Sự đa dạng giới tính trong ban điều hành và vấn đề chi phí đại diện

Chia sẻ: Tưởng Bách Xuyên | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:19

Thêm vào BST

Báo xấu

2
lượt xem 1
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Nghiên cứu "Sự đa dạng giới tính trong ban điều hành và vấn đề chi phí đại diện" xem xét mối liên hệ giữa đa dạng giới tính trong ban điều hành và chi phí đại diện của 80 công ty niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Tp. Hồ Chí Minh (HOSE) trong giai đoạn từ 2006-2013. Chi phí đại diện được đo lường dựa vào dòng tiền tự do và tỷ lệ chi trả cổ tức. Mời các bạn cùng tham khảo!

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Sự đa dạng giới tính trong ban điều hành và vấn đề chi phí đại diện

SỰ ĐA DẠNG GIỚI TÍNH TRONG BAN ĐIỀU HÀNH VÀ VẤN ĐỀ CHI PHÍ ĐẠI DIỆN ThS. Lê Thị Hồng Minh Khoa Tài chính, Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh ThS. Nguyễn Thị Mộng Thúy Ngân hàng Công thương Việt Nam Tóm tắt Nghiên cứu này xem xét mối liên hệ giữa đa dạng giới tính trong ban điều hành và chi phí đại diện của 80 công ty niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Tp. Hồ Chí Minh (HOSE) trong giai đoạn từ 2006-2013. Chi phí đại diện được đo lường dựa vào dòng tiền tự do và tỷ lệ chi trả cổ tức. Đa dạng giới tính trong ban điều hành (BĐH) được đo lường bằng sự hiện diện của thành viên nữ trong BĐH. Kết quả chỉ ra rằng các công ty có sự hiện diện của thành viên nữ trong BĐH thì sẽ làm giảm chi phí đại diện nhưng mối quan hệ này không có ý nghĩa khi xem xét vấn đề nội sinh của biến đa dạng giới tính. Nghiên cứu phát hiện vấn đề quản trị bên ngoài ảnh hưởng đến mối quan hệ trên. Mặc dù sự hiện diện của thành viên nữ trong BĐH không phải lúc nào cũng làm giảm chi phí đại diện cho tất cả các công ty, nhưng nghiên cứu đã tìm thấy sự hiện diện này có ý nghĩa nghịch biến với chi phí đại diện của các công ty thuộc nhóm thị trường cạnh tranh thấp. Những kết quả cho thấy sự xuất hiện thành viên nữ trong BĐH có thể tác động có lợi cho các công ty thiếu sự quản trị bên ngoài mạnh mẽ. Từ khóa: đa dạng giới tính, ban điều hành, chi phí đại diện. Abstract This paper examines the relationship between gender diversity in the executive board and agency cost of 80 companies listed on the Ho Chi Minh Stock Exchange (HOSE) in the period from 2006 to 2013. Cost agency is measured by free cash flow and dividend payout ratio. Gender Diversity in the executive board is measured by the presence of female members in the executive board. Regression results indicate that companies have the presence of women in the top management will reduce the agency cost but this relationship is insignificant when considering the endogeneity of gender diversity variable. The study found external governance issues affecting this relationship. Despite the presence of female members do not always decrease agency cost for all companies, but we found this variable had negative correlation with agency cost in the low market competition. These results suggest that the presence of women in the executive board may have beneficial effects for companies lacking strong external governance. Key words: gender diversity, executive board, agency costs. 1. Giới thiệu Trong những năm qua, ngày càng nhiều phụ nữ đã thành công trong việc đảm đương các vị trí cấp cao trong các tập đoàn lớn. Vì thế, sự đa dạng giới tính trong ban điều hành công ty đang là vấn đề nhận được nhiều sự quan tâm gần đây. Khảo sát của Deloitte (2013) về khuynh hướng đa dạng giới tính của 25 nước trên thế giới cho thấy 627
một số nước đã có các điều luật quy định tỷ lệ của phụ nữ trong ban điều hành công ty. Cụ thể, Na Uy quy định tỷ lệ này tối thiểu 40% và các công ty sẽ bị phạt với mức cao nhất là buộc phải ngừng hoạt động nếu không tuân thủ quy định này. Đây là nước đầu tiên quy định trong văn bản pháp luật (2005) về tỷ lệ giới tính trong ban điều hành công ty. Tương tự tỷ lệ này ở Tây Ban Nha là 40% từ năm 2015; Hà Lan 30% từ năm 2016; Pháp 20% từ năm 2014 và 40% từ năm 2017; Canada 20% từ năm 2015 và 40% từ năm 2018; Bỉ quy định tối thiểu 1/3 thành viên nữ trong ban điều hành công ty từ năm 2011; Malaysia 30% từ năm 2011 và Ấn Độ quy định ít nhất một phụ nữ trong ban điều hành công ty từ năm 2012. Brazil cũng đang thiết lập tỷ lệ quy định là 40% từ năm 2022. Sự gia tăng của phụ nữ trong ban điều hành công ty đã cho thấy những tiến bộ trong quyền của phụ nữ và sự tham gia của phụ nữ vào các hoạt động kinh tế. Những nghiên cứu gần đây chú trọng vào tác động của đa dạng giới tính trong hội đồng quản trị hay cấu trúc vốn có ảnh hưởng đến chi phí đại diện của công ty. Các kết quả cho thấy tính không đồng điệu giữa những biến số này. Trong bối cảnh hội nhập toàn cầu, các công ty cạnh tranh bình đẳng thì việc kiểm soát được chi phí giảm giá thành sản phẩm đang là vấn đề cấp thiết. Các đề tài nghiên cứu về vấn đề giải thích ảnh hưởng của phụ nữ trong điều hành có mang lại hiệu quả tốt hơn nam giới không đang được chú ý rất nhiều. Bài viết này cung cấp những phân tích sâu hơn về yếu tố nội sinh của đa dạng giới tính và ảnh hưởng của đa dạng giới tính đến chi phí đại diện ở 2 nhóm thị trường cạnh tranh mạnh yếu khác nhau tại Việt Nam, nhằm giải quyết các câu hỏi nghiên cứu sau: (1) Đa dạng giới tính trong ban điều hành có ảnh hưởng như thế nào đến chi phí đại diện? (2) Ảnh hưởng của đa dạng giới tính đến chi phí đại diện có khác nhau giữa thị trường cạnh tranh mạnh và yếu hay không? 