc gia này đều thể hiện mối quan hệ

ngược chiều giữa quy mô Hội đồng quản trị đến giá trị doanh nghiệp, điều này nhất

quán với giả định của Jensen (1993), kết quả thực nghiệm của Yermack (1996),

Eisenberg và các cộng sự (1998).

Henk Berkmana, Rebel A. Coleb, Andy Leec and Madhu Veeraraghavand (2005)

nghiên cứu mối quan hệ giữa tính độc lập của Hội đồng quản trị và hiệu quả công ty

của 898 công ty trong 3 năm 2001 đến năm 2003 ở Ấn Độ. Kết quả là tỷ lệ thành viên

Hội đồng quản trị độc lập không điều hành tương quan ngược chiều đến giá trị doanh

nghiệp được đo bằng Tobin’s Q.

Peng, Zhang và Li (2007) dựa trên mẫu dữ liệu gồm 403 công ty trên thị trường chứng

khoán Trung Quốc trong 5 năm từ năm 1992 đến năm 1996. Phát hiện của nghiên cứu

này cho thấy sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành hỗ trợ mạnh mẽ cho lý thuyết quản

lý, ít hỗ trợ cho lý thuyết đại diện.

Khaled Elsayed (2007) chọn mẫu 92 công ty trong 19 ngành công nghiệp khác nhau tại

Ai Cập trong thời kỳ 5 năm từ năm 2000 đến 2004, dùng phương pháp hồi quy bình

phương nhỏ nhất (OLS) và hồi quy giá trị tuyệt đối nhỏ nhất (Least absolute value

regression- LAV). Cấu trúc Chủ tịch Hội đồng quản trị và Giám đốc điều hành không

tác động đến thành quả công ty được đại diện bởi ROA trên toàn mẫu khảo sát. Nhưng

khi chia mẫu thành ba nhóm công ty: các công ty có ROA cao, trung bình và thấp, kết

quả cho thấy cấu trúc Chủ tịch Hội đồng quản trị kiêm Giám đốc điều hành có tác động

tích cực đến ROA của các công ty có ROA thấp - trong các công ty có ROA thấp thì

công ty có cấu trúc này có ROA cao hơn; Chủ tịch Hội đồng quản trị kiêm Giám đốc

điều hành không tác động đến các công ty có ROA cao. Đặc biệt, khi coi ngành công

nghiệp là một biến điều tiết tương tác với cấu trúc Chủ tịch Hội đồng quản trị và Giám

đốc điều hành tác động đến thành quả tài chính công ty. Elsyed cho rằng mối quan hệ

giữa sự kiêm nhiệm và thành quả tài chính khác nhau giữa các ngành công nghiệp. Cụ

thể Chủ tịch Hội đồng quản trị kiêm Giám đốc điều hành có mối quan hệ cùng chiều

với thành quả tài chính công ty trong các ngành: dệt may và quần áo, giấy, nhựa và bao

bì, gas và khai khoáng, thực phẩm và đồ uống, bất động sản và nhà ở. Trong khi đó,

Chủ tịch Hội đồng quản trị kiêm Giám đốc điều hành có mối quan hệ trái chiều với

thành quả tài chính công ty trong ngành xi măng.

Ajay Kumar Garg (2007) nghiên cứu mối quan hệ giữa quy mô Hội đồng quản trị, sự

độc lập của Hội đồng quản trị đến giá trị doanh nghiệp đo lường bằng Tobin’s Q,

doanh thu hoạt động trên tổng tài sản (EBIT/Assets), hiệu suất sử dụng tài sản

(Sales/Assets) và tỷ suất sinh lợi của chứng khoán trên thị trường hiệu chỉnh (MASR -

Market-adjusted stock price returns). Biến độc lập là quy mô Hội đồng quản trị. Tác

giả chia quy mô Hội đồng quản trị thành 4 nhóm : Nhóm 1 có quy mô Hội đồng quản

trị từ 3 đến 6 thành viên, nhóm 2 từ 7 đến 9 thành viên, nhóm 3 từ 10 đến 12 thành

viên, nhóm 4 lớn hơn 12 thành viên. Các biến giả quy mô được tạo ra cho các nhóm

quy mô tại thời điểm phân tích. Biến độc lập còn là tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị

không điều hành trên tổng thành viên Hội đồng quản trị. Tác giả chia tỷ lệ thành viên

Hội đồng quản trị không điều hành thành 5 nhóm: Nhóm 1 chiếm tỷ lệ ít hơn 33% trên

tổng số thành viên Hội đồng quản trị, nhóm 2 chiếm từ hơn 33% đến 50%, nhóm 3

chiếm từ hơn 50% đến 60%, nhóm 4 từ hơn 60% đến 74%, nhóm 5 từ hơn 74%. Các

biến giả Hội đồng quản trị độc lập không điều hành được tạo ra cho các nhóm tỷ lệ

thành viên Hội đồng quản trị độc lập tại thời điểm phân tích. Tác giả dùng dữ liệu bảng

của 164 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Ấn Độ trong khoảng thời gian 6 năm

1997-1998 đến 2002-2003. Kết quả nghiên cứu cho thấy: Quy mô Hội đồng quản trị và

thành viên Hội đồng quản trị độc lập có ảnh hưởng ngược chiều lên giá trị doanh

nghiệp. Quy mô Hội đồng quản trị trong nhóm 1 tức từ 3 đến 6 thành viên sẽ hiệu quả

hơn các nhóm còn lại. Tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị độc lập trong tổng số thành

viên Hội đồng quản trị khác nhau sẽ tác động không giống nhau đến giá trị doanh

nghiệp. Tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị nhóm 3 tức có tỷ lệ 50-60% có mức độ ảnh

hưởng nhiều hơn các nhóm khác.

Các nghiên cứu năm 2007 trên phù hợp với Faleye (2007). Để tránh tình trạng do áp

lực từ bên ngoài tác động vào công ty trong việc tách vai trò kiêm nhiệm Giám đốc

điều hành chứ không phải do ảnh hưởng của các yếu tố kinh tế cơ bản tác động vào sự

lựa chọn cấu trúc lãnh đạo, Tác giả sử dụng mẫu gồm 1883 công ty giao dịch trên thị

trường chứng khoán Mỹ từ năm 1900 đến năm 1994 cho thấy quan hệ cùng chiều của

sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành và giá trị doanh nghiệp (Tobin’s Q) ở các tổ chức

phức tạp, có Giám đốc điều hành danh tiếng và quyền sở hữu quản lý. Kết quả này cho

thấy rằng các công ty nên cân nhắc giữa chi phí và lợi ích khi xem xét cấu trúc lãnh

đạo thay thế, và các yêu cầu tất cả các công ty tách biệt vai trò của Giám đốc điều hành

và Chủ tịch Hội đồng quản trị có thể phản tác dụng. Ngoài ra nghiên cứu còn cho thấy

quy mô Hội đồng quản trị có quan hệ ngược chiều đến giá trị doanh nghiệp ở mức ý

nghĩa 10%; tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị độc lập không điều hành có quan hệ

cùng chiều đến giá trị doanh nghiệp ở mức ý nghĩa 10%; tỷ lệ sở hữu của Hội đồng

quản trị nhỏ hơn 5% có quan hệ cùng chiều đến giá trị doanh nghiệp ở mức ý nghĩa

5%, nhưng ngược chiều khi tỷ lệ sở hữu tăng lên từ 5% đến 25% và hơn 25% ở các

mức ý nghĩa 5% và 1%.

Morten Bennedsen, Hans Christian Kongsted và Kasper Meisner Nielsen (2008)

nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ của quy mô Hội đồng quản trị và giá giá trị

doanh nghiệp trên các công ty có quy mô vừa và nhỏ tại Đan Mạch trong năm 1999.

Điểm khác biệt trong nghiên cứu này là Tác giả sử dụng biến số con của Giám đốc

điều hành từ 18 tuổi trở lên trong công ty làm biến công cụ cho biến quy mô Hội đồng

quản trị vì biến công cụ có tương quan với biến quy mô Hội đồng quản trị nhưng lại

độc lập với biến giá trị doanh nghiệp. Việc sử dụng biến công cụ nhằm mục đích khắc

phục các vấn đề hiện tượng nội sinh, phương sai thay đổi xuất hiện trong mô hình dữ

liệu. Kết quả cho thấy: Tác giả đã tìm ra bằng chứng về mối quan hệ ngược chiều giữa

biến công cụ và quy mô Hội đồng quản trị trong những công ty có con của Giám đốc

điều hành nằm trong Hội đồng quản trị. Không tìm thấy ảnh hưởng của quy mô Hội

đồng quản trị đến giá trị doanh nghiệp của những công ty có quy mô Hội đồng quản trị

dưới 6 thành viên được xem là quy mô Hội đồng quản trị trong công ty vừa và nhỏ.

Khi tăng quy mô Hội đồng quản trị từ 6 thành viên trở lên thì quy mô Hội đồng quản

trị có ảnh hưởng ngược chiều đến giá trị doanh nghiệp.

Johnny Jermias (2008) sử dụng mẫu của các công ty niêm yết trên S&P 500 trong giai

đoạn từ năm 1997-2004 để xem xét ảnh hưởng giữa sở hữu của Hội đồng quản trị với

các nhân tố: sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành, Hội đồng quản trị độc lập, tỷ lệ sở

hữu cổ phần của Hội đồng quản trị lên thành quả công ty. Tác giả sử dụng ROA, ROI

để đo lường thành quả hoạt động của công ty. Bằng việc thu thập dữ liệu bảng và phân

tích hồi quy ảnh hưởng của các nhân tố bất định trên phần mềm Stata, Tác giả đã thu

được kết quả như sau: Sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành ảnh hưởng ngược chiều đến

giá trị doanh nghiệp ở mức ý nghĩa 5% đối với ROA, và 10% đối với ROI. Tỷ lệ thành

viên Hội đồng quản trị độc lập ảnh hưởng ngược chiều đến cả ROA lẫn ROI ở mức ý

nghĩa 5%. Tỷ lệ sở hữu của Hội đồng quản trị có tương quan dương với giá trị doanh

nghiệp, tuy nhiên tương quan này không có ý nghĩa thống kê.

Paul M. Guest (2009) xem xét ảnh hưởng của quy mô Hội đồng quản trị đến giá trị

doanh nghiệp với mẫu dữ liệu lớn gồm 2.746 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán

Anh trong giai đoạn 22 năm từ 1981 đến 2002. Ngoài sử dụng mô hình hồi quy OLS,

FEM, Tác giả còn sử dụng phương pháp ước lượng moment tổng quát (GMM) theo mô

hình của Arellano và Bond (1991), Tác giả sử dụng độ trể của của biến quy mô Hội

đồng quản trị và biến hiệu quả công ty làm biến công cụ kiểm soát nội sinh. Kết quả

cho thấy, quy mô Hội đồng quản trị có ảnh hưởng ngược chiều đến Tobin’s Q, lợi

nhuận trên tổng tài sản (ROA) và suất sinh lợi của cổ phiếu đặt biệt trong những công

ty lớn có quy mô Hội đồng quản trị lớn. Biến quy mô Hội đồng quản trị được đo lường

bằng logarithm của tổng số thành viên Hội đồng quản trị vì Tác giả thấy rằng các

nghiên cứu trước đây chỉ sử dụng biến quy mô Hội đồng quản trị là tổng số thành viên

Hội đồng quản trị thì mối quan hệ giữa quy mô Hội đồng quản trị và giá trị doanh

nghiệp không phải là đường thẳng tuyến tính mà nó có độ lồi. Các phát hiện của nghiên

cứu: Khi hồi quy biến ROA và từng biến giả quy mô Hội đồng quản trị có giá trị từ 4

đến 8 thành viên thì có mối tương quan cùng chiều với giá trị doanh nghiệp. Khi biến

giả Board size có giá trị từ 9 đến 11 thành viên thì không có ý nghĩa thống kê. Biến giả

Board size có giá trị từ 12 đến 17 thành viên có mối tương quan ngược chiều với giá

trị doanh nghiệp. Vì thế, Tác giả đề xuất số lượng quy mô Hội đồng quản trị tốt nhất là

dưới 9 thành viên, khi vượt qua 9 thành viên thì sẽ có tương quan ngược chiều đến

thành quả doanh nghiêp đo lường bằng ROA. Với thước đo Tobin’s Q và Tỷ suất sinh

lời cổ phiếu lại cho kết quả tương quan ngược chiều với quy mô Hội đồng quản trị tại

tất cả các giá trị của biến giả quy mô Hội đồng quản trị nên trong trường hợp này số

lượng thành viên Hội đồng quản trị tối thiểu là 3 thành viên.

