Tóm tắt Luận án tiến sĩ Kinh tế: Chỉ số quản trị công ty và hiệu quả tài chính công ty trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Chia sẻ: Huc Ninh | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:29

Thêm vào BST

Báo xấu

13
lượt xem 4
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Luận án được nghiên cứu với mục tiêu nhằm đánh giá mức độ tác động của chỉ số CGI tổng/thành phần đến hiệu quả tài chính của công ty; Ảnh hưởng của công khai minh bạch thông tin đến hiệu quả tài chính công ty.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Tóm tắt Luận án tiến sĩ Kinh tế: Chỉ số quản trị công ty và hiệu quả tài chính công ty trên thị trường chứng khoán Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM ……… ……… NGUYỄN ĐÌNH KHÔI QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CÔNG TY TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM TÓM TẮT LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ Tp. Hồ Chí Minh - 2018 1
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM ******* NGUYỄN ĐÌNH KHÔI QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CÔNG TY TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài chính và ngân hàng Mã ngành: 9340201 TÓM TẮT LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học: 1. PGS.TS. Hồ Viết Tiến 2. TS. Nguyễn Thanh Phong Tp. Hồ Chí Minh – 2018 2
DANH MỤC CÁC CÔNG BỐ NGHIÊN CỨU CỦA TÁC GIẢ Các công trình nghiên cứu khoa học đã công bố (liệt kê công trình theo thứ tự: Tên tác giả; Năm xuất bản; Tên bài báo; Tên Tạp chí và số của tạp chí; trang đăng bài báo;, nhà xuất bản của Tạp chí) STT CÁC CÔNG BỐ NGHIÊN CỨU Các nghiên cứu đã công bố trên Tạp chí, Kỷ yếu: PGS.TS Hồ Viết Tiến, NCS. Hồ Thị Vân Anh, NCS. Nguyễn Đình Khôi, 2016. Trách nhiệm xã hội doanh nghiệp và quản trị công ty: bằng chứng từ các công ty niêm yết Việt 1 Nam, 2016. Kỷ yếu hội thảo khoa học quốc gia “Hoàn thiện thể chế cho sự phát triển bền vững hệ thống ngân hàng Việt Nam giai đoạn 2016 – 2020” 2016. 21. 277. Nhà xuất bản Trường Đại học kinh tế quốc dân Hà Nội (Đã xuất bản). ISBN: 978 - 604 - 946 - 159 - 0 PGS.TS Hồ Viết Tiến, NCS. Nguyễn Đình Khôi, 2017. Quản trị công ty và hiệu quả tài 2 chính: bằng chứng từ các công ty niêm yết Việt Nam. Tạp chí Phát triển kinh tế- Trường Đại học kinh tế TPHCM, tháng 1/2017, số 242, trang 36 - 46. ISSN 1859-1124. Các nghiên cứu đã công bố trong Hội thảo: NCS. Nguyễn Đình Khôi, PGS.TS Hồ Viết Tiến, 2016. Quản trị công ty và giá trị công 1 ty: bằng chứng từ các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Đề tài Nghiên cứu khoa học cấp trường (đã nghiệm thu). Asso. Prof. Hồ Viết Tiến and Nguyễn Đình Khôi (PhD’s candidate), 2016. Corporate 2 Governance index and firm performance: evidences from Vietnam. The 1st Asian – Pacific Infinity conference on international Finance, UEH 2016. Asso. Prof. Hồ Viết Tiến and Nguyễn Đình Khôi (PhD’s candidate), 2017. Disclosure and Transparency index and corporate financial performance: evidences from 3 Vietnamese listed companies. The 13th Annual international conference on Asian Law and Economics association, UEH 2017. NCS. Nguyễn Đình Khôi, PGS.TS Hồ Viết Tiến, 2017. Chỉ số công khai minh bạch và 4 hiệu quả tài chính: bằng chứng từ các công ty niêm yết Việt Nam, 2017. Đề tài nghiên cứu khoa học cấp trường. 3
Chương 1: MỞ ĐẦU 1.1 Lý do chọn đề tài Có ít nghiên cứu sử dụng bộ chỉ số CGI về nguyên tắc quản trị của OECD để nghiên cứu cho trường hợp của Việt Nam, bởi vì việc áp dụng 179 câu hỏi về thực hành QTCT cho 1 công ty là tương đối phức tạp. Theo các báo cáo đánh giá về QTCT ở Việt Nam (Claessens 2006; Cung & Scott 2005) kết luận rằng Việt Nam chưa thực hiện hoàn toàn theo các nguyên tắc quản trị công ty của OECD (2004); các điều luật về quản trị công ty chưa được tuân thủ ở Việt Nam. Ngoài ra, Công ty Kiểm toán và Tư vấn Tài chính Quốc tế (IFC) đã có 1 nghiên cứu về thực hành QTCT ở Việt Nam cho 2 năm 2010 và 2011 (IFC 2011), và năm 2012 (IFC 2012) nhưng kết quả còn nhiều tranh luận, trong khi đó nghiên cứu của Nguyễn Thu Hiền (ADB 2013) chỉ khảo sát 39 công ty lớn nhất thị trường Việt Nam. Đề tài này sẽ khảo sát hầu hết các công ty trên thị trường chứng khoán lớn nhất là Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HOSE) về thực hành QTCT trong 3 năm từ 2013 đến 2015, sau đó phân tích quan hệ giữa chỉ số tổng hợp về quản trị công ty (Corporate Governance Index – CGI) với hiệu quả tài chính công ty (HQTC) tại Việt Nam. Mặc dù Chính phủ Việt Nam cam kết và nỗ lực trong việc thúc đẩy áp dụng QTCT (được áp dụng theo nguyên tắc của OECD) tại Việt Nam nhằm tạo ra một môi trường kinh tế Việt Nam công khai, minh bạch phù hợp với thông lệ quốc tế, nhưng các công ty nhận thức hạn chế về tầm quan trọng của việc thực hiện QTCT theo thông lệ quốc tế cũng như những lợi ích QTCT đem lại. Do đó, rất cần có các nghiên cứu thực nghiệm để điều tra về mối quan hệ giữa thực hành QTCT với các lợi ích nhận được từ việc thực hành QTCT tốt. 1.2 Động cơ nghiên cứu Đề tài được thực hiện để giải quyết hai vấn đề. Thứ nhất, thị trường vốn của Việt Nam vẫn còn non trẻ, vì thế nghiên cứu này rất quan trọng để đánh giá sự tiến bộ về những cải cách QTCT trong các công ty niêm yết Việt Nam. Điều này được thực hiện bằng cách sử dụng tiêu chuẩn được quốc tế chấp nhận là các Nguyên tắc QTCT của OECD. Do đó, việc đánh giá có hệ thống của thực hành QTCT trong các công ty niêm yết ở Việt Nam là điều rất cần thiết trong bối cảnh Việt Nam hiện nay. Các kết quả nghiên cứu sẽ làm sáng tỏ về sự tiến bộ của thị trường chứng khoán Việt Nam liệu có liên quan đến việc áp dụng các thông lệ quản trị công ty được quốc tế thừa nhận. Thứ hai, đề tài tiếp tục xem xét nhằm tìm kiếm bằng chứng về mối quan hệ giữa chất lượng của thực hành quản trị công ty toàn diện và hiệu quả tài chính của các công ty niêm yết ở thị trường chứng khoán Việt Nam. 1.3 Mục tiêu nghiên cứu 1.3.1 Mục tiêu chung Mục tiêu nghiên cứu chính của đề tài là xem xét mối quan hệ giữa thực hành QTCT và hiệu quả tài chính; đồng thời đề tài tiến hành điều tra ảnh hưởng của yếu tố công khai – minh bạch thông tin đến hiệu quả tài chính của các công ty niêm yết trên HOSE giai đoạn 2013-2015. 1.3.2 Mục tiêu cụ thể Để đạt được mục tiêu chung trên, đề tài tiến hành thực hiện 3 mục tiêu cụ thể sau: Mục tiêu 1: Đánh giá mức độ tác động của chỉ số CGI tổng/thành phần đến hiệu quả tài chính của công ty. Mục tiêu 2: Ảnh hưởng của công khai minh bạch thông tin đến hiệu quả tài chính công ty. Mục tiêu 3: Tác động sự thay đổi của điểm thực hành QTCT tổng/thành phần hiện tại đến sự thay đổi của hiệu quả tài chính công ty trong tương lai. 1.4 Câu hỏi nghiên cứu Đề tài có các câu hỏi nghiên cứu như sau: + Câu hỏi 1: Thực hành QTCT tốt có ảnh hưởng như thế nào đến hiệu quả tài chính của các công ty niêm yết? + Câu hỏi 2: Công bố và minh bạch thông tin được quan tâm có giúp công ty cải thiện và nâng cao hiệu quả tài chính không? + Câu hỏi 3: Ảnh hưởng của những thay đổi tích cực về thực hành QTCT hiện tại có quan hệ như thế nào đến hiệu quả tài chính của công ty trong tương lai? 1.5 Đối tượng và phạm vi nghiên cứu 1.5.1 Đối tượng 4