2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây 2.1. Tác động của đa dạng giới tính đến chi phí đại diện 2.1.1. Sự đa dạng giới tính trong BĐH Giới tính của ban điều hành đang là vấn đề được tranh luận khá nhiều. Các nhà nghiên cứu ủng hộ sự hiện diện của thành viên nữ trong ban điều hành vì phụ nữ có hiểu biết và nắm bắt rất tốt về xu hướng thị trường tiêu dùng và tâm lí khách hàng để đưa ra chiến lược không những cải thiện hoạt động tài chính mà còn giúp ích cho hoạt động xã hội và cộng đồng (Stephenson, 2004; Bernardi và Threadgill, 2010). Một số nghiên cứu phát hiện thành viên nữ mang đến nhiều cải tiến và ra quyết định có chất lượng cao hơn. Sự thay đổi quan điểm của xã hội về nữ giới cũng như những quy định 628
pháp luật về bình đẳng giới đã có tác động tích cực trong việc tăng số phụ nữ trong các ban điều hành công ty (Adam & Ferreira, 2009; Kang & cộng sự, 2007). Một số học giả như Adam & Ferreira (2009) chỉ ra tỷ lệ thấp của phụ nữ trong ban điều hành ở các công ty thể hiện sự hiện diện của phụ nữ như là để hợp thức hóa việc đa dạng giới tính chứ không có ảnh hưởng trong ban điều hành công ty. Hạn chế này, do đó làm ảnh hưởng của thành viên nữ trong ban điều hành đối với việc nâng cao hiệu quả công ty. Lý thuyết phụ thuộc nguồn nhân lực quan niệm công ty là một hệ thống mở và nó phụ thuộc vào nguồn lực bên ngoài (Pfeffer và Salancik, 1978). Lý thuyết này nhấn mạnh ban điều hành công ty đóng vai trò quan trọng trong việc quản lý nguồn lực bên ngoài, giảm sự không chắc chắn và rủi ro liên quan đến môi trường kinh doanh. Theo lập luận này, sự hiện diện của phụ nữ trong ban điều hành được mong đợi vì họ đem lại nguồn lực dồi dào cho công ty chẳng hạn như uy tín, tính tuân thủ pháp luật, kỹ năng, kiến thức, sự kết nối với những nguồn lực phụ thuộc từ bên ngoài tốt hơn so với nam giới. Điều này mang lại lợi ích cho công ty trong việc giảm rủi ro liên quan đến môi trường kinh doanh. 2.1.2. Tác động của đa dạng giới tính đến chi phí đại diện Lee và James (2003) nghiên cứu ảnh hưởng của giới tính và những phản ứng giá cổ phiếu đến những thông báo về bổ nhiệm ban quản trị cấp cao. Tác giả sử dụng tín hiệu thị trường những nghiên cứu giới tính để đánh giá những nhận thức của nhà đầu tư về lãnh đạo nữ. Kết quả cho thấy những phản ứng của cổ đông về những thông báo của những CEO nữ thì tiêu cực hơn là các CEO nam và phụ nữ được thăng tiến trong một công ty thì được đánh giá tích cực hơn phụ nữ không thăng tiến. Theo thời gian khi một sự gia tăng số thành viên nữ được bổ nhiệm CEO thì các CEO nữ không còn nhận được phản ứng tiêu cực. Nghiên cứu này không những đóng góp lý thuyết về đa dạng giới tính mà còn có lý thuyết nhóm quản lý cấp cao. Trong nghiên cứu về tính đa dạng, mặc dù có nhiều nghiên cứu kiểm định về vấn đề giới tính và sự lãnh đạo, chủ yếu các nghiên cứu này tiến hành theo cách bằng việc sử dụng phương pháp luận khảo sát hoặc thực nghiệm. Nghiên cứu này thì ngược lại, kiểm định phản ứng thị trường chứng khoán theo sau thông báo bổ nhiệm giám đốc điều hành nữ. Vì vậy họ không cần phải suy đoán về nhận thức và hành vi của nhà đầu tư đối với nữ giám đốc điều hành. Ngoài ra nghiên cứu về đa dạng trong các tổ chức tập trung chủ yếu vào ảnh hưởng cá nhân và nhóm. Wolfers (2006) nghiên cứu mối quan hệ giữa suất sinh lợi cổ phiếu và giới tính CEO. Các tài liệu đã tìm thấy bằng chứng về tình trạng một người không được thăng tiến thông qua đó phụ nữ trong ban quản lý cấp cao được miêu tả không đúng cách. 629
Thị trường tài chính cung cấp các phương pháp đo lường nhận thức của thị trường về giá trị của công ty, ghi nhận những kỳ vọng của những người tham gia thị trường về năng lực của nam và nữ trong quản lý cấp cao. Theo đó dữ liệu tài chính giữ vai trò cung cấp cái nhìn sâu sắc về sự hiện diện của phân biệt đối xử sai lầm. Đặc biệt, nếu những công ty có nữ đứng đầu thì bị đánh giá thấp, điều này cho thấy những công ty này có thể làm tốt hơn mong đợi. Việc nghiên cứu dữ liệu S&P 1500 công ty suốt thời kỳ 1992-2004 tác giả thấy rằng không có sự thay đổi hệ thống trong suất sinh lợi của cổ phiếu nắm giữ trong những công ty nữ đứng đầu, mặc dù kết quả này phản ánh khả năng thống kê yếu kém hơn là một hàm ý mạnh về thị trường tài chính đánh giá thấp hoặc không đánh giá thấp các CEO nữ. Theo phương pháp hồi quy Fama Macbeth, tác giả tìm ra sự thay dổi trong tỷ suất sinh lợi giữa những