Beverley Jackling và Shireenjit Johl (2009) xem xét mối quan hệ giữa cấu trúc quản trị

công ty nội bộ và hiệu quả tài chính của 180 công ty tại Ấn Độ từ năm 2005 đến năm

2006 trong 13 ngành nghề kinh doanh trừ các công ty phi tài chính. Hiệu quả tài chính

của công ty được đo lường bằng tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) và giá trị thị

trường của công ty (Tobin’s Q). Cấu trúc của Hội đồng quản trị bao gồm thành phần

Hội đồng quản trị, số lượng thành viên Hội đồng quản trị, và sự kiêm nhiệm Giám đốc

điều hành của Chủ tịch Hội đồng quản trị ở Ấn Độ theo hai lý thuyết phổ biến: Lý

thuyết đại diện và Lý thuyết phụ thuộc nguồn lực (Resource dependency Theory). Tác

giả sử dụng hồi quy theo phương pháp bình phương nhỏ nhất 3 bước (3 Stage Least

Squares). Kết quả thực nghiệm cho thấy, tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị không điều

hành tương quan cùng chiều với hiệu quả tài chính công ty; Quy mô Hội đồng quản trị

có tương quan cùng chiều với hiệu quả tài chính công ty; Sự kiêm nhiệm Giám đốc

điều hành không có ý nghĩa thống kê trong hồi quy nghĩa là sự kiêm nhiệm Giám đốc

điều hành không liên quan đến hiệu quả tài chính của các công ty tại Ấn Độ.

Mike W. Peng (2010) sử dụng mẫu gồm dữ liệu của 163 công ty sở hữu nhà nước và

137 công ty sở hữu tư nhân niêm yết trên thị trường chứng khoán Trung Quốc từ năm

2004 đến năm 2005 để nghiên cứu ảnh hưởng của kiêm nhiệm Giám đốc điều hành, sự

lỏng lẻo về tổ chức và loại hình sở hữu ảnh hưởng lên thành quả công ty. Kết quả

nghiên cứu cho thấy, sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành có ảnh hưởng ngược chiều

lên giá trị doanh nghiệp ở các công ty nhà nước và ảnh hưởng cùng chiều lên giá trị

doanh nghiệp ở các công ty tư nhân tại Trung Quốc.

Ramdani and Witteloostuijn (2010) sử dụng phương pháp Hồi Quy Phân Vị (Quantile

Regression) để ước lượng tham số của biến giải thích theo trung bình và điểm phân vị

về mối quan hệ giữa sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành, tỷ lệ thành viên Hội đồng

quản trị độc lập không điều hành, quy mô Hội đồng quản trị, đến giá trị doanh nghiệp

(ROA) của các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán tại bốn quốc gia: Indonesia,

Malaysia, Hàn Quốc và Thái Lan trong thời gian ba năm từ 2001-2002. Hồi Quy Phân

Vị được thiết kế để đánh giá mối quan hệ giữa các biến giải thích tại các điểm khác

nhau trong việc phân phối có điều kiện của biến phụ thuộc. Nó tập trung vào phân tích

mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập ở phân vị cho trước. Kết quả

nghiên cứu cho thấy, mối quan hệ cùng chiều giữa sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành

và giá trị doanh nghiệp khác nhau ở từng điểm phân vị, có ý nghĩa thống kê khi điểm

phân vị từ 0.3 - 0.7. Tuy nhiên, khi điểm phân vị < 0.3 và > 0.7 thì mối quan hệ này

không có ý nghĩa thống kê. Ngoài ra tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị độc lập không

điều hành và giá trị doanh nghiệp cũng có tương quan cùng chiều, lớn nhất ở phân vị

0.5, và nhỏ hơn ở mức phân vị thấp hơn hoặc lớn hơn 0.5.

Amaral-Baptista và các cộng sự (2011) sử dụng dữ liệu gồm 121 công ty niêm yết trên

sàn chứng khoán Brazil năm 2008 cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa sự kiêm

nhiệm Giám đốc điều hành đến giá trị doanh nghiệp được đo lường bằng ROE ở mức ý

nghĩa 5%.

Mark A. Bliss (2011) xem xét ảnh hưởng của kiêm nhiệm Giám đốc điều hành, Hội

đồng quản trị độc lập và nhu cầu cao hơn về chất lượng kiểm toán mà đại diện là phí

kiểm toán. Tác giả thu thập dữ liệu từ 950 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Úc

năm 2003. Kết quả cho thấy những công ty có kiêm nhiệm thì tỷ lệ thành viên Hội

đồng quản trị độc lập trong Hội đồng quản trị sẽ cao hơn công ty không kiêm nhiệm và

phí kiểm toán cũng cao tương ứng. Điều này cho thấy giữa Hội đồng quản trị độc lập

và phí kiểm toán có mối quan hệ cùng chiều trong những công ty có kiêm nhiệm xảy

ra. Ngoài ra, quy mô Hội đồng quản trị càng cao thì thành quả hoạt động công ty càng

thấp vì chứa đựng nhiều rủi ro và đương nhiên phí kiểm toán sẽ cao hơn nhiều.

Amarjit Gill và Neil Mathur (2011) kiểm tra ảnh hưởng của quy mô Hội đồng quản trị

và sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành đến giá trị doanh nghiệp sản xuất tại Canada.

Tác giả sử dụng mẫu gồm 91 công ty sản xuất niêm yết trên sàn chứng khoán Toronto

(TSX) trong khoảng thời gian 3 năm từ năm 2008 đến 2010. Bằng cách thu thập báo

cáo tài chính năm của 91 công ty sản xuất theo dữ liệu chéo và sử dụng phương pháp

hồi quy OLS để ước lượng phương trình hồi quy. Biến phụ thuộc của mô hình là giá trị

doanh nghiệp được đo bằng Tobin’s Q. Hai biến độc lập là quy mô Hội đồng quản trị

(Board size) và biến giả bằng 1 nếu có sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành (CEO

Duality), bằng 0 nếu ngược lại. Ba biến kiểm soát gồm: quy mô công ty (Firm size), tỷ

suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA), tăng trưởng tiềm năng (Potential Growth). Kết

quả thực nghiệm cho thấy: Quy mô Hội đồng quản trị có tương quan ngược chiều đến

giá trị doanh nghiệp của các công ty sản xuất tại Canada. Sự kiêm nhiệm Giám đốc

điều hành có tương quan cùng chiều đến đến giá trị doanh nghiệp của các công ty này.

Ngoài ra, Tác giả còn cho thấy ảnh hưởng cùng chiều của quy mô công ty, suất sinh lợi

trên tài sản và tăng trưởng tiềm năng lên giá trị của các công ty này. Chính vì thế, việc

lựa chọn qui mô Hội đồng quản trị nhiều thành viên không phải là ưu tiên hàng đầu của

các công ty sản xuất tại Canada mà chủ yếu là lựa chọn sự kiêm nhiệm Giám đốc điều

hành nhiều hơn vì nó cải thiện giá trị doanh nghiệp tại các công ty nhỏ. Tuy nhiên, việc

lựa chọn đó cũng nên cân nhắc kỹ lưỡng vì chưa chắc sẽ đem lại lợi ích cho các Tập

đoàn đa quốc gia do sự kiêm nhiệm sẽ dẫn đến chi phí đại diện cao.

Md. Abdur Rouf (2011) sử dụng phương pháp ước lượng OLS và hồi quy bội để xem

xét mối quan hệ giữa 4 thành phần: Quy mô Hội đồng quản trị, tỷ lệ thành viên độc lập

của Hội đồng quản trị, kiêm nhiệm Giám đốc điều hành, Ban kiểm soát lên giá trị

doanh nghiệp. Sử dụng dữ liệu bảng của 93 công ty phi tài chính niêm yết trên sàn

chứng khoán Dhaka tại Bangladesh năm 2006. Kết quả cho thấy sự kiêm nhiệm có

tương quan cùng chiều đến giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, bài nghiên cứu này không

cung cấp bằng chứng nào thể hiện mối quan hệ giữa quy mô Hội đồng quản trị và Ban

kiểm soát ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp đo lường bằng ROA và ROE tại 93 công

ty phi tài chính tại Bangladesh.

Masood Fooladi Chaghadari (2011) xem xét bốn đặc điểm của Hội đồng quản trị gồm

tính độc lập của Hội đồng quản trị, sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành, tỷ lệ sở hữu

Hội đồng quản trị và quy mô Hội đồng quản trị ảnh hưởng như thế nào đến hiệu quả

công ty, sử dụng mẫu dữ liệu ngẫu nhiên gồm 30 công ty lớn nhất trong ngành Vật liệu

và Xây dựng tại Malaysia trong năm 2007. Kết quả hồi quy tuyến tính với thước đo

hiệu quả công ty cho thấy sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành có ảnh hưởng ngược

chiều lên hiệu quả tài chính công ty, được đo lường bằng ROE và ROA ở mức ý nghĩa

10%. Ngoài ra, ba yếu tố còn lại là tính độc lập của Hội đồng quản trị, tỷ lệ sở hữu của

Hội đồng quản trị và quy mô Hội đồng quản trị không có ý nghĩa thống kê với ROA và

ROE.

Wellalage và Locke (2011) xem xét mối quan hệ giữa Chủ tịch Hội đồng quản trị, hiệu

quả tài chính của công ty (Tobin’s Q) và chi phí đại diện (hiệu suất sử dụng tài sản) của

86 công ty con thuộc các tập đoàn đa quốc gia (MNC) và 113 công ty trong nước

(LPC) tại Sri Lanka từ năm 2006-2010. Tác giả thu thập dữ liệu bảng và ước tính tham

số bằng phương pháp ước lượng moment tổng quát (GMM). Nghiên cứu này cung cấp

bằng chứng thực nghiệm cho Lý thuyết quản lý và tài liệu nghiên cứu lý thuyết khi các

công ty là công ty con thuộc công ty đa quốc gia. Kết quả chạy hồi quy ước lượng bảng

theo phương pháp GMM tìm thấy: Đối với hiệu quả tài chính của công ty được đo

bằng Tobin’s Q: Sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành của công ty con của các công ty

đa quốc gia tại Sri Lanka có ảnh hưởng cùng chiều đến Tobin’s Q của ở mức ý nghĩa

5% vì đây là công ty nước ngoài hoạt động trong nước có môi trường kinh doanh năng

động và phức tạp nên cần có sự nhạy bén và nắm bắt kịp thời của ban lãnh đạo. Tuy

nhiên, tại các công ty trong nước thì sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành không có ảnh

hưởng đến Tobin’s Q. Quy mô Hội đồng quản trị có ảnh hưởng ngược chiều đến

Tobin’s Q của công ty con của các công ty đa quốc gia ở mức ý nghĩa 5% nhưng lại

không có ý nghĩa thống kê ở các công ty trong nước. Tỷ lệ sở hữu của Hội đồng quản

trị có ảnh hưởng cùng chiều với Tobin’s Q cho cả công ty con của các công ty đa quốc

gia lẫn các công ty trong nước ở mức ý nghĩa 1%. Tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị

độc lập không điều hành có ảnh hưởng cùng chiều với Tobin’s Q tức càng làm tăng

hiệu quả tài chính của công ty khi chiếm tỷ lệ càng cao ở công ty con của các công ty

đa quốc gia mức ý nghĩa 1%. Tuy nhiên lại có ảnh hưởng ngược chiều tới Tobin’s Q ở

các công ty trong nước ở mức ý nghĩa 5%. Sở hữu tổ chức ở các công ty trong nước có