Đối tượng của nghiên cứu này là các công ty cổ phần được niêm yết tại Sở giao dịch chứng khoán TPHCM (HOSE) giai đoạn 2013-2015. Đề tài chỉ chọn các công ty trên HOSE vì tỷ lệ vốn hóa thị trường chiếm khoảng 75% tổng giá trị vốn hóa trên TTCK Việt Nam1. 1.5.2 Phạm vi nghiên cứu Phạm vi về không gian: Đề tài sẽ được tiến hành chấm điểm về tình hình thực hành quản trị công ty của các công ty niêm yết trên HOSE trong 3 năm 2013 đến 2015 (trừ các công ty mới niêm yết hoặc bị hủy, hoặc sáp nhập). Phạm vi về thời gian: o Chấm điểm thủ công về thực hành QTCT của các công ty niêm yết được thực hiện từ năm 2013 đến 2015. o Số liệu tài chính của các công ty được thu thập từ các báo cáo tài chính đã được kiểm toán để xác định tỷ lệ nợ, quy mô công ty, Tobin’s Q,…, từ năm 2011 đến 2016. Phạm vi về nội dung: Mối quan hệ giữa QTCT và HQTC là quan hệ nhân quả như theo nghiên cứu của Bhagat & Bolton (2008). Tuy nhiên, trong bối cảnh Việt Nam hiện nay trước áp lực nhu cầu hội nhập và cần minh bạch thông tin của các công ty niêm yết theo yêu cầu của các nhà đầu tư cũng như các bên liên quan như đã thảo luận trên, do đó phạm vi nội dung của nghiên cứu này chỉ tập trung điều tra một chiều về ảnh hưởng của chất lượng của thực hành về QTCT đến HQTC. Ngoài ra, đề tài cũng tiến hành xem xét mối quan hệ một chiều thông qua phương pháp so sánh với độ trễ về mối quan hệ giữa chất lượng thực hành QTCT ở năm t và HQTC ở năm t+1 và t+2 để không xảy ra tác động ngược lại. 1.6 Phương pháp nghiên cứu 1.6.1 Chỉ số đo lường chất lượng QTCT – CGI Phương pháp phân tích nội dung là phương pháp định tính chủ yếu được áp dụng để tiến hành chấm điểm các chỉ số thực hành QTCT thành phần khác nhau gồm 5 khoản mục là: (i) Quyền của cổ đông; (ii) Đối xử bình đẳng đối với cổ đông; (iii) Vai trò của các bên liên quan; (iv) Công bố thông tin và minh bạch, và (v) Trách nhiệm của HĐQT. 1.6.2 Hiệu quả công ty Hiệu quả công ty trong đề tài gồm giá trị hiệu quả được đo lường dựa trên sổ sách kế toán (ROA, ROE) và giá trị hiệu quả được đo lường dựa vào thị trường (Tobin’s Q, biến động suất sinh lợi của giá cổ phiếu - stock returns deviation). 1.6.3 Phương pháp phân tích - Do dữ liệu nghiên cứu của luận án là dữ liệu bảng không cân bằng, các biến độc lập có thể có quan hệ nhân quả với biến phụ thuộc kỳ này và các kỳ sau đó, điều này cho thấy mô hình có thể tồn tại hiện tượng nội sinh. Vì thế, phương pháp hồi quy thích hợp được sử dụng trong đề tài để phân tích là phương pháp mô hình các ảnh hưởng cố định (Fixed effects model – FEM). - Phương pháp hồi quy 2 bước (2SLS) được sử dụng để xử lý nội sinh (nếu có) trong mô hình hồi quy. 1.6.4 Khung nghiên cứu Khung nghiên cứu được minh họa sau đây. Các yếu tố ảnh hưởng Chỉ số Quản trị công ty quản trị công ty Hiệu quả theo thị trường Hiệu quả theo kế toán Giá trị công ty (Tobin’s Q) (ROE, ROA) Biến động giá (stock returns deviation) Sơ đồ 1.1: Khung nghiên cứu của đề tài 1 Theo báo cáo của Ủy ban Giám sát Tài chính Quốc gia tháng 9/2017 thì giá trị vốn hóa trên HOSE 2,06 triệu tỷ đồng, HNX 196 nghìn tỷ đồng và UPCoM 500 nghìn tỷ đồng. 5
1.7 Các đóng góp của nghiên cứu Nghiên cứu này đóng góp đến tài liệu về QTCT theo nhiều cách. Đầu tiên, đề tài xem xét về QTCT theo cách tiếp cận khung đa lý thuyết để giải thích các kết quả thực nghiệm và hiểu hành vi QTCT theo chiều sâu. Các nghiên cứu trước đây về QTCT thường hay sử dụng riêng lẻ từng lý thuyết như lý thuyết đại diện, nhưng các lý thuyết liên quan về kinh tế khác cũng nên được áp dụng (như lý thuyết tổ chức, lý thuyết chi phí giao dịch,…) (Zattoni & Van Ees 2012). Do đó, đề tài sử dụng hỗn hợp nhiều lý thuyết để giải thích các kết quả thực nghiệm của các biến quản trị công ty thành phần (subindices của CGI) và các mối quan hệ giữa các biến thành phần này với biến hiệu quả công ty. Thứ hai, nghiên cứu này cung cấp bằng chứng về mức độ thực hiện QTCT của các công ty niêm yết trên HOSE theo tiêu chuẩn quốc tế cũng như so sánh với quy định về thực hiện QTCT theo Thông tư 121 của Bộ Tài chính. Thứ ba, đề tài đóng góp vào lược khảo thông qua việc xem xét khả năng có thể trong việc thừa nhận các quy định về QTCT theo tiêu chuẩn quốc tế ở Việt Nam. Các kết quả nghiên cứu đạt được sẽ là tiền đề cơ sở cho các nghiên cứu sâu tiếp theo liên quan đến thị trường chứng khoán Việt Nam, cũng như đóng góp phần nào trong việc cải thiện thực hành QTCT của các công ty niêm yết Việt Nam để đạt được theo yêu cầu quốc tế. Cuối cùng, nghiên cứu này là tiền đề có thể được dùng để tham khảo trong tiến trình xây dựng bộ chỉ số về thực hành QTCT riêng không chỉ phù hợp với luật pháp, kinh tế và văn hóa của Việt Nam mà còn đáp ứng theo các tiêu chuẩn quốc tế. 1.8 Cấu trúc luận án Chương 2: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU VÀ PHÁT TRIỂN GIẢ THUYẾT 2.1 Giới thiệu 2.2 Các lý thuyết nền về QTCT 2.2.1 Lý thuyết đại diện (Agency theory) 2.2.1.1 Giới thiệu 2.2.1.2 Lý thuyết đại diện và QTCT 2.2.2 Lý thuyết bên liên quan (Stakeholder theory) 2.2.2.1 Nội dung 2.2.2.2 Lý thuyết bên liên quan và QTCT 2.2.3 Lý thuyết thông tin bất đối xứng (Asymmetric information theory) 2.2.3.1 Nội dung 2.2.3.2 Thông tin bất cân xứng và QTCT 2.3 Định nghĩa về quản trị công ty (QTCT) 2.3.1 Quản trị công ty là gì? 2.3.2 Nội dung QTCT 2.4 Hệ thống QTCT 2.4.1 Mô hình Anh – Mỹ (Anglo–American - outsider model) 2.4.2 Mô hình QTCT Châu Âu lục địa (Continental of corporate governance - insider model) 2.5 Các nguyên tắc OECD về QTCT 2.6 Các cơ chế QTCT (Corporate Governance Mechanisms) 2.6.1 Các cơ chế QTCT bên trong 2.6.2 Các cơ chế QTCT bên ngoài 2.7 Khung lý thuyết nghiên cứu ROA Lý thuyết đại diện ROE Quản trị công ty Các cơ chế Hiệu quả (QTCT) QTCT Lý thuyết bên liên công ty Tobin’s Q quan Lý thuyết thông tin bất SRD cân xứng Chỉ số Quản trị công ty (CGI) Hình 2.2: Khung lý thuyết nghiên cứu (tác giả) 6
2.8 Các nghiên cứu thực nghiệm về QTCT và hiệu quả công ty 2.8.1 QTCT và hiệu quả công ty ở các nước phát triển 2.8.2 QTCT và hiệu quả công ty ở thị trường mới nổi 2.8.3 QTCT và hiệu quả công ty ở Châu Á và Việt Nam 2.9 Các nghiên cứu thực nghiệm về đo lường QTCT thông qua chỉ số QTCT (CGI) và hiệu quả công ty 2.10 Khoảng trống và giả thuyết nghiên cứu 2.10.1 Khoảng trống nghiên cứu Đề tài được thực hiện xuất phát từ các nguyên nhân sau: Thứ nhất, qua lược khảo các nghiên cứu trước đây cho thấy, mặc dù có các bằng chứng thể hiện mức độ tuân thủ của các công ty về QTCT gia tăng, nhưng mối quan hệ giữa thực hành QTCT và hiệu quả công ty có các tác động khác nhau qua kết quả từ các nghiên cứu khác nhau như có tác động tích cực, tiêu cực, hay không có quan hệ, thậm chí có tác động hỗn hợp hay không có kết luận trong các nghiên cứu trước đây ở các nước phát triển2. Và, các nghiên cứu này khi được kiểm chứng ở các thị trường mới nổi cho kết quả không phù hợp như nghiên cứu ở thị trường phát triển. Tranh luận xảy ra, các nhà nghiên cứu cho rằng có hai lý do: (1) có sự thay đổi về kinh tế lẫn chính trị ở các nước đang phát triển, và tất cả những thay đổi này có tác động đến các cơ chế QTCT; kết quả