công ty có nam lãnh đạo và nữ lãnh đạo là không có ý nghĩa thống kê. Jurkus và cộng sự (2011) nghiên cứu trên 668 công ty và 3.132 số quan sát từ năm 1995-2005. Nghiên cứu kiểm định mối quan hệ giữa đa dạng giới tính và chi phí đại diện. Đa dạng giới tính được đo lường là tỷ lệ của thành viên nữ trong BĐH với tổng thành viên trong BĐH. Chi phí đại diện được đo lường theo hai cách: dòng tiền tự do với tăng trưởng xấu và tỷ lệ chi trả cổ tức. Tuy nhiên, tác giả đã thành công trong việc giải quyết vấn đề nội của đa dạng giới tính. Ảnh hưởng của đa dạng giới tính là ngược chiều với chi phí đại diện. Nhưng khi tác giả xem xét vấn đề nội sinh thì ảnh hưởng này lại không còn mạnh nữa. Hơn nữa, mối quan hệ này lại bị ảnh hưởng khi có sự quản trị bên ngoài. Mặc dù, đa dạng giới tính tăng sẽ làm giảm chi phí đại diện nhưng kết quả này chỉ giải thích đúng cho những thị trường cạnh tranh yếu. 2.2. Các nghiên cứu về mối quan hệ giữa đa dạng giới tính và chi phí đại diện theo đặc điểm tính cạnh tranh của thị trường sản phẩm Ảnh hưởng của đa dạng giới tính đến chi phí đại diện có thể thay đổi theo mức độ quản trị cụ thể. Những công ty có quản trị bên trong hoặc bên ngoài khỏe mạnh thì đa dạng giới tính không có ảnh hưởng. Nhưng nếu những công ty có quản trị yếu kém thì vấn đề giới tính trong ban điều hành lại có ảnh hưởng đáng kể. Do đó nghiên cứu này muốn xem xét đến ảnh hưởng của đa dạng giới tính đến chi phí đại diện thay đổi như thế nào nếu những công ty có cơ chế quản trị khác nhau. Thị trường cạnh tranh làm cho giá cả hướng đến chi phí trung bình tối thiểu, do đó sẽ tạo động lực cho các nhà quản lý tăng hiệu quả công ty. Theo đó, cạnh tranh được xét đến như là một cơ chế quản trị bên ngoài và giải thích cho vấn đề đại diện. Theo mô hình lý thuyết của Hart (1983), cho rằng vai trò của cạnh tranh trên thị trường sẽ làm giảm sự quản lý yếu kém. Nếu các yếu tố bên ngoài công ty có tương quan với nhau thì cạnh tranh sẽ làm giảm sự yếu kém đó. 630
Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã kiểm định mối quan hệ giữa cạnh tranh thị trường và chi phí đại diện. Họ đều ủng hộ ý kiến cho rằng cạnh tranh giúp cho các nhà quản lý và cổ đông gắn kết hiệu quả và phù hợp hơn. Nickell (1996) cho rằng việc cạnh tranh sẽ cải thiện hiệu quả hoạt động công ty. Theo báo cáo kết quả nghiên cứu trên 670 công ty ở Anh ủng hộ cho quan điểm này khi nhận diện được cạnh tranh làm tăng tỷ lệ tăng trưởng. Grullon và Michaely (2007) nghiên cứu trên mẫu lớn những công ty sản xuất. Tác giả tìm thấy mối quan hệ giữa tỷ lệ chi trả cổ tức của những ngành cạnh tranh thấp thì thấp hơn những công ty trong thị trường cạnh tranh cao hơn. Mối quan hệ nghịch biến giữa mức độ tập trung ngành và chi phí hoạt động trong những công ty này. Cạnh tranh có thể làm áp lực vào các nhà quản lý phân phối tiền mặt đến các cổ đông bằng cách tăng rủi ro và chi phí đầu tư quá mức, điều này được lập luận không đúng. Tác giả đồng ý quan điểm chi tiêu hoạt động là kết quả của những nỗ lực của thị trường cạnh tranh, kết quả của các yếu tố bên ngoài. Kết quả là phù hợp với lý thuyết chi phí đại diện, ảnh hưởng của cạnh tranh thị trường đến chi phí mạnh hơn những công ty có chi phí đại diện của dòng tiền mặt cao. Jurkus A. F. và cộng sự (2011) cho rằng những công ty hoạt động trong thị trường cạnh tranh mạnh thì tác động giữa đa dạng giới tính và chi phí đại diện không có ý nghĩa thống kê, ảnh hưởng này không đáng kể. Tuy nhiên ở nhóm thị trường cạnh tranh yếu thì đa dạng giới tính được xem là có ảnh hưởng đến chi phí đại diện. Tuy nhiên mối quan hệ ngược chiều này xuất hiện khi chi phí đại diện được đo lường bằng dòng tiền tự do với cơ hội tăng trưởng xấu và cùng chiều khi chi phí đại diện được đo lường bằng tỷ lệ chi trả cổ tức. 3. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu 3.1. Cơ sở dữ liệu Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ năm 2006 đến năm 2013 của 80 công ty phi tài chính niêm yết thuộc 18 ngành khác nhau (Bảng 1) trên sàn chứng khoán HOSE tạo thành dữ liệu dạng bảng (panel data) bao gồm 640 quan sát. Số liệu tài chính và số nhân viên nữ cũng như tổng nhân viên trong BĐH được thu thập từ BCTC, báo cáo thường niên từng năm của từng công ty và thông tin công bố trên các website của công ty và trang http://cafef.vn; http://www.cophieu68.vn. Biến động của dân số nữ năm 1995 so với năm 2006 liên quan đến địa bàn hoạt động của công ty được trích từ website của Tổng cục Thống kê. 631