ảnh hưởng cùng chiều tới Tobin’s ở mức ý nghĩa 1%. Tuy nhiên không có ý nghĩa

thống kê ở công ty con của các công ty đa quốc gia. Đối với phí đại diện được đo bằng

hiệu suất sử dụng tài sản: Sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành của công ty con của các

công ty đa quốc gia tại Sri Lanka có ảnh hưởng cùng chiều tức làm tăng hiệu suất sử

dụng tài sản ở mức ý nghĩa 1%. Tuy nhiên, sự kiêm nhiệm có tác động ngược chiều ở

các công ty trong nước ở mức ý nghĩa 5%. Quy mô Hội đồng quản trị không ảnh

hưởng đến hiệu suất sử dụng tài sản ở cả ty con của các công ty đa quốc gia lẫn các

công ty trong nước. Tỷ lệ sở hữu của Hội đồng quản trị có ảnh hưởng ngược chiều đến

hiệu suất sử dụng tài sản, nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê 1% ở các công ty trong nước,

không có ý nghĩa thống kê ở công ty con của các công ty đa quốc gia. Tỷ lệ thành viên

Hội đồng quản trị độc lập không điều hành có ảnh hưởng cùng chiều đến hiệu suất sử

dụng tài sản, nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê 1% ở công ty con của các công ty đa quốc

gia, không có ý nghĩa thống kê ở các công ty trong nước. Vấn đề sở hữu tổ chức hay sở

hữu cá nhân không ảnh hưởng đến hiệu suất sử dụng tài sản của công ty. Cuối cùng,

nghiên cứu này chỉ ra rằng không có cơ cấu Hội đồng quản trị kiêm nhiệm hay không

kiêm nhiệm Giám đốc điều hành là tối ưu. Do đó, khi các công ty muốn áp dụng cấu

trúc quản trị kiêm nhiệm hay tách biệt vai trò giữa Chủ tịch Hội đồng quản trị và Giám

đốc điều hành thì phải nhận diện được đặc điểm công ty và có các biện pháp dự phòng

nhằm tăng cường và khuyến khích việc kiểm soát hoạt động tài chính của công ty.

Naveen Kumar và J. P. Singh (2012) xem xét ảnh hưởng của thành viên Hội đồng quản

trị không điều hành của 157 công ty phi tài chính của Ấn Độ trong năm 2008 đến giá

trị doanh nghiệp được đo lường bằng Tobin’s Q. Phát hiện của nghiên cứu cho thấy tỷ

lệ thành viên Hội đồng quản trị không điều hành tương quan cùng chiều với giá trị

doanh nghiệp. Kết quả của nghiên cứu có ý nghĩa quan trọng cho việc xây dựng một

mô hình Hội đồng quản trị cho các công ty ở Ấn Độ.

Chan Kaixian, Hee Pui Mun, Lee Chaw Chin và Yeoh Huey Chyng (2012) nghiên cứu

mối quan hệ giữa đặc điểm Hội đồng quản trị bao gồm tình trạng kiêm nhiệm Giám

đốc điều hành, thành viên Hội đồng quản trị độc lập và quy mô Hội đồng quản trị lên

giá trị doanh nghiệp tại 205 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Malaysia trong năm

2010 bằng cách áp dụng lý thuyết đại diện. Kết quả cho thấy, hai biến kiêm nhiệm và

quy mô Hội đồng quản trị đều không có mối tương quan với giá trị doanh nghiệp, chỉ

có biến tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị độc lập có mối quan hệ cùng chiều với giá trị

doanh nghiệp.

Blanca Arosa, Txomin Iturralde và Amaia Maseda (2012) sử dụng dữ liệu chéo của

307 công ty nhỏ và vừa chưa niêm yết tại Tây Ban Nha năm 2006 và mô hình hồi quy

OLS để xem xét ảnh hưởng của quy mô Hội đồng quản trị, tỷ lệ thành viên Hội đồng

quản trị độc lập, sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành đến hiệu quả công ty. Kết quả cho

thấy quy mô Hội đồng quản trị và tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị độc lập có tương

quan ngược chiều đến hiệu quả công ty; sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành không ảnh

hưởng đến giá trị doanh nghiệp.

Peng Wang (2013) thu thập dữ liệu bảng không cân đối của 1.325 công ty phi tài chính

được niêm yết trên hai sàn chứng khoán Shanghai và Shenzhen trong khoảng thời gian

từ năm 2000-2009. Để kiểm tra hiện tượng nội sinh, theo phương pháp của Cheng

(2008), Tác giả dùng biến quy mô Hội đồng quản trị và tỷ lệ thành viên Ban Kiểm soát

trên tổng thành viên Hội đồng quản trị và thành viên Ban Kiểm Soát cùng với các đặc

trưng khác của công ty trong năm đầu tiên làm mẫu giải thích cho giá trị thị trường của

công ty qua các năm khi sử dụng thêm độ trễ Tobin’s Q (lagged-1). Cách làm này sẽ

giúp xóa bỏ các mối tương quan giữa các sai số không quan sát được và hai biến độc

lập của mô hình làm cho giá trị doanh nghiệp thay đổi. Kết quả cho thấy quy mô Hội

đồng quản trị có tương quan ngược chiều đến giá trị thị trường của công ty tại Trung

Quốc.

Ở Việt Nam có khá ít nghiên cứu nói về ảnh hưởng của các nhân tố đặc tính của Hội

đồng quản trị tác động lên giá trị doanh nghiệp. Trần Minh Trí, Dương Như Hùng

(2011) dựa vào dữ liệu thu thập từ 126 công ty niêm yết trên sàn sàn HOSE trong giai

đoạn từ năm 2006 đến năm 2009 về việc nghiên cứu mối quan hệ giữa sở hữu Hội

đồng quản trị và hiệu quả hoạt động của công ty được đo bằng Tobin’s Q. Kết quả

nghiên cứu đã tìm ra mối quan hệ phi tuyến giữa hai yếu tố trên. Khi tỷ lệ Hội đồng

quản trị nhỏ hơn 59.1% sẽ ảnh hưởng cùng chiều đến hiệu quả hoạt động của công ty.

Khi tỷ lệ Hội đồng quản trị lơn hơn 59.1% sẽ ảnh hưởng ngược chiều đến hiệu quả

hoạt động của công ty.

Phạm Quốc Việt (2012) nghiên cứu ảnh hưởng của các nhân tố điều hành công ty đến

hiệu quả hoạt động của công ty cổ phần niêm yết trên sàn HOSE. Tác giả thu thập

được mẫu dữ liệu bao gồm 133 bản cáo bạch trong khoảng thời gian 2006 – 2008. Với

nghiên cứu này, Tác giả đã rút ra các kết luận: Tỷ lệ sở hữu cổ phần của thành viên Hội

đồng quản trị có tương quan âm với hiệu quả hoạt động của công ty. Chủ tịch Hội đồng

quản trị kiêm nhiệm Tổng giám đốc có tương quan dương với hiệu quả hoạt động của

công ty.

Sự khác nhau giữa các kết quả nghiên cứu về sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành, quy

mô Hội đồng quản trị, tỷ lệ sở hữu Hội đồng quản trị, tỷ lệ thành viên Hội đồng quản

trị độc lập và hình thức sở hữu cho thấy không có sự thống nhất về ảnh hưởng của các

nhân tố này lên giá trị doanh nghiệp cũng như hiệu suất sử dụng tài sản của công ty.

Các kết quả của các nghiên cứu trước đây được Tác giả tóm tắt ở bảng 2.1.

Xuất phát từ các kết quả nghiên cứu trên, trong bài nghiên cứu của mình, Tác giả sẽ

tiến hành xem xét ảnh hưởng của sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành đến giá trị thị

trường và hiệu suất sử dụng tài sản của các doanh nghiệp tại Việt Nam như thế nào và

đóng góp thêm bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam cũng như tại các thị trường mới

nổi.

Bảng 2.1: Tóm tắt các nghiên cứu trước đây về ảnh hưởng các biến đặc điểm của Hội đồng quản trị đến giá trị doanh

nghiệp và chi phí đại diện công ty.

Biến Phụ Thuộc

STT

Tác giả

Quốc Gia

Thời Gian

Mô hình Kinh Tế

Tobin’s Q

Năm Nghiên Cứu

Số Lượng Công Ty

Tỷ Suất Sinh Lợi (ROA, ROE)