là tác động đến hiệu quả công ty. Do đó, QTCT dường như đang tiếp tục phát triển; (2) có sự khác nhau đáng kể về QTCT ở các thị trường mới nổi so với thị trường các nước phát triển, đó là sự phát triển của thị trường tài chính vẫn còn giới hạn, và do vậy, việc sử dụng các kênh tài chính truyền thống trở nên phổ biến; cấu trúc sở hữu tập trung cao; quyền sở hữu định chế thấp; thị trường kém hiệu quả vì kém minh bạch, bất cân xứng thông tin lớn, các chi phí giám sát và thực thi cao hơn; chính phủ và các tổ chức liên quan chính phủ không chỉ thiết lập luật lệ mà còn là người tham gia chủ động trong nền kinh tế, ví dụ thông qua các công ty vốn nhà nước hay vốn do nhà nước kiểm soát; đầu tư theo trào lưu là phổ biến, một phần là hệ quả của thị trường kém hiệu quả, nhưng một phần là do tập quán xã hội; rủi ro cao vì tính không ổn định các yếu tố vĩ mô, chính trị ở các thị trường mới nổi. Từ những đặc điểm này, một số giả thuyết nghiên cứu về QTCT ở các nước phát triển không nhất thiết đúng tại các nền kinh tế mới nổi (Ararat et al. 2016; Boubakri et al. 2005; Claessens & Yurtoglu 2013; Wright et al. 2005; Xu & Meyer 2013). Việt Nam là một quốc gia đang phát triển thuộc nền kinh tế chuyển đổi nên cần có nghiên cứu về mức độ tuân thủ QTCT cũng như mối quan hệ giữa thực hành QTCT và hiệu quả. Thứ hai, đa số các nghiên cứu trước đây thường sử dụng một hay nhiều cơ chế QTCT trong một mô hình như là thành viên HĐQT độc lập, quy mô HĐQT, quyền sở hữu nhà quản lý, và các phương diện khác để kiểm tra mối quan hệ giữa các đặc điểm QTCT trên với hiệu quả công ty. Các nghiên cứu ở VN hiện nay cũng theo cách tiếp cận này (Duc & Huy 2015; Hiền et al. 2016; Tân & Dương 2016). Tuy nhiên, các cơ chế này chỉ phản ánh một phần bản chất của thực hành QTCT mà không phản ánh toàn diện. Sau cùng, do khái niệm quản trị công ty của doanh nghiệp không phải là các chỉ số định lượng, nên nhiều nghiên cứu gần đây sử dụng cách tiếp cận bằng cách xây dựng chỉ số quản trị toàn diện, sau đó đánh giá sự ảnh hưởng của thực hành QTCT đến giá trị công ty (Bebchuk et al. 2009; Black 2002; Black, Jang, et al. 2006b; Cheung et al. 2007; Durnev & Kim 2005; Gompers et al. 2003; Klapper & Love 2004). Theo các nghiên cứu này, khi xem xét chất lượng quản trị công ty thì phải đánh giá một cách toàn diện về chất lượng thực hành, bước kế tiếp sẽ đánh giá tác động của QTCT đến hiệu quả công ty ở các mức độ khác nhau. Tuy nhiên, có ít nghiên cứu ở Việt Nam sử dụng một công cụ rộng và toàn diện hơn để đo lường và chấm điểm chất lượng hoạt động của QTCT bằng bảng câu hỏi về chỉ số thực hành QTCT, thường được sử dụng ở các nước đang phát triển thuộc OECD theo phiên bản sửa đổi năm 2004. Những lý do trên cho thấy cần có một nghiên cứu đánh giá về chỉ số QTCT toàn diện cũng như chi tiết cho tất cả các công ty niêm yết trên HOSE, Việt Nam; từ đó, xem xét ảnh hưởng của chỉ số QTCT toàn diện và các chỉ số QTCT thành phần đến hiệu quả tài chính công ty trong hiện tại và tương lai. 2.10.2 Các giả thuyết nghiên cứu về tác động của QTCT đến hiệu quả tài chính (HQTC) 1) Chỉ số quản trị công ty (CGI) và HQTC 2 Vui lòng xem thêm chi tiết trong phần phụ lục. 7
Đề tài được thực hiện thông qua các giả thuyết sau đây. a) Chỉ số QTCT tổng và hiệu quả tài chính Giả thuyết 1 được đưa ra để trả lời câu hỏi nghiên cứu 1 và đáp ứng mục tiêu 1: H1: QTCT tốt ở hiện tại (năm t) không chỉ có tác động tích cực đến hiệu quả tài chính công ty trong cùng năm mà còn trong tương lai (năm t+1, t+2). b) Các chỉ số QTCT (CGI) thành phần và hiệu quả công ty Quyền cổ đông Giả thuyết 2 trong nghiên cứu này nhằm trả lời câu hỏi 1 và đáp ứng mục tiêu 1 được đề nghị như sau: H2a: Quyền cổ đông (cg_rosh) được quan tâm ở hiện tại (năm t) không chỉ có tác động tích cực đến hiệu quả tài chính công ty trong cùng năm mà còn ở tương lai (năm t+1, t+2). Đối xử bình đẳng các cổ đông H2b: Đối xử bình đẳng các cổ đông (cg_etsh) được đảm bảo hôm nay (năm t) không chỉ có tác động tích cực đến hiệu quả tài chính công ty trong hiện tại mà còn trong tương lai (năm t+1, t+2). Vai trò các bên liên quan H2c: Vai trò bên liên quan (cg_rost) được quan tâm tốt hiện tại (năm t) không chỉ có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả tài chính công ty ở cùng năm mà còn trong tương lai (năm t+1, t+2). Công khai - minh bạch thông tin và hiệu quả tài chính H2d: Công khai và minh bạch thông tin (cg_dat) tốt hiện tại (năm t) có tác động tích cực đến hiệu quả tài chính công ty không chỉ trong cùng năm mà còn trong tương lai (năm t+1, t+2). Trách nhiệm của Hội đồng quản trị H2e: Trách nhiệm của HĐQT (cg_reob) được thực hiện tốt hiện tại (năm t) có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả tài chính công ty không chỉ ở cùng năm mà còn trong tương lai (năm t+1, t+2). 2) Quan tâm thực hiện công khai minh bạch thông có giúp cải thiện hiệu quả công ty Luận án được thực hiện để tìm bằng chứng về mối quan hệ giữa công bố thông tin và hiệu quả tài chính của công ty trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Đây là vấn đề rất được quan tâm trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn khát khao luồng vốn đầu tư để đáp ứng nhu cầu tăng trưởng kinh tế. Do đó, đề tài đề xuất giả thuyết 3 để trả lời câu hỏi 2 và thực hiện mục tiêu 2 như sau: H3: Quan tâm công khai và minh bạch thông tin tác động tích cực đến hiệu quả tài chính công ty không chỉ ở hiện tại mà còn trong tương lai (năm t+1, t+2). 3) Những thay đổi của điểm chỉ số QTCT tổng cũng như chỉ số quản trị thành phần và hiệu quả công ty Giả thuyết nghiên cứu 4 được đề xuất để giải thích câu hỏi 3 của mục tiêu 3 như sau: H4: Những thay đổi về sự tiến bộ của thực hành QTCT hiện tại có tác động tích cực dẫn đến sự thay đổi về hiệu quả tài chính công ty tương lai. Kết luận chương Chương 3: PHƯƠNG PHÁP VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU 3.1 Giới thiệu 3.2 Xây dựng các biến trong mô hình nghiên cứu 3.2.1 Phương pháp chấm điểm cho chỉ số CGI 3.2.1.1 Tiêu chí và cơ sở đánh giá Sự thu thập dữ liệu được dựa trên sự đa dạng lớn về thông tin có sẵn công khai. Vì thế, một công ty có thể cam kết thực hành QTCT tốt nhưng không báo cáo các thực hành này. Trong những trường hợp này, điểm số QTCT của công ty có thể bị giảm đi. Về mặt này thì báo cáo sẽ không được giải thích. Minh bạch và công khai là quan trọng đối với quyết định đầu tư và các nhà đầu tư cũng mong muốn và nhận được thông tin về QTCT vì họ muốn biết công ty được quản trị như thế nào. Việc đánh giá sẽ bao quát tất cả khía cạnh khác nhau của thực hành QTCT. Tuy nhiên, những điều này chắc chắn được kết nối và quan hệ chặt chẽ. Do đó, một câu hỏi/điều kiện đánh giá có thể thích hợp và như nhau ở các khoản mục đánh giá khác. Chất lượng của thực hành QTCT trong mỗi câu hỏi về công ty được đánh giá ở hai mức độ và sử dụng trong phương pháp đánh giá như sau: 8