Bảng 1. Số lượng công ty theo ngành trong mẫu nghiên cứu Ngành Số lượng công ty Ngành Số lượng công ty Bất động sản 4 Ngành thép 3 Cao su 2 Nhóm dầu khí 1 Công nghệ viễn thông sản xuất - Nhựa - bao bì kinh doanh 3 5 Sản xuất - kinh Dịch vụ - du lịch 1 doanh 9 Dược phẩm/y Thực phẩm tế/hóa chất 4 8 Giáo dục 1 Thương mại 3 Khoáng sản 2 Thủy sản 6 Năng lượng Vận tải/ cảng / điện/khí/gas 6 taxi 10 3.2. Phương pháp nghiên cứu Dựa trên mô hình hồi quy được phát triển bởi Jurkus và cộng sự (2011), bài viết tiến hành kiểm định mối quan hệ giữa đa dạng giới tính và chi phí đại diện và phân tích rõ mối liên hệ này theo đặc điểm cạnh tranh của thị trường. 3.2.1. Đa dạng giới tính trong BĐH và chi phí đại diện Agencycostsit = α + β gender diversityit + λcontrolsit + ζk + Γt + εi,t (1) Trong đó: - Gender diversity (đa dạng giới tính): đây là biến giả nhận giá trị bằng 1 nếu ban điều hành của công ty có 1 thành viên nữ trở lên, và ngược lại nhận giá trị bằng 0. - Các biến kiểm soát (controls) như sau: Firm size (Quy mô công ty): logarit tự nhiên của tổng tài sản. Book to market (B/M): giá trị sổ sách trên giá trị thị trường của vốn cổ phần. Leverage (Đòn bẩy): giá trị sổ sách của nợ trên tổng tài sản. Intangibles intensity (Mức độ đóng góp của tài sản vô hình): đại diện cho các cơ hội phát triển của công ty được đo lường bằng cách lấy mức chi cho đầu tư vào tài sản 632
vô hình chia cho tổng doanh thu. Firm age (Tuổi công ty): logarit tự nhiên của (1+số năm niêm yết trên sàn HOSE) - ζk : biến giả ngành - Γt : biến giả năm Biến giả ngành kiểm soát những ảnh hưởng bên ngoài vì đa dạng giới tính thay đổi theo ngành. Đa dạng giới tính xảy ra để phù hợp với những ngành có đặc tính tài chính và hoạt động khác nhau. Những khác nhau này làm phát sinh mối tương quan giữa đa dạng giới tính và chi phí đại diện. Trong nghiên cứu này chi phí đại diện (Agency cost) được đo lường theo 2 cách: Thứ nhất, chi phí đại diện = (Dòng tiền tự do/Tổng tài sản)* Biến giả tăng trưởng. Nếu những công ty có dòng tiền tự do vượt hơn nhu cầu tài trợ vào các dự án NPV dương, thì các nhà quản lý có xu hướng đầu tư vào các dự án có giá trị thực hiện tại âm để làm tăng lợi ích cá nhân của họ. Điều này được đưa ra dựa trên lý thuyết dòng tiền tự do của Jensen (1986). Dòng tiền tự do được tính bằng cách lấy thu nhập hoạt động trước khấu hao trừ đi thuế, lãi vay và cổ tức đã chi trả. Biến giả tăng trưởng bằng 1 nếu Tobin’s Q của công ty nhỏ hơn 1và bằng 0 nếu ngược lại. Dựa theo Shin Huyn, Han Stulz và Rene M. (2000), Tobin’s Q được tính theo công thức: Giá trị thị trường của vốn cổ phần + Giá trị thị trường của nợ Tobin’s Q = Tổng tài sản Trên thực tế, giá trị thị trường của nợ là không có sẵn nên ta thay là giá trị sổ sách của nợ. Khi một công ty quản lý yếu kém cơ hội tăng trưởng xấu sẽ có dòng tiền mặt cao hơn và do đó chi phí đại diện cũng tăng theo. Chỉ số này đại diện cho cơ hội tăng trưởng của công ty, thể hiện khả năng tiếp cận thị trường vốn của công ty. Thứ hai, chi phí đại diện được đo lường theo tỷ lệ chi trả cổ tức (Cổ tức tiền mặt/lợi nhuận thuần). Việc chi trả cổ tức làm giảm bớt chi phí đại diện do việc giảm khả năng đầu tư quá mức cũng như là nhân tố dự báo khả năng tạo lợi nhuận trong tương lai của công ty. Phương trình (1) trước tiên sẽ được hồi quy theo phương pháp bình phương nhỏ nhất (pooled OLS). Tuy nhiên vấn đề nội sinh có thể tồn tại trong đa dạng giới tính trong ban điều hành. Mối liên quan này phát sinh vì có những đặc tính công ty không quan sát được đã bỏ qua như văn hóa doanh nghiệp, có thể ảnh hưởng đến lựa chọn 633
thành viên nữ và dẫn đến nhiều kết quả. Cách giải quyết tốt nhất để giảm nhẹ vấn đề này là sử dụng mô hình hiệu ứng cố định (Fixed effects model - FEM) để kiểm soát những sự khác nhau của các công ty. Mối quan hệ nội sinh có thể tồn tại khi tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa chi phí đại diện và đa dạng giới tính. Mặc dù thành viên nữ trong BĐH có thể ảnh hưởng đến chi phí đại diện, nhưng vấn đề đại diện thì gần như ảnh hưởng đến quyết định thuê thành viên nữ và để khuyến khích cho phụ nữ làm việc. Nghiên cứu tiếp tục sử dụng phương pháp phương pháp bình phương nhỏ nhất 2 bước (Two-stage least squares - 2SLS). Phương pháp này cần có biến công cụ tương quan với biến đa dạng giới tính trong BĐH nhưng không tương quan với chi phí đại diện. Bài viết sử dụng một biến số mà các nghiên cứu trước đây không sử dụng để giải thích chi phí đại diện là biến (Δfemale population), đây là tỷ lệ tăng của dân số nữ thường trú tại tỉnh thành mà công ty đó đặt trụ sở chính của năm 2006 so với năm 1995. 3.2.2. Đa dạng giới tính trong BĐH và chi phí đại diện trong thị trường cạnh tranh Việc nghiên cứu mối quan hệ giữa đa dạng giới tính và chi phí đại diện được chia thành 2 nhóm khác nhau theo tính chất thị trường cạnh tranh mạnh hay yếu. Những công ty trong thị trường cạnh tranh mạnh thường có sự quản trị bên ngoài mạnh hơn và vì thế ảnh hưởng của đa dạng giới tính là không đáng kể. Ngược lại những công ty trong thị trường cạnh tranh yếu thì đa dạng giới tính lại có tác dụng. Chỉ số đặc tính cạnh tranh của thị trường sản phẩm (Product market competition) được tính như sau: Product market competition = 1− Herfindahl concentration index = 1 – [ ∑j (Salej,y)2/( ∑j Salej,y)2] Herfindahl concentration index: chỉ số tập trung Herfindahl Salej,y: là doanh thu hàng năm của công ty i trong ngành thứ j theo năm y. Nếu một số công ty thống trị tổng doanh thu của một ngành thì chỉ số Herfindahl sẽ có giá trị gần bằng 1. Để tính giá trị này và tìm giá trị trung vị của mẫu ta tiến hành xếp các công ty theo từng nhóm ngành và tính chỉ số Herfindahl theo công thức trên. Sau đó lấy nghịch đảo chỉ số này (tức là 1- Herfndahl), sắp xếp thứ tự từ nhỏ đến lớn và lấy giá trị trung vị của nó (0,94 là giá trị trung vị của mẫu). Các công ty thuộc nhóm ngành có giá trị cạnh tranh thị trường (Product market competition) nhỏ hơn giá trị này được xếp vào nhóm cạnh tranh yếu và ngược lại là nhóm cạnh tranh mạnh. Sau đó tiến hành hồi quy OLS để kiểm định mối quan hệ đa dạng giới tính và chi phí đại diện theo hai nhóm. 634