Hiệu Suất Sử Dụng Tài Sản

I. Biến kiêm nhiệm Giám đốc điều hành (CEO):

1 Pi và Timme

1993 Mỹ

1993

112

OLS

Maria Carapeto và các cộng sự

2005 Anh

1995-2003

168

OLS

+*/ -*

3 Mary A. Callaghan

2005 Mỹ

2003-2004

485

OLS

Not significant

4 Anthony and Biekpe

2005 Ghana

1990-2001

OLS, REM, GLS

Not significant

5 Peng, Zhang và Li

2007 Trung Quốc

1992-1996

403

OLS

6 Khaled Elsayed

2007 Ai Cập

2000 - 2004 92

OLS, LAV

Not significant/ +*

7 Faleye

2007 Mỹ

1990-1994

1,883

OLS

8 Johnny Jermias

2008 Mỹ

1997-2004

1334

OLS, REM

9 Jackling và Johl

2009 Ấn Độ

2005-2006

180

3SLS

Not significant Not significant

Mike W. Peng và cộng sự

2010 Trung Quốc

2004-2005

300

OLS

-*/ +*

và

Ramdani Witteloostuijn

Indonesia, Malaysia, Hàn Quốc và Thái Lan 2001-2002

2010

313

Quantile Regression

+*/ +

và

Amaral-Baptista các cộng sự

2011 Brazil

2008

121

OLS

13 Gill và Mathur

2011 Canada

2008-2010

OLS

14 Md. Abdur Rouf

2011 Bangladesh

2006

OLS

15 Chaghadari

2011 Malaysia

2007

OLS

16 Wellalage và Locke

2011 Sri Lanka

2006-2010

199

GMM

+*/ +

+*/ -*

Chan Kaixian và cộng sự

2012 Malaysia

2010

205

ANOVA

Not significant

Blanca Arosa và cộng sự

2012 Tây Ban Nha

2006

307

OLS

Not significant

19 Phạm Quốc Việt

2012 Việt Nam

2006-2008

133

ANOVA

II. Biến quy mô Hội đồng quản trị (BOARD):

1 Anthony and Biekpe

2005 Ghana

1990-2001

OLS, REM, GLS

2 Yermach

1996 Mỹ

1984-1991

452

OLS

3 Y.T.Mak và Kusnadi

2005 Singapore+ Malaysia

1999-2000

550

OLS

4 Ajay Kumar Garg

2007 Ấn Độ

1997-2003

164

OLS

5 Faleye

2007 Mỹ

1990-1994

1,883

OLS

6 Bennedsen

2008 Đan Mạch

1999

7,000

OLS, IV

FEM,

7 Paul M. Guest

2009 Anh

1981-2002

2,746

OLS, GMM

+*/ Not significant/ -*

8 Jackling và Johl

2009 Ấn Độ

2005-2006

180

3SLS

9 Mark A. Bliss

2011 Úc

2009

950

OLS

10 Gill và Mathur

2011 Canada

2008-2010

OLS

11 Md. Abdur Rouf

2011 Bangladesh

2006

OLS

Not significant

12 Chaghadari

2011 Malaysia

2007

OLS

Not significant

13 Wellalage và Locke

2011 Sri Lanka

2006-2010

199

GMM

-*/ +

-/+

2012 Malaysia

2010

205

ANOVA

Not significant

Chan Kaixian và cộng sự

Blanca Arosa và cộng sự

2012 Tây Ban Nha

2006

307

OLS

16 Peng Wang

2013 Trung Quốc

2000-2009

OLS

III. Biến tỷ lệ sở hữu Hội đồng quản trị (INSIDE):

1 Faleye

2007 Mỹ

1990-1994

1,883

+*/ -*

2 Johnny Jermias

2008 Mỹ

1997-2004

1334

OLS, REM

Not significant

3 Chaghadari

2011 Malaysia

2007

OLS

Not significant

4 Wellalage và Locke

2011 Sri Lanka

2006-2010

199

GMM

+*/ +*

-/ -*

2011 Việt Nam

2006-2009

126

OLS

+*/ -*

Trần Minh Trí, Dương Như Hùng

IV. Biến tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị độc lập (NONE):

1 Anthony and Biekpe

2005 Ghana

1990-2001

OLS, REM, GLS Not significant Not significant

2 Berkmana và cộng sự

2005 Ấn Độ

2001-2003

898

OLS

3 Ajay Kumar Garg

2007 Ấn Độ

1997-2003

164

OLS

4 Faleye

2007 Mỹ

1990-1994

1,883

5 Johnny Jermias

2008 Mỹ

1997-2004

1334

OLS, REM

6 Jackling và Johl

2009 Ấn Độ

2005-2006

180

3SLS

7 Ramdani

and

2010

Indonesia, Malaysia, 2001-2002

313

Quantile

+*/+

Witteloostuijn

Hàn Quốc và Thái Lan

Regression

8 Md. Abdur Rouf

2011 Bangladesh

2006

OLS

Not significant

9 Chaghadari

2011 Malaysia

2007

OLS

Not significant

10 Wellalage và Locke

2011 Sri Lanka

2006-2010

199

GMM

+*/ -*

+*/ +

11 Kumar và J. P. Singh

2012 Ấn Độ

2008

157

OLS

Chan Kaixian và cộng sự

2012 Malaysia

2010

205

ANOVA

Blanca Arosa và cộng sự

2012 Tây Ban Nha

2006

307

OLS

V. Biến hình thức sở hữu cá nhân hay tổ chức (OWNER):

1 Wellalage và Locke

2011 Sri Lanka

2006-2010

199

GMM

+/ +*

+/ -

Nguồn:Tác giả tổng hợp.

Chú thích: +: mối quan hệ cùng chiều giữa biến độc và biến phụ thuộc; - : mối quan hệ ngược chiều giữa biến độc và biến

phụ thuộc; *: có ý nghĩa thống kê; Not significant: không có ý nghĩa thống kê.

3. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu:

3.1. Mẫu nghiên cứu:

Để đảm bảo kính thước và tính đại diện của mẫu đối với đối tượng khảo sát trong việc

lựa chọn nguồn dữ liệu nghiên cứu, Tác giả sử dụng các công ty niêm yết trên Sở Giao

dịch Chứng khoán Thành Phố Hồ Chí Minh (HOSE). Tính đến thời điểm lấy mẫu

nghiên cứu, tháng 10 năm 2013, có 309 công ty niêm yết trên HOSE. Tuy nhiên số

lượng công ty có thời gian niêm yết đủ 5 năm từ năm 2008 đến năm 2012 và vẫn còn

giao dịch trên HOSE đến tháng 10 năm 2013 là 136 công ty. Tác giả tiếp tục loại 14

công ty hoạt động trong lĩnh vực tài chính. Mẫu cuối cùng của Tác giả là 122 công ty

niêm yết trên sàn chứng khoán HOSE trong thời gian 5 năm từ năm 2008 đến năm

2012 với 610 số quan sát.

Dữ liệu nghiên cứu cần thiết phục vụ cho việc kiểm định là dữ liệu thứ cấp được Tác

giả thu thập từ Bản cáo bạch, Báo cáo thường niên, Báo cáo tài chính được kiểm toán

và thông tin thị trường của các công ty được đăng trên website của Sở giao dịch chứng

khoán Thành Phố Hồ Chí Minh http://www.hsx.vn/. Bản cáo bạch cung cấp các thông

tin chi tiết về năm thành lập, tình hình hoạt động của công ty, cấu trúc sở hữu, thông

tin về Hội đồng quản trị, ban giám đốc, kế hoạch kinh doanh. Báo cáo thường niên là

văn bản mà các công ty gửi cho các bên liên quan như cổ đông, nhà cung cấp, nhà tài

trợ, khách hàng... theo định kỳ hàng năm. Báo cáo thường niên cung cấp cho Tác giả

các thông tin về Hội đồng quản trị như: quy mô Hội đồng quản trị, số lượng thành viên

Hội đồng quản trị không điều hành, có hay không sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành

của Chủ tịch Hội đồng quản trị, số cổ phiếu đang lưu hành Hội đồng quản trị đang nắm

giữ, hình thức sở hữu,.. trong từng năm tài chính theo định kỳ hằng năm. Đối với báo

cáo tài chính được sử dụng để thu thập dữ liệu là báo cáo tài chính đã được kiểm toán,

các thông tin Tác giả thu thập được từ báo cáo này: tổng tài sản, nguồn vốn chủ sở hữu,

nợ phải trả được thu thập tử Bảng cân đối kế toán, doanh thu được thu thập từ Báo cáo

hoạt động kinh doanh, số lượng cổ phiếu phổ thông đang lưu hành được thu thập từ

Thuyết minh báo cáo tài chính. Các dữ liệu thị trường như giá cổ phiếu của công ty tại

một thời điểm cũng được công bố rõ ràng trên website này.

3.2. Mô tả các biến:

3.2.1. Biến phụ thuộc:

Bài nghiên cứu nói về ảnh hưởng của quản trị công ty đến hiệu quả tài chính và chi phí

đại diện của của công ty.

Biến TQ = Tobin’s Q (firm value - Q): Giá trị thị trường của công ty.

Hiệu quả tài chính trong các nghiên cứu khoa học thường được đo lường thông qua các

tiếp cận sau: Thứ nhất là tiếp cận từ thị trường: xem hiệu quả tài chính là tỷ suất lợi

nhuận trên vốn đầu tư (ROI) vào cổ phiếu của công ty đang xem xét; Thứ hai là tiếp

cận từ thông tin do công ty cung cấp chủ yếu là từ báo cáo tài chính: những chỉ tiêu đo

lường hiệu quả tài chính chủ yếu theo cách tiếp cận này là các tỷ suất lợi nhuận như tỷ

suất lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA), tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE);

Và cuối cùng là tiếp cận kết hợp cả hai khía cạnh thị trường và công ty, các nhà nghiên

cứu thường sử dụng chỉ tiêu Tobin’s Q hoặc tỷ số thị giá/giá sổ sách (PBV – price to

book value ratio). Như vậy, hiệu quả hoạt động của công ty cổ phần được đo lường

bằng nhiều chỉ tiêu khác nhau, tùy thuộc vào đối tượng khảo sát và nguồn dữ liệu.

Trong nghiên cứu này Tác giả sử dụng Tobin’s Q là giá trị thị trường của công ty như

là biến phụ thuộc đại diện cho hiệu quả tài chính của công ty. Tobin’s cũng được sử

dụng trong nhiều nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa quản trị công ty và hiệu

quả tài chính của công ty như Agrawal và Knoeber (1996); Claessens và cộng sự

(1997), Elsayed (2007), Wellalage và Locke (2011),… Trong các nghiên cứu

McConnell và Servaes (1990) and McKnight và Weir (2008), Wellalage và Locke năm

(2011) Tobin’s Q được đo lường bằng (giá trị thị trường của vốn cổ phần + tổng nợ)/

giá trị sổ sách của tổng tài sản. Trong đó, giá trị thị trường của vốn cổ phần được tính

bằng cách lấy tổng số cổ phiếu lưu hành nhân cho giá đóng cửa vào ngày làm việc cuối

cùng của từng năm tài chính. Tổng nợ và giá trị sổ sách của Tổng tài sản được lấy trên

bảng cân đối kế toán theo từng năm tài chính.

Biến ASSETS: Hiệu suất sử dụng tài sản.

Để đo lường chi phí đại diện của công ty, Tác giả sử dụng các đo lường trong nghiên

cứu của Ang, Cole và Lin (2000), Wellalage và Locke năm (2011). Các nghiên cứu này

đã sử dụng chỉ số hiệu suất sử dụng tài sản, được tính bằng cách lấy tổng doanh thu lấy

từ báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh chia tổng tài sản của công ty lấy từ bảng cân

đối kế toán. Tỷ lệ này cho thấy hiệu quả của ban quản lý (gồm ban giám đốc và kế toán

trưởng) của công ty trong việc khai thác và sử dụng tài sản. Một công ty kiểm soát tốt

chi phí đại diện thì hiệu suất sử dụng tài sản sẽ cao. Do đó tỷ lệ này tỷ lệ nghịch với chi

phí đại diện.

ASSETS = Tổng doanh thu/ Tổng tài sản

3.2.2. Biến độc lập:

Biến độc lập chính trong nghiên cứu này là biến cấu trúc lãnh đạo của Hội đồng quản

trị và được đo lường bằng biến kiêm nhiệm Giám đốc điều hành của Chủ tịch Hội đồng

quản trị (CEO). Ngoài ra, các biến quản trị công ty cũng được sử dụng trong nghiên

cứu này bao gồm: Quy mô Hội đồng quản trị (BOAD); tỷ lệ sở hữu của Hội đồng quản

trị (INSIDE); tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị không điều hành (NONE); hình thức

sở hữu (OWNER).

Biến CEO: Sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành của Chủ tịch Hội đồng quản trị.

Đây là một biến giả được định nghĩa: CEO = 1 khi có kiêm nhiệm; CEO = 0 khi không

có kiêm nhiệm, Faleye (2007), Gill và Mathur (2011), Chaghadari (2011). Sự kiêm

nhiệm Giám đốc điều hành xảy ra khi một Chủ tịch Hội đồng quản trị đảm nhận thêm

công việc của vị trí Giám đốc điều hành. Theo lý thuyết đại diện, vai trò của Chủ tịch

Hội đồng quản trị và Giám đốc điều hành giao cho một cá nhân sẽ làm tăng thêm mâu

thuẫn đại diện. Ngược lại theo lý thuyết quản lý thì ủng hộ sự kiêm nhiệm giữa hai vai

trò này vì nó dễ dàng ra quyết định nhanh chóng, có thể giảm chi phí đại diện và cải

thiện mối quan hệ bất đồng giữa Hội đồng quản trị và ban quản trị công ty.

Biến BOARD: Quy mô của Hội đồng quản trị.

Quy mô Hội đồng quản trị chính là tổng số thành viên trong Hội đồng quản trị, Mak &

Kusnadi (2005), Gill và Mathur (2011), Peng Wang (2013).

Kusnadi (2005), Afzalur Rashid (2009) và nhiều Tác giả khác: thu thập biến quy mô

Hội đồng quản trị bằng cách lấy logarith tự nhiên của tổng số thành viên Hội đồng

quản trị khi đưa dữ liệu vào hồi quy. Ajay Kumar Garg (2007) sử dụng biến quy mô

Hội đồng quản trị tạo ra 4 biến giả dựa trên tổng số thành viên trong Hội đồng quản trị

(Biến giả 1 bằng 1 nếu công ty có từ 3-6 thành viên, bằng 0 nếu khác 3-6 thành viên;

Biến giả 2 = 1 nếu công ty có từ 7-9 thành viên, bằng 0 nếu khác 7-9 thành viên; Biến

giả 3 = 1 nếu công ty có từ 10-12 thành viên, bằng 0 nếu khác 10-12 thành viên; Biến

giả 4 = 1 nếu công ty có hơn 12 thành viên, bằng 0 nếu nhỏ hơn hoặc bằng 12 thành

viên). Wellalage và Locke (2011) thì sử dụng số lượng thành viên Hội đồng quản trị

làm biến sử dụng trong mô hình.

Trong bài nghiên cứu này, Tác giả thu thập biến quy mô Hội đồng quản trị bằng cách

lấy tổng số thành viên trong Hội đồng quản trị dựa trên nghiên cứu của Wellalage và

Locke (2011).

Biến INSIDE: Tỷ lệ sở hữu của Hội đồng quản trị.