+ Mức độ thực hành QTCT tốt được quan sát/tìm thấy hoàn toàn hoặc một phần: được chấm 1 điểm (đáp ứng tích cực). + Mức độ thực hành QTCT không được tìm thấy hay không tuân thủ: được chấm 0 điểm (đáp ứng tiêu cực). Bảng 3.1: Thống kê số lượng tiêu chí đánh giá và câu hỏi theo 5 chỉ số QTCT thành phần theo OECD (2004) Số lượng Số lượng STT Khoản mục Ký hiệu tiêu chí câu hỏi 1 Quyền cổ đông cg_rosh 5 25 2 Đối xử bình đẳng các cổ đông cg_etsh 5 17 3 Vai trò của các bên liên quan cg_rost 4 21 4 Công khai và minh bạch cg_dat 9 41 5 Trách nhiệm của HĐQT cg_reob 5 75 Tổng cộng 28 179 (Nguồn: OECD, 2004) 3.2.1.2 Phương pháp và công thức sử dụng để chấm điểm CGI Phương pháp phân tích nội dung được sử dụng, nghĩa là chuyển các câu hỏi thực hành QTCT thành các chỉ số định lượng. Cụ thể như sau: + Bước 1: Nếu thông tin về QTCT có hiện diện hoặc thực hiện một phần sẽ được 1 điểm; ngược lại, nếu không tìm thấy thông tin hoặc thông tin không đáp ứng câu hỏi sẽ được 0 điểm (Brown & Caylor 2004; Gompers et al. 2003). + Bước 2: Tính điểm trung bình của từng tiêu chí CGI bằng trung bình của điểm trả lời của từng câu hỏi tương ứng với các câu hỏi trong từng tiêu chí. để ả ờ ủ ừ â ỏ CGI tiêu chí = ∑ ố â ỏ + Bước 3: Tính điểm trung bình của CGI thành phần bằng trung bình của điểm trung bình các tiêu chí trong CGI thành phần. ê í CGI thành phần ij = ∑ á ê í + Bước 4: Tính điểm CGI tổng (total_cg) của từng công ty sẽ là trung bình cộng của 5 QTCT thành phần trên (Brown & Caylor 2006; Gompers et al. 2003), như sau: ∑%&' à # ầ CGItổng ij = ( Trong đó, CGIj : Chỉ số QTCT tổng hợp của công ty thứ j; do đó, 0≤ CGI ≤ 1. Hai nhóm trợ lí nghiên cứu thực hiện quá trình chấm điểm. Nhóm thứ 1 phân tích nội dung và chấm điểm QTCT, nhóm thứ 2 chấm kiểm tra, theo quy trình tương tự và độc lập với nhóm 1. Kết quả của 2 nhóm được dùng để kiểm tra chéo. Nếu kết quả của 2 nhóm khác biệt dưới 5% thì kết quả nhóm 1 được chấp nhận là chỉ số QTCT của công ty liên quan. Chỉ số QTCT tổng được tính theo phương pháp không có trọng số đối với 5 chỉ số QTCT thành phần (Brown & Caylor 2006; Garay & González 2008; Gompers et al. 2003) vì phương pháp này có ưu điểm là có thể so sánh chất lượng thực hành QTCT giữa các quốc gia với nhau. 3.2.1.3 Quá trình chấm điểm CGI3 Quá trình chấm điểm cụ thể được thực hiện như sau: Bước 1: Chấm thử Bước 2: Tiến hành thảo luận với chuyên gia. Bước 3: Tiến hành chấm điểm chính thức. 3.2.2 Các biến trong mô hình 1) Các biến độc lập trong mô hình: 3 Vui lòng xem thêm Phụ lục 6 về chấm điểm điển hình cho trường hợp của công ty cổ phần Vinamilk từ 2013-2015. 9
a. Biến total_cg: b. Biến cg_rosh: là biến chỉ số quản trị thành phần liên quan đến Quyền cổ đông. c. Biến cg_etsh là biến chỉ số quản trị thành phần đến Đối xử bình đẳng cổ đông. d. Biến cg_rost là biến chỉ số quản trị thành phần đến Vai trò các bên liên quan. e. Biến cg_dat: là biến chỉ số quản trị thành phần liên quan đến Công khai minh bạch thông tin. f. Biến cg_reob là biến chỉ số quản trị thành phần đến Trách nhiệm HĐQT. 2) Biến phụ thuộc: là hiệu quả tài chính công ty (HQTC). a. Lợi nhuận trên tài sản (ROA) b. Lợi nhuận trên vốn chủ (ROE) c. Tobin’s Q d. Giá cổ phiếu (stock price) 3) Các biến kiểm soát trong mô hình 3.3 Phương trình hồi quy Theo Bhagat & Bolton (2008), phương trình hồi quy đa biến tổng quát dự kiến sẽ có dạng như sau: - Để thực hiện mục tiêu 1, đề tài đề xuất phương trình hồi quy 1 như sau: Đối với chỉ số QTCT tổng (total_cg) Phương trình hồi quy 1a (cùng năm): HQTC = β/ + β 12134_67 + β8 LEV8 + β< SIZE< + uA (1a) Phương trình hồi quy 1b (lệch 1 năm): HQTCB,DE = β/ + β 12134_67 , + β8 LEV8, + β< SIZE
Mỗi phương trình hồi quy được sử dụng cho từng biến hiệu quả tài chính đều được kiểm tra các lỗi có thể xảy ra như: phương sai thay đổi, đa cộng tuyến và nội sinh. Sau đó, đề tài tiến hành thực hiện các kiểm định để chọn mô hình hồi quy phù hợp như sau: + Kiểm định F: được dùng để so sánh để chọn mô hình Pooled OLS hay FEM; + Kiểm định LM (Breusch-Pagan Lagrange Multiplier): được dùng để lựa chọn mô hình Pooled OLS hay REM; + Kiểm định Hausman: được dùng để so sánh lựa chọn mô hình FEM hay REM. Tuy nhiên, điểm yếu của các phương trình hồi quy trên là không xử lý được hiện tượng nội sinh tiềm ẩn trong mô hình, do đó phương pháp 2SLS được đề tài áp dụng để xử lý nếu phát hiện trong phương trình hồi quy có xảy ra vấn đề nội sinh. Cụ thể, số liệu của đề tài được thực hiện như sau: Đầu tiên, sau khi kiểm tra số liệu cho thấy hiện tượng phương sai thay đổi đã xảy ra đối với mô hình nghiên cứu. Để loại bỏ hiện tượng này, mô hình hồi quy được chạy với lệnh robust trong phần mềm Stata nếu phát hiện hiện tượng này có xảy ra trong mô hình. Thứ hai, chúng tôi kiểm tra đa cộng tuyến và thấy rằng điều này không phải là vấn đề đối với các phân tích của đề tài thông qua kết quả các hệ số tương quan giữa các biến và được trình bày ở nội dung mô tả dữ liệu. Cuối cùng, mối quan hệ giữa chỉ số QTCT (CGI) và HQTC có thể xảy ra hiện tượng nội sinh (Lehn et al. 2007; Wintoki et al. 2012), nên thông thường các nghiên cứu chọn mô hình hồi quy dạng FEM để giảm đi vấn đề nội sinh trong trường hợp nghiên cứu không tìm được biến công cụ thích hợp để xử lý (Cheung, Jiang & Tan 2010). Tuy nhiên, các nghiên cứu của Connelly et al. (2012), Wintoki et al. (2012) và Lehn et al. (2007) tìm thấy việc kiểm soát tốt đối với hiệu quả hoạt động quá khứ sẽ không tồn tại mối quan hệ đồng thời giữa chỉ số quản trị công ty và giá trị công ty. Do đó, vấn đề nội sinh trong mô hình được xử lý như sau: + Nếu phát hiện mô hình hồi quy của biến chỉ số QTCT tổng (total_cg) có hiện tượng nội sinh xảy ra bằng phương pháp kiểm định của Durbin Wu-Hausman (Black, Jang, et al. 2006a), đề tài tiến hành xử lý bằng cách thêm vào mô hình biến bình quân hiệu quả hoạt động quá khứ của 2 năm trước đó có liên quan đến các biến HQTC (ROA, ROE, Tobin’s Q và SRD), và các biến công cụ đó được đặt tên là roa_a, roe_a, lnq_a và srd_a tương ứng với các biến HQTC. + Đối với mô hình hồi quy của các biến chỉ số QTCT thành phần. Nếu phát hiện nội sinh trong mô hình, các biến công cụ được đề xuất sử dụng trong mô hình hồi quy có số lượng biến bằng với số biến các chỉ số QTCT thành phần, gồm: bcom (board committee) là số lượng tiểu ban được thành lập và hoạt động, bằng 1 nếu công ty có ít nhất hai tiểu ban giúp việc cho HĐQT, và ngược lại là 0; bsize (board size) là số lượng thành viên HĐQT; ib (independent board) là tỷ lệ phần trăm của các thành viên HĐQT độc lập không điều hành; duality là biến giả được ghi nhận là 1 nếu Chủ tịch HĐQT kiêm CEO và ngược lại là 0; và firmyear là số năm công ty được niêm yết và được lấy logarit tự nhiên (Cheung, Jiang, Limpaphayom, et al. 2010). Vì vậy, mô hình hồi quy (1), (2) và (3) thành (1’), (2’) và (3’) như sau: Mô hình hồi quy 1 theo 2SLS được thực hiện để xem xét mối quan hệ giữa chỉ số QTCT tổng (1’) hay các chỉ số QTCT thành phần (1’’) với HQTC trong cùng năm (tương tự cho lệch năm): HQTC = β/ + β 12134_67 + β8 HQTC_a8 + β< LEV< + βN SIZEN + u (1’) HQTC = β/ + β 67_J2Kℎ + β8 67_M1Kℎ8 + β< 67_J2K1< + βN 67_O31N + β( 67_JM2P( + βQ LEVQ + βR SIZER + β_ P62`_ + βa PKbcMa + β / Od34b1e /B + β fbJ`eM3J B + β 8 HQTC_a 8 + u (1’’) Mô hình hồi quy 2 theo 2SLS được thực hiện để kiểm tra mối quan hệ giữa chỉ số Công khai minh bạch với HQTC cho cùng năm (tương tự đối với lệch năm): HQTC , = β/ + β 67_O31 + β8 HQTC_a8 + β< LEV< + βN SIZEN + u (2’) Mô hình hồi quy 3 theo 2SLS về sự thay đổi của chỉ số QTCT tổng (3’a) và các chỉ số quản trị thành phần (3’b) với HQTC: THQTC , E = β/ + β T12134_67 + β8 HQTC_a8 + β< LEV< + βN SIZEN + u (3′3) THQTC , E = β/ + β T67_J2Kℎ + β8 T67_M1Kℎ8 + β< T67_J2K1< + βN T67_O31N + β( T67_JM2P( + βQ LEVQ + β SIZER + β_ P62`_ + β PKbcMa + β / Od34b1e / + β fbJ`eM3J + β 8 HQTC_a 8 + u (3’b) 11