4. Kết quả nghiên cứu 4.1. Thống kê mô tả và kiểm định các khiếm khuyết của dữ liệu 4.1.1. Thống kê mô tả Dữ liệu thu thập được từ 640 báo cáo thường niên từ năm 2006 đến năm 2013 của 80 công ty phi tài chính niêm yết trên sàn HOSE cho thấy có 417 thành viên nữ trong tổng số 2.473 thành viên BĐH trong mẫu của 80 công ty nghiên cứu, chiếm tỷ lệ 16,86%. Trong khi đó, tỷ lệ thành viên nam là 83,14 % cao gấp 5 lần thành viên nữ. Bảng 2 cũng cho thấy có 337 quan sát trong mẫu không có thành viên nữ trong BĐH chiếm 52,7% và số quan sát có từ 1 thành viên nữ trở lên trong BĐH là 47,3%. Bảng 2. Giới tính của thành viên BĐH Giới tính Số thành viên Phần trăm(%) Nữ 417 16,86 Nam 2.056 83,14 Tổng cộng 2.473 100 Chi tiết thành viên nữ trong BĐH Số quan sát Không có thành viên nữ 337 Có 1 thành viên nữ trở lên 303 Tổng cộng 640 Nguồn: Tính toán của tác giả dựa vào báo cáo thường niên Bảng 3 mô tả thống kê các biến được sử dụng trong mô hình. Hiện nay đàn ông vẫn giữ phần lớn những vị trí cao trong ban điều hành (số thành viên trung bình trong BĐH là 3,86 trong khi chỉ có 0,65 là nữ) mặc dù phụ nữ chiếm 48,6% lực lượng lao động và 50,5% tổng dân số (Tổng cục Thống kê Việt Nam năm 2013). Tỷ lệ trung bình của thành viên nữ trong BĐH chỉ là 16%. Kết quả cho thấy giá trị trung bình của tổng tài sản của các công ty là 1.597 tỷ đồng và doanh thu là 1.587 tỷ đồng. Lợi nhuận tính theo ROA là 7,95% và giá trị trung bình của Tobin’s Q (giá trị thị trường của công ty liên quan đến chi phí thay thế tài sản của công ty) vào khoảng 0,98. Biến chi phí đại diện đo lường theo hai cách. Thứ nhất, tỷ lệ trung bình của dòng 635
tiền tự do trên tổng tài sản với cơ hội tăng trưởng ít là 0,0585. Thứ hai, những công ty trả 11,9% lợi nhuận thuần cho việc chi trả cổ tức và đầu tư 1,1% cho chí phí đầu tư vào tài sản vô hình như chi phí quảng cáo và nghiên cứu phát triển. Đòn bẩy trung bình khoảng 43% và giá trị trung bình của tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường là 1,24. Bảng 3. Thống kê mô tả dữ liệu Độ lệch Phân vị Phân vị Trung bình Trung vị chuẩn thứ 5 thứ 95 Đa dạng giới tính Số thành viên BĐH 3,864063 2,052203 2 3,5 7 Số thành viên nữ BĐH 0,6515625 0,8551587 0 0 2 Đa dạng giới tính 0,1655 0,2062552 0 0 0,55 Biến giả đa dạng giới tính 0,4734375 0,4996845 0 0 1 Chi phí đại diện Dòng tiền tự do 0,0585937 0,0908414 0 0,04 0,18 Tỷ lệ chi trả cổ tức 0,1194219 0,1093163 0 0,11 0,3 Các biến kiểm soát Tổng tài sản (triệu đồng) 1597230 2960241 137951,5 604738,5 7091492 Doanh thu (triệu đồng) 1587236 3537817 96367 626728,5 4925751 Lợi nhuận thuần (triệu đồng) 138022,6 470816,2 -1332,5 35958 509227 B/M 1,241297 0,9872022 0,195 0,97 3,215 Đòn bẩy 0,4327187 0,1972521 0,11 0,45 0,72 Tài sản vô hình 0,0114687 0,0625416 0 0 0,04 Tuổi công ty 1,513391 0,6752202 0 1,61 2,4 Tobin's Q 0,9752969 0,4845703 0,495 0,87 1,86 Đặc tính cạnh tranh 0,775 0,4179089 0 1 1 Nguồn: Tính toán của tác giả 636
4.1.2. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến Bảng 4 và bảng 5 kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến của phương trình (1). Trong mô hình này xem xét mối quan hệ giữa đa dạng giới tính và chi phí đại diện. Chi phí đại diện được đo lường theo hai cách: dòng tiền tự do (Bảng 4) và tỷ lệ chi trả cổ tức (Bảng 5). Bảng 4. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến của phương trình (1) khi chi phí đại diện được tính bằng dòng tiền tự do Biến Quy Tài Tuổ Dòng giả đa VI mô Đòn sản i tiền tự dạng B/M F công bẩy vô côn do giới ty hình g ty tính Dòng tiền tự do 1 Biến giả đa dạng giới 1,4 - tính 4 0,1167 1 2,2 - Quy mô công ty 1 0,1584 0,1272 1 1,9 - - - B/M 6 0,0006 0,0335 0,0689 1 1,5 - 0,013 Đòn bẩy 2 0,0913 -0,002 0,1762 4 1 1,0 - - 0,024 Tài sản vô hình 9 0,0253 0,0078 0,0339 4 -0,0495 1 4,2 - 0,430 0,056 Tuổi công ty 2 0,1318 0,0611 0,2651 4 -0,0614 9 1 Nguồn: Tính toán của tác giả Kết quả của Bảng 4 thể hiện các hệ số tương quan giữa các biến có trong mô hình và giá trị VIF (nhân tử phóng đại phương sai) cho mỗi biến độc lập. Các hệ số tương quan giữa các biến độc lập dao động từ -0,1584 đến 0,4304. Guajarati (2003) cho rằng hiện tượng đa cộng tuyến nghiên trọng có thể xảy ra khi hệ số tương quan vượt quá 0,80. Ngoài ra, nếu như có ít nhất một giá trị VIF lớn hơn 10 thì mô hình xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến mạnh. Vì thế kết quả ở Bảng 4 cho thấy không có hiện 637