Tỷ lệ sở hữu của Hội đồng quản trị là phần trăm số cổ phiếu lưu hành của Hội đồng

quản trị so với tổng số cổ phiếu phổ thông đang lưu hành, Chaghadari (2011),

Wellalage và Locke (2011). Biến INSIDE được đo lường bằng tổng số cổ phiếu phổ

thông đang lưu hành của các thành viên Hội đồng quản trị đang sở hữu được lấy từ báo

cáo thường niên chia cho tổng số cổ phiếu phổ thông đang lưu hành của công ty được

lấy ở phần thuyết minh vốn chủ sở hữu trong thuyết minh báo cáo tài chính.

INSIDE = tổng số cổ phiếu phổ thông đang lưu hành của các thành viên Hội đồng quản

trị / tổng số cổ phiếu phổ thông đang lưu hành của công ty.

Biến NONE: Tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị không điều hành.

Ajay Kumar Garg (2011) chia thành viên Hội đồng quản trị của công ty thành bốn loại,

cụ thể: thành viên Hội đồng quản trị điều hành (bên trong), thành viên Hội đồng quản

trị độc lập (bên ngoài), thành viên Hội đồng quản trị không điều hành nhưng không độc

lập, và thành viên Hội đồng quản trị với tư cách là đại diện của một tổ chức. Theo

Chaghadari (2011) thì tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị không điều hành là phần trăm

thành viên Hội đồng quản trị độc lập không tham gia điều hành và được đo bằng số

lượng thành viên Hội đồng quản trị bên ngoài công ty chia cho tổng số thành viên Hội

đồng quản trị.

Tác giả đo lường biến NONE theo nghiên cứu của Wellalage và Locke (2011), biến tỷ

lệ thành viên Hội đồng quản trị không điều hành được định nghĩa trong nghiên cứu này

là phần trăm thành viên Hội đồng quản trị không tham gia điều hành. Theo khoản 2,

điều 2 thông tư 121/2012/TT-BTC “Quy định về quản trị công ty áp dụng cho các công

ty đại chúng” thì thành viên Hội đồng quản trị không điều hành là thành viên Hội đồng

quản trị không phải là Giám đốc (Tổng giám đốc), Phó giám đốc (Phó tổng giám đốc),

kế toán trưởng và những cán bộ quản lý khác được Hội đồng quản trị bổ nhiệm. Tác

giả lấy biến này dựa vào báo cáo thường niên của các công ty.

NONE = số thành viên Hội đồng quản trị bên ngoài/ BOARD

Biến OWNER: Hình thức sở hữu.

Đây là một biến giả được Wellalage và Locke (2011) định nghĩa: OWNER = 1 nếu

hình thức sở hữu là sở hữu tổ chức, OWNER = 0 nếu hình thức sở hữu không phải là

sở hữu tổ chức. Biến này được đo lường bằng cách: nếu sở hữu tổ chức trên 50% thì

được gán giá trị 1, ngược lại là 0.

3.2.3. Biến kiểm soát:

Biến LNSIZE: Quy mô công ty.

Biến quy mô công ty được đo lường bằng cách lấy logarit tự nhiên của tổng tài sản trên

bảng cân đối kế toán cuối năm tài chính của công ty.

LNSIZE = Ln(Tổng tài sản trên bảng cân đối kế toán)

Biến LNAGE: Tuổi của công ty hay số năm hoạt động của công ty.

Biến số năm hoạt động của công ty được đo lường bằng cách lấy logarit tự nhiên của

số năm hoạt động tính đến năm lấy số liệu.

LNAGE = Ln(năm lấy báo cáo – năm thành lập + 1)

Biến DEBT: Tỷ số đòn bẩy nợ trên tài sản.

Tỷ số nợ trên tổng tài sản được được tính bằng cách lấy tổng nợ (tức là gồm cả nợ ngắn

hạn lẫn nợ dài hạn) của công ty tại thời điểm cuối năm tài chính của năm lấy số liệu

chia cho giá trị tổng tài sản trong cùng kỳ. Các số liệu này được lấy từ bảng cân đối kế

toán của công ty.

3.3. Mô hình nghiên cứu:

Mục đích của đa số các nghiên cứu thực nghiệm trong kinh tế là muốn biết sự tác động

của một hay nhiều biến giải thích Xi (i=1,…,k) lên biến phụ thuộc Y như thế nào ở cả

chiều hướng lẫn độ lớn. Trả lời câu hỏi này đòi hỏi chúng ta phải kiểm soát các biến

nhiễu ở cả các biến quan sát được lẫn các biến không quan sát được khi thu thập mẫu

và xử lý số liệu để có được kết quả ước lượng không chệch tác động của X lên Y. Đối

với các biến nhiễu quan sát được, chúng ta có thể sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính

đa biến cổ điển. Đối với các biến nhiễu không quan sát được, Tác giả sử dụng các mô

hình ước lượng hồi quy trong dữ liệu bảng được chạy trên phần mềm STATA11 để

đánh giá tác động lẫn nhau giữa các biến theo thời gian và không gian.

Dữ liệu bảng là sự kết hợp của dữ liệu chéo và chuỗi thời gian. Dữ liệu bảng còn được

gọi bằng các tên khác như là dữ liệu gộp chung (gộp chung các quan sát chéo và chuỗi

thời gian). Để thu thập dữ liệu bảng, chúng ta phải thu thập nhiều đối tượng giống nhau

trong cùng một hoặc nhiều thời điểm. Mô hình dữ liệu bảng hữu ích vì những lý do

sau: Nghiên cứu được sự khác biệt giữa các đơn vị chéo mà trước đây chúng ta hay sử

dụng biến giả (Dummy). Nâng cao được số quan sát của mẫu và phần nào khắc phục

được hiện tượng đa cộng tuyến. Chứa đựng nhiều thông tin hơn các dữ liệu khác.

Nghiên cứu được động thái thay đổi của các đơn vị chéo theo thời gian.

Các mô hình hồi quy dữ liệu bảng được thực hiện gồm Pooled OLS model – mô hình

hồi quy gộp, Fixed effect model (FEM)- mô hình tác động cố định, Random effect

model (REM) – mô hình tác động ngẫu nhiên và Generalized method of moments

(GMM) – mô hình mô men tổng quát.

3.3.1. Mô hình hồi quy gộp (Pooled OLS):

Mô hình gộp Pooled OLS là mô hình được hồi quy bằng cách sử dụng tất cả dữ liệu

xếp chồng không phân biệt từng đối tượng, đơn vị chéo. Các thể trong bài nghiên cứu

này là công ty. Tức là mô hình này sử dụng dữ liệu như một phân tích OLS bình

thường. Với từng đối tượng, mỗi sai số là ảnh hưởng của yếu tố không quan sát được

và không thay đổi theo thời gian và đặc trưng cho mỗi đối tượng. Do đó mô hình này

có thể bỏ qua những khác biệt giữa các đối tượng, giữa các thời gian quan sát. Mô hình

(1) có dạng

TQit = α + β1 CEOit +β2 BOARDit +β3INSIDEit +β4 NONEit +β5OWNERit + β6LNSIZEit

+ β7LNAGEit + β8DEBTit +µit (1)

ASSETSit = α + β1 CEOit +β2 BOARDit +β3INSIDEit +β4 NONEit +β5OWNERit +

β6LNSIZEit + β7LNAGEit + β8DEBTit +µit (2)

Trong đó:

α, β1, β2, β3, β4, β5, β6, β7, β8: Hằng số không thay đổi theo i hay t, là hệ số hồi

quy thể hiện mối tương quan giữa các nhân tố quản trị công ty đến giá trị doanh

nghiệp và chi phí đại diện công ty.

µit: Sai số của phương trình bao gồm sai số do ảnh hưởng của yếu tố không quan

sát được, do đặc trưng của đối tượng và những thay đổi theo thời gian.

3.3.2. Mô hình tác động cố định (Fixed effect model –FEM):

Mô hình hồi quy tác động cố định được viết dưới dạng:

TQit = αi + β1 CEOit +β2 BOARDit +β3INSIDEit +β4 NONEit +β5OWNERit +

β6LNSIZEit + β7LNAGEit + β8DEBTit +εit (3)

ASSETSit = αi + β1 CEOit +β2 BOARDit +β3INSIDEit +β4 NONEit +β5OWNERit +

β6LNSIZEit + β7LNAGEit + β8DEBTit + εit (4)

Trong đó:

βk là ma trận cột thể hiện hệ số gốc chung không thay đổi cho tất cả các đối

tượng trong mẫu.

μit = αi + εit. Sai số của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển được tách làm hai

thành phần. Thành phần αi đại diện cho các yếu tố không quan sát được khác

nhau giữa các đối tượng nhưng không thay đổi theo thời gian. Thành phần εit

đại diện cho những yếu tố không quan sát được khác nhau giữa các đối tượng và

thay đổi theo thời gian.

3.3.3. Mô hình tác động ngẫu nhiên (Random effect model – REM):

Mô hình tác động ngẫu nhiên được viết dưới dạng:

TQit = α + β1 CEOit +β2 BOARDit +β3INSIDEit +β4 NONEit +β5OWNERit + β6LNSIZEit

+ β7LNAGEit + β8DEBTit + ωi +εit (5)

ASSETSit = α + β1 CEOit +β2 BOARDit +β3INSIDEit +β4 NONEit +β5OWNERit +

β6LNSIZEit + β7LNAGEit + β8DEBTit + ωi +εit (6)

Trong đó:

βk là ma trận cột thể hiện hệ số gốc chung không thay đổi cho tất cả các đối

tượng trong mẫu.

αi = α + ωi. Thành phần αi đại diện cho các yếu tố không quan sát được khác

nhau giữa các đối tượng nhưng không thay đổi theo thời gian lại được phân chia

làm hai thành phần: Thành phần bất định α, Thành phần ngẫu nhiên ωi.

Giả định rằng, ωi cho mỗi đối tượng được rút ra từ một phân phối xác suất độc lập với

giá trị trung bình bằng 0 và phương sai không đổi, đó là, E(ωi) = 0 Var(ωi) = sω

Cov(ωi,ωs) = 0. N biến ngẫu nhiên ωi được gọi tác động ngẫu nhiên (random effects).

Mô hình tác động ngẫu nhiên có thể được viết lại:

TQit = α + β1 CEOit +β2 BOARDit +β3INSIDEit +β4 NONEit +β5OWNERit + β6LNSIZEit

+ β7LNAGEit + β8DEBTit +vit (7)

ASSETSit = α + β1 CEOit +β2 BOARDit +β3INSIDEit +β4 NONEit +β5OWNERit +

β6LNSIZEit + β7LNAGEit + β8DEBTit +vit (8)

Trong đó vit = ωi + εit. Một giả định quan trọng trong mô hình tác động ngẫu nhiên là

thành phần sai số μit không tương quan với bất kì biến giải thích nào trong mô hình.

3.3.4. Kiểm tra phương sai thay đổi, tự tương quan cho phần dư và cách khắc

phục:

Do dữ liệu bảng là tập hợp của nhiều đối tượng nên dễ xảy ra hiện tượng phương sai

thay đổi. Trong bài nghiên cứu, Tác giả sử dụng Wald test để kiểm tra phương sai thay

đổi. Khi phương sai thay đổi thì ước lượng sẽ không còn hiệu quả, kiểm định hệ số hồi

quy không còn đáng tin cậy.

Dữ liệu chuỗi thời gian thường tự tương quan. Trong bài nghiên cứu, Tác giả sử dụng

Lagrange-Multipliers test để kiểm định tương quan chuỗi. Tương tự phương sai thay

đổi, tự tương quan cũng làm ước lượng không hiệu quả, và kiểm định hệ số hồi quy

không còn đáng tin cậy.

Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan bằng phương pháp ước

lượng bình phương nhỏ nhất tổng quát (General Least Square) để khắc phục phương

sai thay đổi, tự tương quan trên dữ liệu bảng.