trong đó, HQTC_a: biến đại diện cho hiệu quả tài chính của 2 năm bình quân liền trước gồm roa_a, roe_a, lnq_a, srd_a. lev: đòn bẩy tài chính [log(tổng nợ/tổng tài sản)]; size: quy mô công ty [log(tổng tài sản)]; bcom: tiểu ban trực thuộc HĐQT; bsize: quy mô HĐQT; duality: sự kiêm nhiệm; ib: số thành viên độc lập trong HĐQT; firmyear: số năm công ty niêm yết [ln(firmyear)] Cuối cùng, để giảm bớt ảnh hưởng của một số quan sát bất thường và sự biến động về giá trị của một số biến trong mô hình, hàm logarit được sử dụng đối với các biến như Tobin’s Q (lnq), size, lev, firmyear (Connelly et al. 2012; Nguyen et al. 2014). Các kết quả phân tích hồi quy chỉ được thảo luận sau khi đã xử lý các vấn đề trên. Mô hình nghiên cứu của đề tài được thực hiện như sau: Chỉ số QTCT tổng H1 Quản trị công ty (QTCT) Quyền cổ đông H2a Hiệu quả công ty Các biến Đối xử bình đẳng H2b kiểm soát: với cổ đông lev, size ROA H2c ROE Vai trò các bên TBQ SRD Các biến liên quan H2d công cụ: bcom, Công khai và minh H3 bsize, ib, bạch duality, firmyear Trách nhiệm H2e HĐQT H4 Δtotal_cg và Δchỉ số thành phần Hình 3.1 Mô hình nghiên cứu của đề tài Kết luận chương Chương 4: CHỈ SỐ QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH: BẰNG CHỨNG TỪ VIỆT NAM4 4.1 Giới thiệu 4.2 Mô tả dữ liệu Đối tượng nghiên cứu để chấm điểm gồm 789 công ty/năm niêm yết tại HOSE trong giai đoạn từ năm 2013 đến 2015 để chấm điểm QTCT (263 công ty/năm). Do đề tài chọn dữ liệu nghiên cứu là dạng dữ liệu bảng và không cân bằng về số lượng các công ty qua các năm trong giai đoạn nghiên cứu do những công ty được niêm yết mới hay bị hủy trong giai đoạn này sẽ không được đưa vào mẫu nghiên cứu. Tất cả các số liệu và thông tin về công ty được thu thập từ các báo cáo công khai như báo cáo tài chính đã kiểm toán, báo cáo thường niên, báo cáo quản trị,..., giá cổ phiếu được lấy từ HOSE trong giai đoạn 2013–2015 được dùng để chấm điểm thực hành quản trị, dữ liệu tài chính được thu thập từ năm 2011 đến 2016. Mô hình nghiên cứu (1) gồm 1 biến phụ thuộc là HQTC, 1 biến giải thích (chỉ số QTCT tổng) và 2 biến kiểm 4 Một số kết quả của chuyên đề này đã được đăng trên Tạp chí Phát triển kinh tế vào tháng 1/2017 và đã được sự đồng ý của đồng tác giả. 12
soát; (2) gồm 1 biến phụ thuộc, 5 biến giải thích (gồm 5 chỉ số quản trị thành phần) và 2 biến kiểm soát. Mỗi biến khác nhau trong mô hình được sử dụng dữ liệu tính toán khác nhau. 4.3 Kết quả và thảo luận 4.3.1 Thống kê mô tả Bảng 4.1 Chỉ số quản trị công ty trung bình ở các nước Asean giai đoạn 2012–2013 Trách Vai trò Công khai Năm quan Số quan Quyền cổ Đối xử nhiệm Quốc gia các bên và minh sát sát đông bình đẳng hội đồng liên quan bạch quản trị Indonesia 2012–2013 100 34,4 37,4 52,2 53,7 44,1 Philippines 2012–2013 100 56,0 71,4 28,0 54,3 40,9 Singapore 2012–2013 100 5,1 11,7 3,8 14,1 21,8 VN 2012–2013 39 41,3 43,0 26,9 37,2 17,2 VN(*) 2013–2015 569 49,5 58,1 56,5 76,7 46,6 Nguồn: ADB (2013); (*) Tính toán của tác giả. Bảng 4.1 cho thấy điểm QTCT của các công ty niêm yết VN được cải thiện đáng kể từ năm 2013 đến năm 2015. Tuy nhiên, sự khác biệt này có thể do cỡ mẫu khác nhau, mẫu các năm thuộc giai đoạn 2012–2013 bao gồm 39 công ty niêm yết, đại diện 65,5% tổng vốn hóa thị trường cả Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX) và HOSE, trong khi mẫu các năm thuộc giai đoạn 2013–2015 chỉ gồm HOSE. Bảng 4.2a Thống kê mô tả các biến với chỉ số QTCT tổng (total_cg) được tính theo phương pháp không trọng số và biến chỉ số quản trị tổng (total_cgw) được tính theo phương pháp có trọng số như khảo sát của ADB (2013)5, gồm 15% cg_rosh + 5%cg_etsh + 20%cg_rost + 30%cg_dat + 30%cg_roeb. Giá trị trung Giá trị nhỏ Giá trị lớn Biến Quan sát Độ lệch chuẩn bình nhất nhất ROA 789 0,1268 0,0991 -1,5874 0,7837 ROE 789 0,0834 0,3660 -7.8364 0,9821 SRD 789 0,4124 0,1091 0,1650 0,8620 lnQ 789 -0,3523 0,5435 -2,44 1,733 roa_a 789 0,1267 0,1420 -0,308 0,6571 roe_a 789 0,0888 0,2568 -5.4731 0,4948 srd_a 789 0,4126 0,0859 0,048 0,67 lnq_a 789 -0,4605 0,4971 -2,2 1,46 Size 789 12,1265 0,6313 9,93 14,89 Lev 789 -0,3652 0,3422 -2,84 2,71 bcom 789 0,1686 0,3746 0 1 bsize 789 5,8517 1,3702 3 11 duality 789 0,3067 0,4614 0 1 firmyear 789 1,8506 0,3890 0,69 2,77 cg_rosh 789 0,4948 0,1493 0, 116 0, 8 cg_etsh 789 0,5810 0,0658 0,1571 0,7428 cg_rost 789 0,5647 0,1010 0,25 0,8846 cg_dat 789 0,7670 0,0712 0,4783 0,9783 cg_reob 789 0,4660 0,0701 0,217 0,7527 total_cg 789 0,5747 0,0643 0,292 0,8031 total_cgw 789 0,5885 0,0585 0,32 0,812 (Nguồn: Tính toán của tác giả) Bảng 4.2a tóm tắt thống kê mô tả cơ bản của các chỉ số QTCT, ROA, ROE, TBQ, SRD, các biến công cụ và các biến kiểm soát giai đoạn 2013–2015. Chỉ số QTCT tổng (total_cg) với phương pháp tính không trọng số có khoảng điểm từ 0,29 đến 0,80 với trung bình là 0,57 và độ lệch chuẩn là 0,064, trong khi chỉ số QTCT tổng có trọng số (total_cgw) không có khác biệt nhiều, cụ thể có khoảng điểm từ 0,32 đến 081 5 Khảo sát của ADB (2013) tại VN vào 2012-2013 được dựa trên các Nguyên tắc QTCT của OECD (2004) và cách tính chỉ số QTCT tổng theo phương pháp có trọng số. 13
với trung bình 0,58 và độ lệch là 0,059. Ở đây, chỉ số tổng được tính theo phương pháp có trọng số chỉ được dùng để so sánh với chỉ số quản trị tổng được tính theo phương pháp không trọng số nhằm kiểm tra tính vững của kết quả nghiên cứu. Ngoài ra, biến lnQ là biến Tobin’s Q được lấy logarit tự nhiên nên có giá trị trung bình -0,46; biến lev cũng được lấy logarit thập phân nên có giá trị trung bình -0,36. Bảng 4.2b thể hiện điểm của chỉ số QTCT tổng và các chỉ số thành phần qua các năm cho thấy đối với 5 nguyên tắc của OECD, các kết quả cho thấy có sự tiến bộ của 3 nguyên tắc và có mức điểm trung bình trên 50% là đối xử bình đẳng các cổ đông, vai trò các bên liên quan và công khai minh bạch. Hơn nữa, mặc dù chỉ số trách nhiệm của HĐQT có tiến bộ nhưng điểm vẫn còn khá thấp và dưới 50%, không đạt theo yêu cầu tối thiểu của một thông lệ tốt là 60%. Đặc biệt, đối với quyền cổ đông thì nguyên tắc này giai đoạn 2013-2014 đạt điểm khoảng 50%, nhưng năm 2015 giảm xuống còn 47,7%. Nguyên nhân của việc giảm điểm ở nguyên tắc này là các công ty thường vi phạm về việc không thực hiện đúng thời gian trả cổ tức cho các cổ đông như cam kết trong Biên bản họp ĐHĐCĐ, hoặc có công ty né tránh ghi thời gian chi trả cụ thể, nhưng theo quy định của OECD thì thời gian trả cổ tức phải được thực hiện trong vòng 30 ngày kể từ ngày họp ĐHĐCĐ. Điều này làm mất lòng tin của các cổ đông. Một nguyên nhân khác nữa, đó là trong các biên bản họp của nhiều công ty không thể hiện câu hỏi của các cổ đông và trả lời của HĐQT. Nhìn chung, thực