tượng đa cộng tuyến mạnh xảy ra ở phương trình (1) khi chi phí đại diện được tính bằng dòng tiền tự do. 638
Bảng 5. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến của phương trình (1) khi chi phí đại diện được tính bằng tỷ lệ chi trả cổ tức Tỷ lệ Biến giả Tuổi Quy mô Tài sản VIF chi trả đa dạng B/M Đòn bẩy công công ty vô hình cổ tức giới tính ty Tỷ lệ chi trả cổ tức 1 Biến giả đa dạng giới tính 1,44 0,0612 1 Quy mô công ty 2,21 0,0376 0,1272 1 B/M 1,96 -0,2156 -0,0335 -0,0689 1 Đòn bẩy 1,52 -0,2201 -0,002 0,1762 0,0134 1 Tài sản vô hình 1,09 -0,0079 -0,0078 0,0339 0,0244 -0,0495 1 Tuổi công ty 4,22 -0,0493 0,0611 0,2651 0,4304 -0,0614 0,0569 1 Nguồn: Tính toán của tác giả Kết quả của bảng 5 thể hiện các hệ số tương quan giữa các biến độc lập dao động từ -0,2201 đến 0.4304, giá trị VIF cao nhất là 4,22. Vì thế, kết quả cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến mạnh xảy ra ở phương trình (1) khi chi phí đại diện được tính bằng tỷ lệ chi trả cổ tức. 4.2. Kết quả thực nghiệm về mối quan hệ giữa đa dạng giới tính và chi phí đại diện Phương trình (1) được hồi quy lần lượt theo 3 phương pháp Pooled OLS, FEM và 2SLS. Kết quả kiểm định Breusch-Pagan chấp nhận giả thuyết Ho vì thế không có hiện tượng phương sai thay đổi khi kiểm định phương trình (1). Đồng thời kiểm định điều kiện xác định mô hình (Test of overidentifying restrictions – Sargan-Hansen statistic) cho thấy số biến công cụ bằng số biến bị nội sinh nên biến công cụ sử dụng trong hồi quy 2SLS là phù hợp. 639
Bảng 6. Kết quả hồi quy của chi phí đại diện và đa dạng giới tính Dòng tiền tự do Tỷ lệ chi trả cổ tức Biến độc 2SLS models 2SLS models lập First Second First Second OLS FEM stage stage OLS FEM stage stage Biến giả đa dạng giới tính -0,0112 -0,0189*** 0,0368 -0,0162* 0,00904 -0,0275 (-1,35) (-2,70) (0,48) (-1,86) (1,14) (-0,34) Quy mô - công ty -0,00255 -0,00721** 0,0696*** -0,00557 0,0145*** 0,00000597 0,0696*** 0,0152** (-0,59) (-2,21) (3,32) (-0,85) (3,18) (-0,00) (3,32) (2,25) B/M 0,00137 -0,00096 0,0116 0,000881 -0,0350*** -0,0398*** 0,0116 -0,0349*** (0,28) (-0,21) (0,49) (0,17) (-6,78) (-7,68) (0,49) (-6,67) Đòn bẩy -0,0214 -0,0380** -0,15 -0,0158 -0,139*** -0,118*** -0,15 -0.140*** (-1,00) (-2,07) (-1,42) (-0,67) (-6,10) (-5,66) (-1,42) (-5,70) Tài sản vô hình -0,0367 -0,0295 0,113 -0,0424 0,0189 0,000518 0,113 0,0203 (-0,64) (-0,53) (0,40) (-0,71) (0,31) (0,01) (0,40) (0,33) Tuổi công ty 0,00151 -0,00717 0,0476 -0,00112 -0,0317*** -0,0187* 0,0476 -0,0311*** (0,14) (-0,74) (0,93) (-0,10) (-2,86) (-1,70) (0,93) (-2,61) Dân số nữ 0,378*** 0,378*** (2,72) (2,72) Biến giả ngành Có Không Có Có Có Không Có Có Biến giả năm Có Có Có Có Có Có Có Có Số quan sát 640 640 640 640 640 640 640 640 R-sq 0,131 0,033 0,313 0,324 0,143 0,313 Kiểm định Breusch- chi2(1) = chi2(1) = Pagan 246,80 69,11 Kiểm định Sargan- 0,000 (equation exactly 0,000 (equation exactly Hansen identified) identified) Ghi chú: giá trị thống kê t được trình bày trong ngoặc đơn. *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1% Nguồn: Tính toán của tác giả. Kết quả hồi quy ở Bảng 6 tìm thấy mối quan hệ nghịch biến giữa đa dạng giới 640
tính và chi phí đại diện theo phương pháp OLS. Tuy nhiên mối quan hệ này chỉ có ý nghĩa thống kê mạnh khi chi phí đại diện được tính theo tỷ lệ chi trả cổ tức. Khi sử dụng mô hình FEM thì chỉ có chi phí đại diện tính theo dòng tiền tự do với cơ hội tăng trưởng ít lại có ý nghĩa thống kê. Mối quan hệ vẫn là ngược chiều khi chúng ta cố định các đặc điểm riêng của công ty có tồn tại và tác động đến mô hình. Trong kết quả giai đoạn đầu (first-stage) của phương pháp 2SLS thì phần trăm thay đổi trong dân số nữ tại các tỉnh thành mà công ty đặt trụ sở chính có mối quan hệ cùng chiều với đa dạng giới tính và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Mối quan hệ này sẽ khuyến khích các công ty tuyển dụng thành viên nữ vào những vị trí cấp cao tại địa phương của mình hoạt động. Điều này cũng dễ thấy ở Việt Nam, các nhà tuyển dụng thường ưu tiên cho những ứng viên có hộ khẩu thường trú tại địa phương đó. Kết quả trong giai đoạn thứ hai (two-stage) của phương pháp 2SLS chỉ ra mối quan hệ giữa đa dạng giới tính cùng chiều với chi phí đại diện tính theo dòng tiền nhưng lại ngược chiều với tỷ lệ chi trả cổ tức, nhưng cả hai mối quan hệ này lại không có ý nghĩa thống kê. Trong phương pháp 2SLS khi vấn đề nội sinh đã được giải quyết thì ảnh hưởng của đa dạng giới tính đến chi phí đại diện lại không xuất hiện nữa. Những kết quả tìm thấy chỉ ra rằng ảnh hưởng có lợi của đa dạng giới tính là không mạnh khi có vấn đề nội sinh của đa dạng giới tính. Theo Adams và Ferreira (2009), nghiên cứu này đóng góp một vài kết luận hỗn hợp của các nghiên cứu trước thất bại khi kết hợp bản chất nội sinh của đa dạng giới