3.3.5. Kiểm tra nội sinh và cách khắc phục:

Một trong những vấn đề tranh luận trong nghiên cứu gần đây về tác động của quản trị

công ty đến giá trị doanh nghiệp và chi phí đại diện là liệu số thành viên Hội đồng quản

trị và đòn bẩy được xác định nội sinh. Wen và cộng sự (2002) ủng hộ quan điểm số

lượng thành viên Hội đồng quản trị nội sinh khi chỉ ra rằng thành phần Hội đồng quản

trị có một khả năng nội sinh được xác định, một số các biến kiểm soát và hoạt động tài

chính công ty có thể được xác định nội sinh đồng thời. Biến nội sinh là những biến có

sự tương quan với phần dư. Ở góc độ kinh tế lượng, sự xuất hiện biến nội sinh sẽ dẫn

đến các trường hợp như bỏ biến, sai số trong biến, hoặc được xác định đồng thời qua

các biến giải thích khác. Trong các trường hợp này, OLS không còn phù hợp với những

thông số ước lượng tin cậy. Do vậy, để giải quyết các vấn đề này, Lars Peter Hansen

(1982) đã phát triển đưa thêm biến công cụ là biến có quan hệ chặt với biến độc lập,

phụ thuộc trong mô hình cũ nhưng không có quan hệ với phần dư. Để ước lượng mô

hình với biến công cụ, người ta dùng nhiều kỹ thuật để xử lý phụ thuộc vào chính mô

hình chúng ta định ước lượng, các kỹ thuật ước lượng phổ biến là: ước lượng hồi quy

hai giai đoạn (two-stage least squares-2SLS), và ước lượng mô men tổng quát

Generalized method of moments (GMM),… việc xác định kỹ thuật ước lượng nào dựa

vào số biến nội sinh và biến công cụ mà chúng ta có được. Phương pháp ước lượng

2SLS hay còn được gọi là ước lượng biến công cụ ảnh hưởng cố định, sử dụng các một

hay nhiều biến ngoại sinh quan sát được tức biến công cụ có ảnh hưởng đến biến độc

lập nhưng không ảnh hưởng đến kết quả hồi quy nếu tham gia vào làm biến độc lập.

Tuy nhiên phân tích giai đoạn đầu của hồi quy 2SLS thường chỉ ra các biến công cụ là

yếu và kết quả ước lượng sẽ bị chệch và không đáng tin cậy tương tự trong cách ước

lượng OLS. Ước lượng GMM được giới thiệu bởi Holtz-Eakin, Newey và Rosen

(1988); Arellano và Bond (1991), và được phát triển bởi Arellano và Bover (1995),

Blondell và Bond (1998). Sai phân bậc một loại bỏ hiện tượng bỏ sót biến chéo không

quan sát được. Kiểm định sai phân bậc một thu được thông qua GMM bằng cách sử

dụng giá trị độ trể của biến giải thích như là công cụ cho các biến giải thích.

Kiểm định Durbin-Wu-Hausman (DWH) được sử dụng để kiểm tra hiện tượng nội sinh

của giá trị doanh nghiệp và cấu trúc chi phí đại diện và một số biến khác. DWH được

Davidson và MacKinnon (1993) đề xuất bằng cách hình thành biến phần dư trong mô

hình hồi quy biến nghi ngờ nội sinh với các biến chọn làm biến công cụ. Sau đó đưa

biến phần dư như một biến độc lập ngoại sinh vào mô hình hồi quy ban đầu. Nếu biến

phần dư có ý nghĩa thống kê thì biến nghi ngờ nội sinh được xác nhận. Nếu kết quả của

kiểm định DWH cho nội sinh là có ý nghĩa, thì mô hình ước lượng GMM được áp

dụng để khắc phục vấn đề này.

3.4. Các bước kiểm định thực nghiệm:

Sử dụng phần mềm STATA 11 để phân tích và xử lý các mô hình trong dữ liệu bảng.

Theo trình tự như sau:

Bước 1: Thống kê mô tả nhằm cung cấp bảng tổng hợp mô tả số liệu của các biến.

Bước 2: Phân tích sự tương quan giữa các biến độc lập.

Bước 3: Phân tích hồi quy tuyến tính cho biết mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến

độc lập. Xử lý bằng cách chạy hồi quy tuyến tính với mô hình gộp (Pooled Model), mô

hình ảnh hưởng cố định (Fixed Effect Model) và mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên

(Random Effect Model) trên dữ liệu bảng.

Bước 4: Kiểm tra phương sai thay đổi, tự tương quan cho dữ liệu. Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan bằng phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất tổng quát (General Least Square) để khắc phục tự tương quan.

Bước 5: Kiểm tra nội sinh cho các biến của mô hình bằng kiểm định Durbin-Wu- Hausman (DWH).

Bước 6: Ước lượng dữ liệu bảng với biến công cụ bằng cách sử dụng ước lượng

Arellano – Bond system GMM.

3.5. Giả thuyết nghiên cứu:

Từ kết quả thực nghiệm của các nghiên cứu trước đây đã được nêu ra trong phần 2 và

được tóm tắt ở bảng 2.1. Trong đó, ảnh hưởng của nhân tố sự kiêm nhiệm Giám đốc

điều hành đến giá trị thị trường và chi phí đại diện của công ty cho nhiều kết quả trái

ngược nhau ở những quốc gia khác nhau: tương quang dương, tương quan âm, không

có ý nghĩa thống kê. Vì thế trong nghiên cứu của mình, Tác giả đưa hai giả thuyết sau:

Giả thuyết 1: Với H0 là không có mối tương quan giữa sự kiêm nhiệm của Giám đốc điều hành với giá trị thị trường công ty Việt Nam.

Giả thuyết 2: Với H0 là không có mối tương quan giữa sự kiêm nhiệm của Giám đốc

điều hành với chi phí đại diện công ty Việt Nam.

4. Kết quả nghiên cứu:

Trong phần này, Tác giả sẽ trình bày các kết quả phân tích từ việc tiến hành phân tích

theo các bước trong phần phương pháp nghiên cứu:

4.1. Thống kê mô tả các biến:

Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến trong mô hình.

Biến Quan sát Mean Sd Min Max Kurtosis Skewness

TQ 610 0.997 0.443 0.186 3.937 11.184 2.277

ASSETS 610 1.419 1.430 0.030 10.567 13.142 2.771

610 0.393 0.489 0 1.000 1.190 0.436 CEO

610 5.874 1.250 4.000 11.000 4.926 1.411 BOARD

610 0.119 0.161 0.000 0.834 5.944 1.848 INSIDE

610 0.446 0.215 1.000 2.646 0.163 0 NONE

0 OWNER 610 0.569 0.496 1.000 1.077 (0.278)

610 11.967 0.485 11.024 13.744 3.395 0.689 LNSIZE

610 2.008 0.409 0.693 2.890 3.419 (0.764) LNAGE

610 0.479 0.216 0.031 0.878 1.880 (0.146) DEBT

Nguồn:Tác giả tổng hợp dựa trên kết quả xử lý dữ liệu trên Stata11.

Thống kê mô tả cho thấy dữ liệu của Tác giả gồm 610 quan sát từ việc lấy số liệu của

122 công ty trong 5 năm trên HOSE với 2 biến phụ thuộc, 5 biến độc lập và 3 biến

kiểm soát đã được giới thiệu trong phần mô tả các biến.

Tỷ số trung bình của giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (TQ: Tobin’s Q) của các công

ty Việt Nam năm 2008-2012 là 99.7% cho thấy giá trị thị trường của công ty đang thấp

hơn giá trị sổ sách tổng tài sản của công ty. Tỷ số thấp nhất là 18,6% ở mã chứng

khoán TYA năm 2012 và cao nhất là 393% VNM năm 2012. Tỷ số này trung bình ở

Canada từ 2008-2010 trong nghiên cứu của Gill và Mathur (2011) là 148%, thấp nhất

là 64%, cao nhất 546%. Còn ở Sri Lanka trong nghiên cứu Wellalage và Locke (2011),

tỷ số này trung bình từ năm 2006-2010 là 95,4% với độ lệch chuẩn 41% ở công ty con

của công ty đa quốc gia và 100.3% với độ lệch chuẩn 0.094 ở các công ty nội địa.

Hiệu suất sử dụng tài sản (ASSETS) trung bình ở các công ty Việt Nam là 142%, thấp

nhất là 3% ở mã KBC năm 2012 và cao nhất 1056,7% ở mã COM năm 2011. Còn ở

Ấn Độ trung bình năm 1997-2003 trong nghiên cứu của Ajay Kumar Garg (2007) là

94.7%. Ở Sri Lanka trong nghiên cứu Wellalage và Locke (2011) là 96.2% ở công ty

con của công ty đa quốc gia và 77.1% ở các công ty nội địa.

Theo khoản 3, điều 10, Thông tư 121/2012/TT-BTC ngày 26/7/2012 Quy định về quản

trị công ty áp dụng cho các công ty đại chúng thì Chủ tịch Hội đồng quản trị không

được kiêm nhiệm chức danh Giám đốc (Tổng giám đốc) điều hành trừ khi việc kiêm

nhiệm này được phê chuẩn hàng năm tại Đại hội đồng cổ đông thường niên. Chính vì

thế, 39.3% các công ty trong mẫu nghiên cứu tại Việt Nam có Chủ tịch Hội đồng quản

trị kiêm nhiệm Giám đốc điều hành (CEO), còn lại 61.7% là các công ty không có Chủ

tịch Hội đồng quản trị kiêm nhiệm Giám đốc điều hành. Chan Kaixian và cộng sự

(2012) nghiên cứu tại Malaysian cho thấy 87% là có kiêm nhiệm, còn lại 13% là không

có kiêm nhiệm. Faleye (2007) nghiên cứu tại Mỹ năm 1990-1994 cho thấy 78% là có

kiêm nhiệm, còn lại 22% là không có kiêm nhiệm. Hiện nay, đa số các công ty niêm

yết tại Anh cũng như các công ty niêm yết trong khu vực EU đều có trên 80% công ty

không có kiêm nhiệm Giám đốc điều hành.

Quy mô trung bình của Hội đồng quản trị (BOARD) ở mỗi nước sẽ có sự khác biệt về

số lượng chẳng hạn như: Faleye (2007), Cheng (2008) thì quy mô trung bình của Hội

đồng quản trị tại Mỹ là 9 thành viên; Peng Wang (2013) thì quy mô trung bình của Hội

đồng quản trị tại Trung Quốc là 12 thành viên; Gill và Mathur (2011) ở Canada là 7.5

thành viên; Hanoku Bathula (2008) cho thấy quy mô Hội đồng quản trị tại New

Zealand cũng chỉ có 6 thành viên. Còn theo nghiên cứu của Tác giả ở Việt Nam chỉ

khoảng 6 thành viên (mean =5.874).

Về mặt pháp lý tại Việt Nam, theo khoản 1, điều 30, thông tư 121/2012TT-BTC về

quản trị Công ty đại chúng thì số lượng thành viên Hội đồng quản trị của các công ty

đại chúng có quy mô lớn và công ty niêm yết phải có ít nhất là năm (05) thành viên Hội

đồng quản trị và tối đa mười một (11) thành viên Hội đồng quản trị. Biểu đồ 4.1 cho

thấy có trên 57.7% công ty trong mẫu nghiên cứu có quy mô Hội đồng quản trị là 5

thành viên- theo số lượng tối thiểu theo quy định. 24.6% công ty có quy mô Hội đồng

quản trị là 7 thành viên Cao nhất là 11 thành viên và thấp nhất là 4 thành viên. Xem xét

các công ty có 4 thành viên Hội đồng quản trị trong Hội đồng quản trị trong mẫu

nghiên cứu thì chỉ có 4 công ty và số lượng 4 thành viên là ở các năm trước 2012 tức

trước khi có thông tư này và đã tăng số lượng lên theo quy định. Jensen (1993) đề xuất

quy mô Hội đồng quản trị tốt nhất là 7-8 thành viên; Ajay Kumar Garg (2007) đề xuất

quy mô Hội đồng quản trị tối đa là 6 thành viên; Paul M. Guest (2009) đề xuất số

lượng quy mô Hội đồng quản trị tốt nhất là dưới 9 thành viên.