hành QTCT của các công ty niêm yết Việt Nam đã có nhiều tiến bộ so với đánh giá của IFC (2012) và ADB (2013). Hình 4.1 thể hiện điểm trung bình của chỉ số QTCT tổng và thành phần qua 3 năm theo tiêu chuẩn quốc tế của OECD (2004). Nhìn chung, thực hành QTCT không biến đổi nhiều qua các năm nhưng đã có nhiều tiến bộ so với điểm số của ADB (2013), các chỉ có chỉ số QTCT thành phần là công khai minh bạch (cg_dat), đối xử bình đẳng các cổ đông (cg_etsh) và vai trò các bên liên quan (cg_rost) có điểm trung bình cao hơn 50%, trong đó cg_dat đạt nhiều tiến bộ nhất so với thống kê của ABD (2013) như được trình bày ở bảng 4.1. Bảng 4.3a đến 4.3b trình bày hệ số tương quan của các biến trong cùng năm, năm (t+1) và (t+2). Nhìn chung, chỉ số QTCT tổng (total_ cg) cũng như các biến QTCT thành phần đều có tương quan dương với biến ROA, ROE, lnq cùng năm cũng như khác năm. Tuy nhiên, biến total_cg và các biến QTCT thành phần cùng năm và lệch năm đều có mối quan hệ âm với biến SRD. Ngoài ra, bảng 4.3a và 4.3b cho thấy độ lớn của hệ số tương quan được dùng để so sánh kết quả tác động của giữa chỉ số QTCT tổng không có trọng số và có trọng số là không chênh lệch nhiều. Bảng 4.3a: Hệ số tương quan giữa biến quản trị công ty tổng (total_cg) và hiệu quả tài chính công ty cùng năm Biến total_cg ROA roa_a ROE roe_a SRD srd_a lnQ lnq_a size lev total_cg 1,0000 ROA 0,2676 1,0000 roa_a 0.2167 0,2908 1,0000 ROE 0,1303 0,6124 0,1148 1,0000 roe_a 0,2167 0,1910 0,3596 0,0673 1,0000 SRD -0,3767 -0,2750 -0,1661 -0,2028 -0,2607 1,0000 srd_a -0,3214 -0,2010 -0,3282 -0,1131 -0,2932 0,5274 1,0000 lnQ 0,2804 0,4507 0,2915 0,1940 0,2329 -0,2261 -0,1923 1,0000 lnq_a 0,2492 0,3701 0,2163 0,1599 0,2289 -0,2965 -0,1948 0,8067 1,0000 Size 0,3254 -0,0602 -0,1743 0,0362 0,0645 -0,3325 -0,2230 -0,1070 -0,0073 1,0000 Lev -0,0647 -0,2322 -0,3289 -0,0855 -0,1371 0,1024 0,0579 -0,2026 -0,2004 0,1873 1,0000 (Nguồn: Tính toán của tác giả) 4.3.2 Các kết quả phân tích hồi quy Các kết quả hồi quy được thực hiện như sau: 1) Chỉ số QTCT (CGI) tổng/thành phần (sub_CGI) tác động đến các chỉ số HQTC cùng năm (bảng 4.6 và 4.7); 2) Chỉ số QTCT tổng/thành phần tác động đến các chỉ số HQTC lệch (t+1) năm (bảng 4.8 và 4.10); lệch (t+2) năm (bảng 4.9 và 4.11); 3) Chỉ số Công khai minh bạch (cg_dat) và HQTC (bảng 14
4) Sự thay đổi của chỉ số QTCT tổng (Δtotal_cgi)/thành phần (Δcg) ảnh hưởng đến sự thay đổi của các chỉ số HQTC (ΔHQTC) trong giai đoạn 2013-2015 (bảng 4.12 và 4.13) Bảng 4.6a dưới đây cho thấy các kết quả hồi quy theo cả 3 mô hình gồm Pooled OLS, FEM và REM về sự ảnh hưởng của total_cg đến HQTC trong cùng năm, trong khi bảng 4.6b trình bày các kết quả về xử lý nội sinh theo phương pháp hồi quy 2 bước (2SLS). Và, kết quả cuối cùng được thảo luận theo 2 cách: + Nếu phát hiện mô hình hồi quy có xảy ra hiện tượng nội sinh, kết quả được thảo luận sẽ là kết quả sau khi xử lý nội sinh (2SLS) + Nếu hiện tượng nội sinh trong mô hình sau khi kiểm tra không được phát hiện, kết quả được thảo luận là kết quả hồi quy từ một trong ba mô hình hồi quy phù hợp nhất sau khi đã thực hiện các kiểm định gồm F test, Lagrangian multiplier test và Hausman test. 4.3.2.1 Kết quả phân tích hồi quy giữa chỉ số QTCT tổng (total_cg) và HQTC Kết quả kiểm tra nội sinh ở bảng 4.6b, 4.8b và 4.9b đối với mối quan hệ giữa total_cg và HQTC ở lần lượt trong cùng năm, 1 năm và 2 năm kế tiếp cho thấy mô hình hồi quy với biến phụ thuộc là ROA, lnq và SRD đều có xảy ra hiện tượng nội sinh trong mô hình thông qua kiểm định Durbin và Wu-Hausman, trong khi đối với ROE không xảy ra nội sinh và mô hình phù hợp để giải thích là Pooled OLS ở bảng 4.6a. Kết quả hồi quy theo 2SLS ở bảng 4.6b, 4.8b và 4.9b cho thấy chỉ số QTCT tổng đều có mối quan hệ dương mạnh ở mức ý nghĩa 1% với các biến HQTC gồm ROA và lnq, trong khi đó có quan hệ tỷ lệ nghịch mạnh với SRD ở mức ý nghĩa 1% trong cùng năm, 1 và 2 năm kế tiếp. Bằng chứng về mối quan hệ giữa chỉ số QTCT tổng (total_cg) và HQTC trong cùng năm phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước đây của Connelly et al. (2012), Ly & Duc (2016), Nguyen et al. (2014), và Wintoki et al. (2012), và kết quả này ủng hộ giả thuyết thứ nhất của nghiên cứu. Hơn nữa, các kết quả trên đã được kiểm tra tính vững bằng 2 cách như sau: Thứ nhất, đề tài tiến hành xem xét mối tương quan giữa biến công cụ (IV) và biến total_cg. Các kết quả ở các bảng 4.6b, 4.8b và 4.9b cho thấy các biến công cụ này là phù hợp vì có mối tương quan chặt chẽ với total_cg; do đó, kết quả này cho biết hiện tượng nội sinh đã được xử lý trong mô hình hồi quy. Riêng đối với biến hiệu quả là ROE, kết quả kiểm tra phát hiện mô hình hồi quy không xảy ra hiện tượng nội sinh ở cả 3 trường hợp trong cùng năm, 1 và 2 năm kế tiếp, nên kết quả giải thích được xem ở bảng 4.6a, 4.8a và 4.9a. Thứ hai, kết quả của đề tài được so sánh với kết quả hồi quy của chỉ số QTCT tổng được tính theo tỷ lệ trọng số của các chỉ số QTCT thành phần như IFC công bố về QTCT ở Việt Nam năm 2012; các trọng số gồm 15% của quyền cổ đông (cg_rosh), 20% của đối xử bình đẳng các cổ đông (cg_etsh), 5% của vai trò bên liên quan (cg_rost), 30% của công khai minh bạch (cg_dat), và 30% của trách nhiệm HĐQT (cg_reob). Phân tích hồi quy có trọng số của biến total_cgw ở bảng 4.12a và 4.12b cho thấy có các kết quả tương tự như các kết quả đối với chỉ số total_cg không có trọng số. Tương tự, đề tài cũng thực hiện kiểm tra về phương sai thay đổi (PSTĐ) bằng kiểm định White và đa cộng tuyến đối với các mô hình hồi quy. Kết quả được thể hiện ở phụ lục cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra đối với các mô hình hồi quy vì hệ số phóng đại (vif) trung bình là 1.12. Ngoài ra, mô hình của mối quan hệ giữa total_cg và HQTC trong cùng năm không xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi, tuy nhiên ở năm (t+1) có xảy ra phương sai thay đổi đối với các biến hiệu quả là lnq và SRD, và năm (t+2) chỉ còn xảy ra đối với biến lnq. Do đó, để xử lý hiện tượng này, đề tài thêm lệnh robust trong phần mềm Stata để khắc phục hiện tương phương sai thay đổi khi chạy hồi quy. Qua các kết quả hồi quy ở các bảng trên đối với biến total_cg cho thấy thực hành QTCT tốt hiện tại không chỉ tác động tốt đến HQTC trong cùng năm như đối với ROA và Tobin’s Q, mà còn giúp làm tăng hiệu quả tài chính ở 1 và 2 năm kế tiếp. Hơn nữa, thực hành tốt QTCT không những làm giảm biến động giá cổ phiếu trên thị trường trong cùng năm, mà còn giúp thị trường giảm rủi ro về biến động giá cổ phiếu trong tương lai, và vì thế tạo sự an toàn hơn về môi trường đầu tư đối với các nhà đầu tư dài hạn. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Bhagat & Bolton (2008); tuy nhiên, kết quả của nghiên cứu cho thấy tác động của chỉ số QTCT đối với hiệu quả công ty chỉ lan truyền 1 năm sau đó. Đối với biến ROE thì chỉ số total_cg chỉ có tác động dương mạnh đến ROE trong cùng năm theo kết quả hồi quy của mô hình phù hợp là OLS ở bảng 4.6a. Tuy nhiên, tác động này không tiếp tục ở 1 và 2 năm kế tiếp, kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Ertugrul & Hegde (2009) khi sử dụng điểm quản trị tổng hợp và có sẳn trên thị trường để xem xét mối quan hệ với hiệu quả công ty, và kết quả cho thấy không thể dự báo hiệu quả tài chính tương lai. Mặt khác, khi xem xét ảnh hưởng của sự thay đổi về điểm QTCT tổng (Δtotal_cg) cũng như điểm của các chỉ số QTCT thành phần đến sự thay đổi về HQTC, kết quả hồi quy theo phương pháp OLS cho 15