tính. Đóng góp này quan trọng vì các kiểm định về ảnh hưởng đa dạng giới tính có vấn đề nếu các kiểm định không kiểm soát được các vấn đề liên quan nội sinh. Ngoài ra kết quả mô hình cũng cho thấy mối quan hệ giữa các biến kiểm soát với chi phí đại diện. Quy mô công ty có ảnh hưởng ngược chiều với chi phí đại diện trong mô hình FEM, nhưng lại có quan hệ đồng biến khi sử dụng phương pháp 2SLS với mức ý nghĩa 5%. Xét về ý nghĩa thống kê, biến này có ý nghĩa ở mức 5%. Kết quả này thống nhất với giả thiết rằng công ty có quy mô càng lớn sẽ dẫn đến tình trạng có nhiều ban quản lý ở các cấp khác nhau, dẫn đến việc tạo cơ hội cho các ban quản lý trục lợi tài sản của công ty hoặc lơ là trong công tác quản lý, dẫn đến sự khó khăn trong việc kiểm soát chi phí đại diện. Tất cả các biến kiểm soát còn lại đều mang ý nghĩa thống kê mô hình FEM và 2SLS. Tuy nhiên chỉ có biến kiểm soát về mức độ đóng góp của tài sản vô hình lại không có ý nghĩa trong tất cả mô hình. Ở Việt Nam tình hình đầu tư vào chi phí trong lĩnh vực nghiên cứu và phát triển còn rất yếu kém không chỉ so với các quốc gia phát triển trên thế giới mà ngay cả với các quốc gia láng giềng. Một điểm đáng lưu ý là 641
nguồn tiền cho hoạt động R&D ở Việt Nam chủ yếu là do nhà nước tài trợ, chiếm 64% các doanh nghiệp chỉ chiếm 28% trong tổng chi. Trong khi nguồn tiền này tại các quốc gia khác nhất là các quốc gia phát triển chủ yếu đến từ doanh nghiệp. Tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (B/M) nghịch biến với chi phí đại diện có mức ý nghĩa 1%. Kết quả này cho chúng ta hiểu rằng khi giá trị sổ sách trên giá trị thị trường giảm tức là giá cổ phiếu tăng thì chi phí đại diện sẽ giảm. Theo Jensen và Meckling (1976) cho rằng chi phí đại diện xuất hiện khi có bất cân xứng thông tin giữa nhà đầu tư và nhà quản lý. Nhà quản lý có những thông tin mà nhà đầu tư không thể có hoặc không muốn có do chi phí để thu thập các thông tin đó là quá cao. Cũng do thông tin mà nhà đầu tư biết được thì rất khác biệt so với thông tin mà các nhà quản lý nắm giữ như kết quả hoạt động của công ty, các nguồn tài trợ, các dự án đầu tư… khi đó nhà đầu tư sẽ có những quyết định không đúng. Khi công ty sử dụng đòn bẩy cao tức là vay nợ nhiều hơn thì chi phí đại diện sẽ thấp. Kết quả chỉ ra mối quan hệ âm giữa đòn bẩy và chi phí đại diện có ý nghĩa thống kê. Một công ty vay nợ nhiều, bên cạnh việc chịu sự kiểm soát của các cổ đông, còn chịu sự kiểm soát từ phía các chủ nợ. Điều này tạo động lực cho một sự quản lý chặt chẽ và hiệu quả hơn. Từ đó, giảm thiểu bớt chi phí đại diện của công ty. Trong nghiên cứu của Ang, Cole và Lin (2000), chi phí đại diện có xu hướng giảm đi cùng với sự tăng lên về mặt kiểm soát từ phía các chủ nợ. Tương tự, Zhang và Li (2008) đã chỉ ra rằng tỷ lệ nợ trên tài sản của công ty có mối quan hệ nghịch biến với chi phí đại diện trên mẫu nghiên cứu các công ty ở Anh. 4.3. Kết quả thực nghiệm về mối quan hệ giữa đa dạng giới tính và chi phí đại diện trong thị trường cạnh tranh Bảng 7. Kết quả hồi quy pooled OLS xem xét ảnh hưởng đa dạng giới tính đến chi phí đại diện theo hai nhóm thị trường Dòng tiền tự do Tỷ lệ chi trả cổ tức Biến độc lập Thị trường Thị trường Thị trường Thị trường cạnh tranh cạnh tranh cạnh tranh cạnh tranh yếu mạnh mạnh yếu Biến giả đa dạng giới tính -0,00999 -0,0469** 0,0222*** -0,0692*** (-1,36) (-2,31) (2,63) (-3,02) Quy mô công ty -0,00801** -0,00222 0,00261 0,0207** (-2,29) (-0,28) (0,65) (2,32) 642
B/M 0,00173 0,0201 -0,0200*** -0,0205 -0,43 -1,39 (-4,31) (-1,26) Đòn bẩy -0,0314* -0,0695 -0,104*** -0,215*** (-1,66) (-1,37) (-4,79) (-3,75) -0,0292 0,0967 0,000869 0,173 Tài sản vô hình (-0,56) (0,12) (0,01) (0,19) Tuổi công ty -0,00662 -0,0542*** 0,00331 -0,0112 (-1,02) (-3,25) (0,45) (-0,60) Biến giả ngành Có Có Có Có Biến giả năm Có Có Có Có Số quan sát 496 144 496 144 R-sq 0,034 0,147 0,098 0,161 Ghi chú: giá trị thống kê t được trình bày trong ngoặc đơn. *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1% Nguồn: Tính toán của tác giả. Kết quả hồi quy ở Bảng 7 phân thành hai nhóm thị trường cạnh tranh mạnh và yếu theo hai cách tính chi phí đại diện. Nếu một công ty nằm trong thị trường cạnh tranh cao thì chỉ số cạnh tranh thị trường cao hơn giá trị trung vị của mẫu tức là cao hơn 0,94. Những công ty nằm trong nhóm thị trường cạnh tranh mạnh thì có quản trị bên ngoài mạnh hơn. Vì thế tác động của đa dạng giới tính là không đáng kể. Ngược lại, những công ty nằm trong nhóm thị trường cạnh tranh thấp thì đa dạng giới tính có tác dụng như là một cơ chế quản trị. Ảnh hưởng của đa dạng giới tính trong thị trường cạnh tranh yếu đều mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và 1% theo cách tính chi phí đại diện bằng dòng tiền và tỷ lệ chi trả cổ tức. Kết quả này phù hợp với những dự đoán của lý thuyết. Điều này giải thích rằng những công ty trong nhóm thị trường cạnh tranh yếu thì việc giảm hoặc không có tỷ lệ nữ trong BĐH sẽ làm cho chí phí đại diện cao hơn và không phát huy được hiệu quả hoạt động. Tuy nhiên theo cách tính chi phí đại diện bằng tỷ lệ trả cổ tức thì đa dạng giới tính cũng có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong thị trường cạnh tranh mạnh và mang dấu dương. Như vậy ảnh hưởng của đa dạng giới tính còn phụ thuộc vào đặc tính thị trường. Những thị trường cạnh tranh yếu thì vấn đề quản trị bên ngoài là không xuất hiện, dẫn đến các công ty này sẽ gánh chịu tác động của đa dạng giới tính dễ dàng hơn. Do đó khi các công ty này tăng đa dạng giới tính tức là thành viên nữ trong BĐH cao hơn thì sẽ giảm chi phí đại diện và nâng cao giá trị công ty. 643