1.15%

0.82%

3.11%

0.66%

2.79%

4 Thành viên

5 Thành viên

24.26%

6 Thành viên

7 Thành viên

8 Thành viên

9 Thành viên

57.70%

10 Thành viên

11 Thành viên

9.51%

Biểu đồ 4.1: Tỷ trọng số lượng thành viên Hội đồng quản trị các công ty ở Việt Nam.

Tỷ lệ sở hữu cổ phiếu phổ thông của Hội đồng quản trị(INSIDE) chiếm trung bình

11.9% so với tổng số cổ phiếu phổ thông đang lưu hành trên thị trường. Tỷ lệ sở hữu

thấp nhất là 0.003% ở mã DPM năm 2009 và cao nhất là 83.43% ở mã ST8 năm 2012.

Theo nghiên cứu của Faleye (2007) thì tỷ lệ này là 10.21%. Chaghadari (2011) thì tỷ lệ

này là 14.23%.

Tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị không điều hành (NONE) trung bình chiếm 44.6%

so với tổng quy mô Hội đồng quản trị của các công ty trong mẫu nghiên cứu ở Việt

Nam. Hầu hết các công ty đều tăng số thành viên Hội đồng quản trị lên để chấp hành

đúng quy định của khoản 2, điều 11, thông tư 121/2012TT-BTC là Cơ cấu thành viên

Hội đồng quản trị cần đảm bảo sự cân đối giữa các thành viên kiêm điều hành và các

thành viên không điều hành, trong đó tối thiểu một phần ba (1/3) tổng số thành viên

Hội đồng quản trị phải là thành viên Hội đồng quản trị không điều hành. Faleye (2007)

thì tỷ lệ này là 40%; Chaghadari (2011) là 42.6%.

Có 56.9% công ty có tỷ lệ sở hữu trung bình của tổ chức lớn hơn 50%, 43.1% công ty

có tỷ lệ sở hữu trung bình của cá nhân lớn hơn 50% với độ lệch chuẩn 0.496. Theo

Wellalage và Locke (2011) thì tỷ lệ này ở Sri Lanka là hơn 95% đối với công ty con

của công đa quốc gia và 80% đối với các công ty trong nước. Điều này phù hợp với

Lee (2010), người giải thích rằng, do thị trường chứng khoán chưa phát triển và chưa

thể bảo vệ nhà đầu tư yếu nên nhà đầu tư cá nhân không muốn đầu tư vào thị trường.

Điều này có thể là một lý do tại sao sở hữu tổ chức chiếm ưu thế ở Sri Lanka và Việt

Nam.

4.2. Phân tích mối tương quan giữa các biến:

Bảng 4.2 thể hiện hệ số tương quan Pearson giữa các biến và giá trị p-value. Hệ số

tương quan có giá trị từ -1 đến 1. Trị tuyệt đối của hệ số càng gần 1 thể hiện mối tương

quan càng cao. Giá trị âm thể hiện mối tương quan ngược chiều, ngược lại giá trị

dương thể hiện mối tương quan cùng chiều. Nguyễn Trọng Hoài và cộng sự (2009,

trang 391) hầu hết các nhà nghiên cứu kinh tế lượng cho rằng khi hệ số tương quan

giữa hai biến giải thích nào đó bằng hoặc cao hơn 0.9 thì đó là một dấu hiệu quan trọng

xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả Bảng 4.2 cho thấy mối tương quan giữa các

biến độc lập là khá thấp. Cao nhất là tương quan âm giữa quy mô công ty và hiệu suất

sử dụng tài sản là -0.2961. Do đó cho thấy không tồn tại đa cộng tuyến. Kết quả này

phù hợp với đặc tính của dữ liệu bảng là hạn chế đa cộng tuyến.

Đồng thời Tác giả cũng xem xét mối tương quan giữa các biến độc lập là các biến quản

trị công ty, các biến kiểm soát khác với biến phụ thuộc là giá trị thị trường và hiệu suất

sử dụng tài sản của công ty. Tác giả thấy rằng sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành của

Chủ tịch Hội đồng quản trị (CEO) có tương quan cùng chiều với cả giá trị thị trường

của công ty (TQ) lẫn hiệu suất sử dụng tài sản của công ty (ASSETS) ở mức ý nghĩa

tương ứng 5% và 10%. Biến quy mô Hội đồng quản trị có tương quan âm với cả TQ

lẫn ASSETS nhưng chỉ có ý nghĩa ở mức 1% đối với biến ASSETS. Biến tỷ lệ sở hữu

của Hội đồng quản trị tương quan dương với TQ ở mức ý nghĩa 1%, tương quan âm

với ASSETS ở mức 10%. Biến tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị không điều hành chỉ

có ý nghĩa thống kê ở mức 5% với TQ mắc dù tương quan âm với của 2 biến phụ

thuộc. Hình thức sở hữu (OWNER) có tương quan dương và có ý nghĩa 1% đối với cả

TQ lẫn ASSET. Trong các biến kiểm soát thì có quy mô công ty (LNSIZE) tương quan

dương với TQ, tương quan âm với ASSETS, số năm hoạt động của công ty (LNAGE)

có tương quan âm với TQ.

Bảng 4.2: Ma trận tương quan giữa các biến

Biến TQ ASSETS CEO INSIDE NONE

ASSETS

CEO

BOARD

INSIDE BOARD 1 0.0842** 0.0377

NONE

OWNER 1 0.0572 0.1581 0.1772*** 0.0000 -0.2672*** 0.0000 -0.0713* 0.0784

LNSIZE

LNAGE

DEBT 1 0.1549*** 0.0001 0.0943** 0.0198 -0.0026 0.9489 -0.1117*** 0.0057 -0.088** 0.0297 0.2727*** 0.0000 0.1639*** 0.0000 -0.0987** 0.0147 0.0244 0.5472 1 0.0701* 0.0836 -0.1477*** 0.0003 -0.0784* 0.053 -0.0552 0.1733 0.1500*** 0.0002 -0.2961*** 0.0000 0.0507 0.2115 -0.0278 0.4927 1 -0.0954** -0.1316*** 0.0011 0.0185 -0.0535 -0.4934*** 0.0000 0.1866 -0.03 0.2061*** 0.2184*** 0.0000 0.0000 0.4594 -0.0662 -0.0257 0.1402*** 0.5256 0.1021 0.0005 -0.0009 0.1387*** 0.0445 0.0006 0.9817 0.272 1 0.0384 0.3437 -0.0779* 0.0545 -0.0384 0.3434 -0.0987** 0.0147 OWNER 1 -0.0026 0.9491 -0.0854** 0.0349 -0.0496 0.2214 LNSIZE LNAGE DEBT 1 1 -0.1212*** 0.0027 0.3227*** 0.0000 1 -0.0509 0.2097

Nguồn:Tác giả tổng hợp dựa trên kết quả xử lý dữ liệu trên Stata11.

Ghi chú: * ứng với mức có ý nghĩa 10%, ** ứng với mức có ý nghĩa 5% và *** ứng với mức có ý nghĩa 1%.

4.3. Kết quả hồi quy:

Tác giả chạy hồi quy lần lượt theo mô hình Pooled, Fixed Effect và Random Efect .

Mô hình pooled OLS được hồi quy bằng cách sử dụng tất cả dữ liệu xếp chồng không

phân biệt từng quốc gia. Mô hình này bỏ qua những khác biệt giữa các cá thể, giữa các

thời gian quan sát. Mô hình Fixed Effect có xem xét đặc trưng của cá thể, nhưng những

đặc trưng này được cố định theo thời gian. Mô hình Random Efect xem xét đặc trưng

cá thể biến động theo thời gian.

Bảng 4.3 Thể hiện kết quả hồi quy tác động của các biến quản trị công ty đến giá trị thị

trường của công ty. Đầu tiên, kết quả hồi quy dạng Pooled OLS (cột 2 của Bảng 4.3),

Tác giả thấy biến CEO và biến OWNER tác động cùng chiều đến TQ và có ý nghĩa

thống kê ở mức 1%, biến NONE tác động ngược chiều ở mức ý nghĩa 10%. Các biến

còn lại không có ý nghĩa thống kê. Tiếp theo là mô hình hồi quy Fixed Effect (cột 3

của Bảng 4.3), kết quả cho thấy chỉ có LNAGE có tác động ngược chiều đến TQ và có

ý nghĩa ở mức 5%, các biến còn lại không có ý nghĩa thống kê. Cuối cùng là mô hình

hồi quy Random Efect (cột 4 của Bảng 4.3), với kết quả OWNER tác động cùng chiều,

LNAGE có tác động ngược chiều đến TQ đều ở mức ý nghĩa 1%. Các biến còn lại

không có ý nghĩa thống kê.

Bảng 4.3: Kết quả chạy hồi quy cho biến phụ thuộc TQ:

Biến GLS

Biến phụ thuộc Tobin’s Q (TQ) Fixed Effect Model (3) Random Effect Model (4) (1) (5)

CEO

BOARD

INSIDE

NONE

OWNER

LNSIZE

LNAGE

DEBT

R-squared Adj R-squared Prob > F 0.030 (0.455) 0.012 (0.459) 0.306 (0.202) 0.107 (0.250) 0.089 (0.140) 0.017 (0.889) -0.140** (0.025) 0.095 (0.545) 0.0219 0.039 0.033* (0.073) -0.002 (0.783) -0.042 (0.493) 0.048 (0.266) 0.082*** (0.000) 0.110*** (0.000) -0.001 (0.974) 0.140*** (0.010) 0.000 0.055 (0.130) 0.008 (0.130) 0.031 (0.130) 0.045 (0.588) 0.157*** (0.001) 0.093 (0.129) -0.147*** (0.001) 0.015 (0.896) 0.094 0.0006 Pooled Model (2) 0.100*** (0.006) -0.010 (0.494) -0.150 (0.238) -0.141* (0.087) 0.222*** (0.000) 0.167 (0.000) -0.061 (0.153) -0.060** (0.060) 0.125 0.114 0.000

Ghi chú: Biến TQ: Giá trị thị trường của công ty bằng (giá trị thị trường của vốn cổ phần + tổng nợ)/ giá trị sổ sách của tổng tài sản. Biến ASSETS: Hiệu suất sử dụng tài sản bằng Tổng doanh thu/ Tổng tài sản. Biến CEO: Sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành, CEO = 1 khi có kiêm nhiệm; CEO = 0 khi không có kiêm nhiệm. Biến BOAD: quy mô của Hội đồng quản trị bằng tổng số thành viên trong Hội đồng quản trị. Biến INSIDE: Sở hữu cổ phần của Hội đồng quản trị trên tổng số cổ phần đang lưu hành. Biến NONE: Tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị không điều hành/tổng số thành viên Hội đồng quản trị. Biến OWNER: Hình thức sở hữu, OWNER = 1 nếu sở hữu tổ chức, bằng 0 nếu ngược lại. Biến LNSIZE: Quy mô công ty. Biến LNAGE: Tuổi của công ty. Biến DEBT: Tỷ số đòn bẩy nợ trên tài sản. * ứng với mức có ý nghĩa 10%, ** ứng với mức có ý nghĩa 5% và *** ứng với mức có ý nghĩa 1%.

Nguồn:Tác giả tổng hợp dựa trên kết quả xử lý dữ liệu trên Stata11.

Bảng 4.4 Thể hiện kết quả hồi quy tác động của các biến quản trị công ty đến giá trị thị

trường của công ty. Đầu tiên, Tác giả chạy hồi quy dạng Pooled (cột 2 của Bảng 4.4),

Tác giả thấy biến BOARD và biến LNSIZE tác động ngược chiều đến ASSETS ở mức

ý nghĩa thống kê lần lượt là 5% và 1%, biến OWNER tác động cùng chiều ở mức ý

nghĩa 1%. Tiếp theo là mô hình hồi quy Fixed Effect (cột 3 của Bảng 4.4), kết quả lại

cho thấy BOARD, LNAGE có tác động cùng chiều đến ASSETS có ý nghĩa ở mức

10% và 1%, các biến còn lại không có ý nghĩa thông kê. Cuối cùng là mô hình hồi quy

Random Efect (cột 4 của Bảng 4.4), với kết quả NONE, LNSIZE có tác động ngược

chiều, LNAGE có tác động ngược chiều đến ASSETS đều ở mức ý nghĩa 1%.