thấy không có mối quan hệ phát sinh vì mô hình không có ý nghĩa; hơn nữa, khi hồi quy dạng dữ liệu bảng thì phần mềm không thực hiện được do lỗi không đủ các quan sát xảy ra. Vì vậy, kết quả này cần được nghiên cứu thêm vì nghiên cứu của Black, Jang, et al. (2006a) và Cheung et al. (2011) cho thấy sự thay đổi về sự tiến bộ của thực hành QTCT (worst-to-best) được đo lường qua chỉ số CGI toàn diện có mối quan hệ tích cực đến hiệu quả công ty sau đó, được đo lường bằng Tobin’s Q và Market-to-book value. 4.3.2.2 Đối với quan hệ giữa các chỉ số QTCT thành phần và HQTC: Tương tự như các bước kiểm tra mô hình hồi quy của chỉ số QTCT tổng, mô hình hồi quy đối với các chỉ số QTCT thành phần được kiểm tra về phương sai thay đổi, đa cộng tuyến và nội sinh trước khi phân tích kết quả hồi quy. + Đối với hiện tượng phương sai thay đổi: đề tài thực hiện kiểm tra bằng kiểm định White. Kết quả cho thấy hiện tượng phương sai thay đổi chỉ xảy ra đối với mô hình hồi quy được thực hiện giữa các chỉ số QTCT thành phần và HQTC trong cùng năm, trong đó xảy ra đối với mô hình hồi quy có các biến phụ thuộc là Tobin’s Q và SRD. + Hiện tượng đa cộng tuyến được phát hiện không ảnh hưởng lớn đến kết quả hồi quy vì hệ số phóng đại trung bình là 1.35. + Kết quả kiểm tra nội sinh được xử lý tương tự như đối với chỉ số total_cg, nhưng biến nội sinh được sử dụng để xử lý phải có số lượng biến bằng hoặc lớn hơn số biến bị nghi ngờ có nội sinh trong mô hình hồi quy. Tuy nhiên, như nghiên cứu của Wintoki et al. (2012) cho rằng trong thực tế, việc nhận diện và đánh giá một biến công cụ nội sinh chặt chẽ hay tốt là rất khó trong nghiên cứu về QTCT, và vấn đề trở nên phức tạp hơn khi số lượng biến công cụ nội sinh tăng với số lượng phương trình trong hệ thống. Vì vậy, đề tài đã chọn một số biến công cụ để xử lý nội sinh dựa trên lược khảo các nghiên cứu trước và sự thuận lợi trong việc lấy dữ liệu trên thị trường Việt Nam. Các biến công cụ được sử dụng gồm: bình quân HQTC của 2 năm trước, bcom (số lượng tiểu ban HĐQT), bsize (quy mô HĐQT), ib (sự độc lập của HĐQT), duality (sự kiêm nhiệm), và firmyear (số năm niêm yết của công ty). Sau khi hoàn tất các kiểm tra trên, các kết quả phân tích hồi quy về mối quan hệ giữa các chỉ số QTCT thành phần và HQTC được trình bày ở các bảng 4.7 (quan hệ cùng năm), 4.10 (lệch 1 năm), và 4.11 (lệch 2 năm). Cụ thể như sau: Xem xét cùng năm Khi xem xét ảnh hưởng cùng năm về mối quan hệ giữa các chỉ số QTCT thành phần và HQTC, kết quả bảng 4.7a và b cho thấy chỉ số đối xử bình đẳng các cổ đông (cg_etsh) có mối quan hệ tỷ lệ nghịch ở mức ý nghĩa 5% với lnq (sau khi đã xử lý nội sinh), kết quả này ngụ ý rằng các cổ đông lớn nắm quyền kiểm soát trong các công ty niêm yết trên thị trường Việt Nam giúp làm tăng giá trị công ty, điều này còn có nghĩa rằng các cổ đông lớn do nắm nhiều cổ phiếu nên có quyền biểu quyết lớn hơn so với các cổ đông thiểu số, và trong thực tế đôi khi cơ hội kinh doanh xảy ra rất nhanh do đó cần phải sự quyết đoán để đưa ra quyết định đầu tư nhanh chóng và kịp thời, mà vấn đề này chỉ có cổ đông lớn mới có quyền quyết định nhanh trong các đầu tư mạo hiểm, từ đó giúp giá trị công ty tăng lên. Trong khi đó, chỉ số cg_etsh có mối quan hệ dương ở mức 10% với biến SRD (sau khi đã xử lý nội sinh), kết quả này cho thấy việc công ty thực hiện đối xử bình đẳng với các cổ đông thiểu số càng tốt sẽ làm cho giá cổ phiếu của công ty càng bị biến động khi cổ phiếu của công ty được bán trên thị trường, sự biến động giá có thể vì lý do khác nhưng đề tài chưa tìm được giải thích phù hợp về mối quan hệ này. Ngoài ra, kết quả cũng tìm thấy chỉ số công khai minh bạch (cg_dat) có mối quan hệ dương ở mức ý nghĩa 5% với Tobin’s Q (lnq). Công khai minh bạch thông tin là một cơ chế của QTCT rất được quan tâm hiện nay đối với các nhà đầu tư, vì thế kết quả nghiên cứu này đã chứng minh được khi công ty quan tâm và thực hiện tốt công khai minh bạch thông tin sẽ giúp tăng giá trị công ty trên thị trường. Kết quả này phù hợp với nhiều nghiên cứu trước đây ở thị trường phát triển và mới nổi (Connelly et al. 2012; Leuz & Verrecchia 2000). Kết quả mô hình hồi quy phù hợp theo OLS với biến HQTC là ROE cho thấy chỉ số quyền cổ đông (cg_rosh) và trách nhiệm HĐQT (cg_reob) có mối quan hệ dương yếu với ROE (mức ý nghĩa 10%). Điều này cho thấy những công ty thực hiện quyền cổ đông tốt và HĐQT có trách nhiệm sẽ làm tăng hiệu quả tài chính được đo lường dựa trên sổ sách (ROE). 16
Bảng 4.6b: Các kết quả hồi quy với 2SLS đối với ảnh hưởng của chỉ số QTCT tổng (total_cg) đến HQTC cùng năm Biến ROA total_cg ROE total_cg lnQ total_cg SRD total_cg Coef. 1,9276*** 1,6379 28,7718*** -3,1392*** total_cg t-stat 4,92 total_cg 1,44 total_cg 7,33 total_cg -7,88 (sig) (0,000) (0,149) (0,000) (0,000) Coef. 0,0988*** 0,0454*** 0,0304*** -0,188*** roa_a t-stat 5,52 roe_a 5,45 lnq_a 7,15 srd_a -7,46 (sig) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) Coef. -0,0714*** 0,0379*** -0,0270 0,0339*** -1,0869*** 0,0349*** 0,0489*** 0,0294*** size t-stat -4,52 11,06 size -0,59 9,92 size -6,14 9,63 size 2,84 7,62 (sig) (0,000) (0,000) (0,554) (0,000) (0,000) (0,000) (0,005) (0,000) Coef. -0,019 -0,0133** -0,0622 -0,019*** 0,4037 -0,0153* -0,0224 -0,019** lev t-stat -1,15 -2,02 lev -1,31 -3,02 lev 1,58 -1,82 lev -1,13 -2,36 (sig) (0,252) (0,043) (0,192) (0,003) (0,113) (0,069) (0,259) (0,018) F 48,00*** 47,70*** 50,42*** 49,90*** Prob > F (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000) R2 0,1550 0,1542 0,1753 0,1814 Wald (χ2) 49,72*** 10,08** 60,48*** 90,96*** Durbin (χ2) test 28,34*** 0,7421 156,904*** 118,43*** Wu-Hausman test 29,21*** 0,7381 989,048*** 121,311*** (Nguồn: Tính toán của tác giả) Ghi chú: *, **, *** lần lượt tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%. roa_a, lnq_a and srd_a lần lượt là các biến công cụ được sử dụng trong mô hình 2SLS để xử lý nội sinh. 17
Bảng 4.8b: Các kết quả hồi quy với 2SLS đối với ảnh hưởng của chỉ số QTCT tổng (total_cg) năm (t) đến HQTC năm (t+1) Biến ROA(t+1) total_cg(t) ROE(t+1) total_cg(t) lnQ(t+1) total_cg(t) SRD(t+1) total_cg(t) Coef. 2,1642*** 1,5774 24,7517*** -3,030*** totalcg(t) t-stat 9,25 totalcg(t) 0,71 totalcg(t) 8,88 totalcg(t) -8,23 (sig) (0,000) (0,480) (0,000) (0,000) Coef. 0,2890*** 0,0250*** 0,0368*** -0,221*** roa_a t-stat 10,50 roe_a 3,71 lnq_a 8,93 srd_a -9,10 (sig) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) Coef. -0,087*** 0,0358*** -0,0661 0,0346*** -0,9694*** 0,0371*** 0,0399** 0,0241*** size(t) t-stat -7,60 11,15 size(t) -0,78 10,12 size(t) -7,53 11,33 size 2,34 6,88 (sig) (0,000) (0,000) (0,435) (0,000) (0,000) (0,000) (0,020) (0,000) Coef. 0,0053 -0,0012 -0,0226 -0,02*** 0,2857* -0,0116* -0,0223 -0,0147** lev(t) t-stat 0,34 -0,19 lev(t) -0,31 -3,12 lev(t) 1,74 -1,86 lev -1,01 -2,40 (sig) (0,731) (0,846) (0,760) (0,002) (0,083) (0,063) (0,310) (0,016) F 79,25*** 42,54*** 67,66*** 68,85*** Prob > F (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000) R2 0,2325 0,1399 0,2055 0,2083 Wald (χ2) 98,35*** 2,09 84,48*** 108,40*** Durbin (χ2) test 136,48*** 0,2081 397,27*** 168,93*** Wu-Hausman test 163,99*** 0,2069 795,09*** 213,60*** (Nguồn: Tính toán của tác giả) Ghi chú: *, **, *** lần lượt tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%. roa_a, lnq_a and srd_a lần lượt là các biến công cụ được sử dụng trong mô hình 2SLS để xử lý nội sinh. 18