5. Kết luận Bài viết này khảo sát 80 công ty phi tài chính thuộc 18 ngành khác nhau niêm yết trên sàn chứng khoán HOSE để tìm thấy mối quan hệ của chi phí đại diện và hiệu quả hoạt động thay đổi theo đa dạng giới tính trong BĐH như thế nào. Kết quả cho thấy mặc dù bình thường đa dạng giới tính làm giảm chi phí đại diện và nâng cao hiệu quả hoạt động, nhưng ảnh hưởng có lợi này lại không xuất hiện khi mô hình gặp phải vấn đề nội sinh của đa dạng giới tính. Mặc dù có sự xuất hiện thành viên nữ trong BĐH không làm giảm đi chi phí đại diện cho tất cả công ty, nhưng nghiên cứu này cho thấy rằng sự xuất hiện thành viên nữ mang ý nghĩa thống kê ngược chiều đến chi phí đại diện cho những công ty nằm trong những thị trường cạnh tranh thấp. Mối quan hệ này giải thích rằng khi có sự xuất hiện thành viên nữ trong BĐH có thể có những tác động có lợi đến những công ty thiếu vắng sự quản trị bên ngoài mạnh. Vì thế nghiên cứu này kết luận rằng khi có sự tham gia thành viên nữ trong BĐH thì có thể nâng cao hiệu quả hoạt động và giảm chi phí đại diện cho một số thị trường chứ không phải là tất cả. Giới tính đa dạng trong BĐH có thể là một trong các tiêu chí quan trọng cho các nhà đầu tư và các cổ đông đánh giá công ty trong việc lực chọn đầu tư của họ cũng như việc xem xét lựa chọn cơ cấu BĐH phù hợp đối với các công ty. Sự đa dạng về giới tính không phải là yếu tố quyết định duy nhất cho việc lực chọn các thành viên BĐH mà chúng ta nên xem xét thêm khả năng và kinh nghiệm cá nhân. Khi có đầy đủ các nghiên cứu thực nghiệm điều tra về tình hình Việt Nam và thu được các kết quả phù hợp, các công ty mới có thể nhìn vào kết quả của các nghiên cứu trong tương lai để có cái nhìn rõ ràng hơn về vai trò của người phụ nữ, từ đó làm cơ sở cho việc ra quyết định. Ngoài ra sự đa dạng giới tính trong góc nhìn của từng lĩnh vực kinh doanh riêng biệt cũng là một hướng nghiên cứu triển vọng khi mẫu nghiên cứu tại Việt Nam đa dạng hơn với số lượng công ty niêm yết gia tăng trong thời kỳ tới. Tài liệu tham khảo 1. Adams, R., & Ferreira, D. (2009). Women in the boardroom and their impact on governance and performance. Journal of Financial Economics, 94 (2), 291-309. 2. Ang, J., Cole, R., & Lin, J. W. (2000). Agency Costs and Ownership Structure. The Journal of Finance, 55 (1), 81-106. 3. Bernardi, R., & Threadgill, V. (2010). Women Directors and Corporate Social Responsibility. Electronic Journal of Business Ethics and Organization Studies, 15 (2), 15-21. 4. Deloitte. (2013). Women in the boardroom: A global perspective. UK: Deloitte Touche Tohmatsu Limited. 5. Grullon, G., & Michaely, R. (2007). Corporate payout policy and product market competition. Working paper, Rice University. 6. Hart, O. (1983). The market mechanism as an incentive scheme. Bell Journal of 644
Economics, 14 (2), 366-382. 7. Jensen, M., & Meckling, W. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs, and capital structure. Journal of Financial Economics, 3 (4), 305- 360. 8. Jurkus, A., Park, J., & Woodard, S. (2011). Women in top management and agency costs. Journal of Business Research, 64 (2), 180-186. 9. Kang H., C. M. (2007). Corporate Governance and Board Composition: diversity and independence of Australian boards. Corporate Governance: An International Review, 15 (2), 194-207. 10. Lee, P., & James , E. (2003). Gender effects and stock price reactions to the announcements of top executive appointments. Working paper, University of Virginia. 11. Nickell, S. (1996). Competition and corporate performance. Journal of Political Economy, 104 (4), 724-746. 12. Pfeffer, J., & Salancik, G. (1978). The External Control of Organization: A Resource Dependence Perspective. New York: Harper & Row. 13. Stephenson, C. (2004). Leveraging Diversity to Maximum Advantage: The Business Case for Appointing More Women to Boards. Ivey Business Journal, 69 (1), 1-5. 14. Wolfers, J. (2006). Diagnosing discrimination: stock returns and CEO gender. Journal of the European Economic Association, 4 (2/3), 531–541. 15. Zhang, H., & Li, S. (2008). The Impact of Capital Structure on Agency Costs: Evidence from UK Public Companies. 16th Annual Conference on Pacific Basin Finance, Economics, Accounting and Management (pp. 1-18). Australia: Queensland University of Technology . 645