Bảng 4.4: Kết quả chạy hồi quy cho biến phụ thuộc ASSETS:

Biến phụ thuộc ASSETS

Pooled Model (2) Fixed Effect Model (3) Random Effect Model (4) Biến (1) GLS (5)

CEO

BOARD

INSIDE

NONE

OWNER

LNSIZE

LNAGE

DEBT

R-squared Adj R-squared Prob > F -0.048 (0.543) 0.061* (0.055) -0.515 (0.270) -0.250 (0.168) 0.053 (0.654) -1.86*** (0.000) 0.619*** (0.000) -0.062 (0.838) 0.082 0.000 0.142 (0.225) -0.109** (0.017) 0.609 (0.137) -0.434 (0.101) 0.553*** (0.000) -0.914*** (0.000) 0.173 (0.207) 0.436 (0.103) 0.137 0.125 0.000 0.045 (0.272) 0.021 (0.133) 0.135 (0.499) -0.237*** (0.008) 0.185*** (0.001) -0.732*** (0.000) 0.039 (0.494) -0.229* (0.065) 0.000 -0.022 (0.772) 0.045 (0.141) -0.282 (0.494) -0.295* (0.095) 0.110 (0.310) -1.344*** (0.000) '0.387*** (0.000) -0.142 (0.600) 0.087 0.000

Ghi chú: Biến TQ: Giá trị thị trường của công ty bằng (giá trị thị trường của vốn cổ phần + tổng nợ)/ giá trị sổ

sách của tổng tài sản. Biến ASSETS: Hiệu suất sử dụng tài sản bằng Tổng doanh thu/ Tổng tài sản. Biến CEO:

Sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành, CEO = 1 khi có kiêm nhiệm; CEO = 0 khi không có kiêm nhiệm. Biến

BOAD: quy mô của Hội đồng quản trị bằng tổng số thành viên trong Hội đồng quản trị. Biến INSIDE: Sở hữu cổ

phần của Hội đồng quản trị trên tổng số cổ phần đang lưu hành. Biến NONE: Tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị

không điều hành/tổng số thành viên Hội đồng quản trị. Biến OWNER: Hình thức sở hữu, OWNER = 1 nếu sở

hữu tổ chức, bằng 0 nếu ngược lại. Biến LNSIZE: Quy mô công ty. Biến LNAGE: Tuổi của công ty. Biến DEBT:

Tỷ số đòn bẩy nợ trên tài sản. * ứng với mức có ý nghĩa 10%, ** ứng với mức có ý nghĩa 5% và *** ứng với

mức có ý nghĩa 1%.

Nguồn: Tác giả tổng hợp dựa trên kết quả xử lý dữ liệu trên Stata11.

4.4. Phát hiện phương sai thay đổi và tự tương quan trong mô hình:

4.4.1. Phát hiện phương sai thay đổi:

Mục đích là tìm ra các yếu tố tác động đến sai số với giả thuyết sau:

H0: không có phương sai thay đổi.

H1: có phương sai thay đổi.

Kết quả Bảng 4.5 cho thấy cả hai mô hình đều có p-value =0.0000 < 0.05, nên bác bỏ

giả thuyết H0. Điều này chứng tỏ có phương sai thay đổi trong mô hình. Do đó, cần

phải khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình.

83,971.010

0.000

970,000.000

Bảng 4.5: Kết quả kiểm định phát hiện phương sai thay đổi:

Kiểm định phương sai thay đổi cho mô hình TQ chi2 (122) Prob>chi2 Kiểm định phương sai thay đổi cho mô hình ASSETS chi2 (122) Prob>chi2

0.000

Nguồn: Tác giả tổng hợp dựa trên kết quả xử lý dữ liệu trên Stata11.

4.4.2. Phát hiện tự tương quan:

Nhằm kiểm tra giữa các sai số có mối tương quan với nhau hay không. Giả thuyết đặt

H0: không có tự tương quan bậc 1.

H1: Có tự tương quan bậc 1.

ra của kiểm định tự tương quan:

Kết quả Bảng 4.6 cho thấy cả hai mô hình đều có p-value =0.0000 < 0.05, nên bác bỏ

giả thuyết H0. Điều này chứng tỏ có trong mô hình hiện tượng tự tương quan bậc 1. Do

đó, cần phải khắc phục hiện tượng tự tương quan trong mô hình.

31.249 0.000

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định phát hiện tự tương quan:

Kiểm định tự tương quan cho mô hình TQ F(1,121) Prob > F Kiểm định tự tương quan cho mô hình ASSETS F(1,121) Prob > F

55.205 0.000

Nguồn: Tác giả tổng hợp dựa trên kết quả xử lý dữ liệu trên Stata11.

4.4.3. Khắc phục phương sai thay đổi và tự tương quan:

Căn cứ vào kiểm định các khuyết điểm của mô hình về tự tương quan, phương sai thay

đổi ở trên, cho thấy cả hai mô hình dữ liệu này đều có hiện tượng phương sai thay đổi

và tự tương quan. Chính vì thế, Tác giả tiếp tục sử dụng phương pháp ước lượng Bình

phương tối thiểu tổng quát (GLS) để khắc phục các hiện tượng này nhằm cải thiện tính

hiệu quả cho mô hình.

Cột 5, Bảng 4.3 thể hiện kết quả hồi quy GLS thể hiện kết quả tác động của các biến

quản trị công ty đến giá trị thị trường của công ty và hiệu suất sử dụng tài sản của công

ty. Kết quả hồi quy cho thấy biến CEO có mối quan hệ cùng chiều với giá trị thị trường

của công ty được đo bằng TQ (Tobin’s Q) tại các mức ý nghĩa 10%. Các biến

OWNER, LNSIZE, DEBT cũng có tác động cùng chiều với TQ và có mức ý nghĩa

thông kê 1%. Các biến còn lại BOARD, INSIDE, NONE tác động đến TQ nhưng

không có ý nghĩa thống kê.

Đối với biến ASSETS thì biến OWNER có tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê

ở mức 1%. Biến NONE, biến LNSIZE và biến DEBT tác động cùng chiều và có mức ý

nghĩa lần lượt là 1%, 1% và 10%. Các biến còn lại không có ý nghĩa thống kê. Kết quả

được thể hiện ở cột 5 Bảng 4.4.

4.5. Kiểm tra nội sinh:

Theo Hemalin và Weisbach (2003) cho rằng quy mô Hội đồng quản trị được xác định

nội sinh. Nghiên cứu của Drkos và Bekiris (2010) chỉ ra rằng thành phần hội đồng

quản trị, cơ cấu lãnh đạo và quy mô Hội đồng quản trị bị nội sinh mạnh. Theo kết quả

kiểm định DWH của Wellalage và Locke (2011), nội sinh được xác nhận giữa các biến

quản trị công ty, hiệu quả tài chính và chi phí đại diện của công ty. Kết quả của kiểm

định DWH xác nhận một hiệu ứng nội sinh cho biến độc lập.

H0: Các biến hồi quy là ngoại sinh.

H1: Các biến hồi quy là nội sinh.

Giả thuyết đặt ra của kiểm định nội sinh:

Bảng 4.7 thể hiện kết quả kiểm định DWH cho nội sinh của các biến độc lập. Kết quả

cho thấy các biến CEO, LNSIZE, LNAGE, DEBT là biến nội sinh trong mô hình với

biến TQ ở mức ý nghĩa 1%. Biến CEO, BOARD, OWNER, LNSIZE, LNAGE, DEBT

là biến nội sinh trong mô hình với biến ASSETS ở mức ý nghĩa 1% và 5%. Phát hiện

này xác nhận rằng hệ số ước lượng OLS là không đáng tin cậy và bị chệch. Kết quả của

kiểm định DWH cho nội sinh cho thấy rằng ước lượng GMM là tốt hơn.

Bảng 4.7: Kiểm định Dubin-Wu-Hausman cho nội sinh của biến hồi quy:

ASSET TOBIN'Q Biến F Prob > F F

CEO BOARD INSIDE NONE OWNER LNSIZE LNAGE DEBT 127.02*** 0.57 0.41 1.85 2.04 60.94*** 7.90*** 15.98*** Prob > F 0.0000 0.4506 0.5199 0.1741 0.1538 0.0000 0.0052 0.0001 24.04*** 4.6** 1.09 0.31 7.13*** 259.20*** 24.28*** 454.59*** 0.0000 0.0325 0.2968 0.5795 0.0079 0.0000 0.0000 0.0000

Ghi chú: Biến TQ: Giá trị thị trường của công ty bằng (giá trị thị trường của vốn cổ phần + tổng nợ)/ giá trị sổ

sách của tổng tài sản. Biến ASSETS: Hiệu suất sử dụng tài sản bằng Tổng doanh thu/ Tổng tài sản. Biến CEO:

Sự kiêm nhiệm Giám đốc điều hành, CEO = 1 khi có kiêm nhiệm; CEO = 0 khi không có kiêm nhiệm. Biến

BOAD: quy mô của Hội đồng quản trị bằng tổng số thành viên trong Hội đồng quản trị. Biến INSIDE: Sở hữu cổ

phần của Hội đồng quản trị trên tổng số cổ phần đang lưu hành. Biến NONE: Tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị

không điều hành/tổng số thành viên Hội đồng quản trị. Biến OWNER: Hình thức sở hữu, OWNER = 1 nếu sở

hữu tổ chức, bằng 0 nếu ngược lại. Biến LNSIZE: Quy mô công ty. Biến LNAGE: Tuổi của công ty. Biến DEBT:

Tỷ số đòn bẩy nợ trên tài sản. * ứng với mức có ý nghĩa 10%, ** ứng với mức có ý nghĩa 5% và *** ứng với mức có ý nghĩa 1%.

Nguồn:Tác giả tổng hợp dựa trên kết quả xử lý dữ liệu trên Stata11.

4.6. Hồi quy ước lượng Arellano – Bond system GMM:

Trong nghiên cứu của mình, Tác giả sử dụng ước lượng GMM được giới thiệu bởi

Holtz-Eakin, Newey và Rosen (1988); Arellano và Bond (1991), và được phát triển bởi

Arellano và Bover (1995), Blondell và Bond (1998). Wellalage và Locke (2011)

cũng sử dụng phương pháp này nghiên cứu sự tương quan giữa các biến quản trị công

ty đến giả trị thị trường của công ty và hiệu quả suất sử dụng tài sản của công ty. Do

mẫu nghiên cứu có các hiện tượng tự tương quan, phương sai thay đổi, và nội sinh nên

Tác giả sử dụng ước lượng GMM với tùy chọn robust twostep cho mô hình. Bởi vì

theo Elitza Mileva (2007), trong ước lượng robust twostep sẽ khắc phục được sự hiện

diện của phương sai thay đổi tự tương quan.Thống kê Hansen J statistic với giả thuyết

H0: Các biến công cụ là hiệu lực. Điều này có nghĩa là p-value càng cao thì ý nghĩa

thống kê Hansen J statistic càng tốt.

Bảng 4.8: Kết quả ước lượng Arellano – Bond system GMM của TQ và ASSETS:

Hồi quy ước lượng GMM

Biến (1) Biến TQ (2) Biến ASSETS (3)

610 122 610 122

Số quan sát Số lượng nhóm Biến quản trị công ty:

CEO

BOARD

INSIDE

NONE

OWNER -0.583 (0.256) 0.097* (0.071) 0.961 (0.117) -0.494 (0.161) 0.299** (0.035) 0.131 (0.479) -0.168* (0.083) 2.173* (0.069) -0.476 (0.221) 1.330*** (0.008)

Biến kiểm soát:

LNSIZE

LNAGE

DEBT -1.523*** (0.005) 0.353 (0.395) 2.774 (0.105) -1.388*** (0.005) 0.265 (0.107) 0.492 (0.561)

Tóm lược kết quả thống kê hồi quy: AR(1) AR(2) Hansen J statistic 0.007 0.150 0.312 0.069 0.001 0.393