Bảng 4.9b: Các kết quả hồi quy với 2SLS đối với ảnh hưởng của chỉ số QTCT tổng (totalcg) năm (t) đến HQTC năm (t+2) Biến ROA(t+2) Totalcg(t) ROE(t+2) totalcg(t) lnQ(t+2) totalcg(t) SRD(t+2) totalcg(t) Coef. 2.4168*** -0.3064 27.3717*** -2.836*** totalcg(t) t-stat 6.60 totalcgi(t) -0.07 totalcgi(t) 6.99 totalcgi(t) -6.91 (sig) (0.000) (0.941) (0.000) (0.000) Coef. 0.2524*** 0.0138* 0.0351*** -0.222*** roa_a t-stat 7.64 roe_a 1.93 lnq_a 6.93 srd_a -8.19 (sig) (0.000) (0.054) (0.000) (0.000) Coef. -0.089*** 0.0351*** -0.0128 0.0343*** -1.1579*** 0.0369*** 0.0363* 0.0232*** size(t) t-stat -5.28 9.03 size(t) -0.09 8.39 size(t) -6.63 9.18 size 1.88 5.64 (sig) (0.000) (0.000) (0.931) (0.000) (0.000) (0.000) (0.061) (0.000) Coef. -0.007 -0.0003 -0.0745 -0.0125* 0.54091*** -0.0060 -0.0272 -0.0104 lev(t) t-stat -0.37 -0.05 lev(t) -0.94 -1.84 lev(t) 2.85 -0.82 lev -1.22 -1.62 (sig) (0.708) (0.958) (0.346) (0.066) (0.004) (0.414) (0.221) (0.106) F 46.91*** 26.13*** 37.42*** 50.26*** Prob > F (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) R2 0.2123 0.1306 0.2006 0.2241 Wald (χ2) 49.21*** 1.72 53.13*** 71.67*** Durbin (χ2) test 81.98*** 0.0159 106.03*** 104.82*** Wu-Hausman test 96.20*** 0.0158 254.43*** 129.66*** (Nguồn: Tính toán của tác giả) Ghi chú: *, **, *** lần lượt tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%. roa_a, lnq_a and srd_a lần lượt là các biến công cụ được sử dụng trong mô hình 2SLS để xử lý nội sinh. 19
Xem xét mối quan hệ lệch 1 năm Mối quan hệ dương giữa cả chỉ số vai trò bên liên quan (cg_rost) và công khai minh bạch (cg_dat) và Tobin’s Q (sau khi xử lý nội sinh). Điều này cho thấy nếu công ty quan tâm đáng kể đến các bên liên quan như người lao động, khách hàng, cộng đồng, nhà đầu tư, môi trường,…, thì không những tạo ra hình ảnh tích cực của công ty trên thị trường, mà còn làm tăng hiệu quả tài chính của công ty. Bên cạnh đó, chỉ số cg_dat có quan hệ tích cực đến Tobin’s Q cho thấy chất lượng thông tin kịp thời của công ty là vấn đề mà nhà đầu tư rất quan tâm trong bối cảnh thị trường chứng khoán Việt Nam hiện nay. Hơn nữa, từ kết quả phân tích cho thấy mối quan hệ giữa 2 chỉ số này có tác dụng hỗ trợ lẫn nhau vì rõ ràng các công ty thực hành tốt QTCT nhằm để công khai minh bạch thông tin cho các bên liên quan biết về những hoạt động và kế hoạch của công ty ở hiện tại, nhằm không chỉ làm giảm đi sự bất cân xứng thông tin cho các nhà đầu tư mà còn gia tăng niềm tin cho các bên liên quan để tiếp tục mối quan hệ hợp tác trong tương lai, điều này dẫn đến giá trị công ty tăng trên thị trường. Xem xét mối quan hệ lệch 2 năm Kết quả mô hình hồi quy với biến phụ thuộc là SRD cho thấy tồn tại mối quan hệ nghịch yếu giữa chỉ số vai trò bên liên quan (cg_rost) ở hiện tại và biến động giá cổ phiếu trên thị trường ở 2 năm kế tiếp (sau khi kết quả đã được xử lý nội sinh). Điều này cho thấy nếu hiện tại công ty quan tâm đến vai trò và lợi ích của các bên liên quan thì công ty sẽ giảm rủi ro về biến động giá trong tương lai (2 năm kế tiếp). Nói cách khác, công ty niêm yết trên thị trường Việt Nam muốn phát triển bền vững trong tương lai thì công ty cần phải không chỉ quan tâm thật sự đến lợi ích mà còn trở thành người bạn đáng tin cậy của các bên liên quan ngay từ bây giờ vì theo lý thuyết các bên liên quan thì mối quan hệ giữa công ty và các bên liên quan được xây dựng dựa trên niềm tin (Freeman 1984). Kết quả được tìm thấy trong đề tài này phù hợp với các nghiên cứu trước đây (Chicago Press & Freeman 1984; Donaldson & Preston 1995). Hay nói cách khác, việc thực hiện tốt trách nhiệm thông tin, trách nhiệm giải trình và trách nhiệm tài chính đối với các bên liên quan đã được phản ánh cụ thể trong các báo cáo thường niên và báo cáo tài chính là một trong những yếu tố quan trọng có tác động tích cực đến giá trị cổ phiếu của công ty trên thị trường. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Healy & Palepu (2001), Black, Love, et al. (2006) và Meek et al. (1995) cho rằng chất lượng của công bố thông tin cũng phản ánh các mâu thuẫn đại diện và sự bất cân xứng thông tin bên trong công ty, do đó khi thông tin có chất lượng tốt giúp các nhà đầu tư đánh giá tốt về chất lượng tài sản cũng như rủi ro nếu đầu tư. Công khai minh bạch ảnh hưởng trực tiếp đến nhà đầu tư, từ đó tạo nên phản ứng của thị trường, điều này được minh chứng qua kết quả từ bảng 4.11a cho thấy hầu như chỉ số công khai minh bạch chỉ có nghĩa với những biến hiệu quả được đo lường dựa vào thị trường như Tobin’s Q và SRD. Điều này có nghĩa là thông tin công bố đầy đủ không chỉ giúp tăng Tobin’s Q dẫn đến tăng giá trị công ty, mà đồng thời giúp giảm rủi ro biến động giá cổ phiếu (hay nói cách khác là giá cổ phiếu ổn định hơn) dẫn đến tăng giá trị công ty trên thị trường. Trong các biến độc lập thành phần của chỉ số QTCT thì chỉ có chỉ số công khai minh bạch có ý nghĩa ở nhiều trường hợp, tương đối đồng thuận với nhau: (1) chủ yếu ảnh hưởng đến các biến hiệu quả dựa trên thị trường, (2) tăng Tobin’s Q và giảm rủi ro biến động giá. Do vậy, luận án sẽ khảo sát sâu thêm về ảnh hưởng của 1 biến thành phần “Công khai minh bạch” đến HQTC trong nội dung kế tiếp. 4.3.2.3 Mối quan hệ giữa chỉ số công khai minh bạch (cg_dat) và HQTC Các kết quả hồi quy được thực hiện như sau: a) Chỉ số cg_dat với HQTC trong cùng năm; b) Chỉ số cg_dat ở năm hiện tại và HQTC ở 1 và 2 năm kế tiếp; Bảng 4.13a dưới đây cho thấy các kết quả hồi quy theo cả 3 mô hình gồm Pooled OLS, FEM và REM về sự ảnh hưởng của cg_dat đến HQTC trong cùng năm, trong khi bảng 4.13b trình bày các kết quả về xử lý nội sinh theo phương pháp hồi quy 2 bước (2SLS). Bảng 4.13b cho thấy các mô hình hồi quy với các biến HQTC gồm ROA, lnq và SRD đều xảy ra hiện tượng nội sinh trong mô hình qua kiểm định Durbin Wu-Hausman, trong đó biến chỉ số công khai minh bạch (cg_dat) có mối quan hệ tương quan dương mạnh 1% với biến lnq trong cùng năm, hệ số tương quan của mối quan hệ này là 27.751 sau khi được xử lý nội sinh so với 0.585 trong mô hình FEM trước khi xử lý nội sinh. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Cheung, Jiang & Tan (2010) và Chi (2009), và chấp nhận giả thuyết 3 của đề tài, cũng như ủng hộ lý thuyết đại diện. Trong khi đó, kết quả về mối quan hệ giữa biến cg_dat và biến SRD là tương quan nghịch mạnh với mức ý nghĩa 1% sau khi được xử lý nội sinh, dấu của hệ số tương quan này là -5.007 (bảng 4.13b) phù hợp với dấu của hệ số tương quan ở bảng thống kê mô tả (bảng 20