Giới thiệu
Một số doanh nghiệp hoạt động hiệu quả và mang lại lợi ích cho cổ đông hơn những doanh nghiệp khác, và câu hỏi này đã thu hút sự quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu trên toàn cầu Adam Smith đã chỉ ra một trong những "chìa khóa thành công" cho vấn đề này.
Năm 1776, các doanh nghiệp phải đối mặt với thách thức trong việc phân tách quyền sở hữu và quản trị Khi nhà quản lý không có mối liên hệ sở hữu trực tiếp với công ty, họ có thể thiếu sự tận tâm như những người chủ sở hữu Điều này có thể ảnh hưởng tiêu cực đến khả năng đưa ra các quyết định điều hành tối ưu, từ đó làm giảm lợi ích cho doanh nghiệp.
Hội đồng quản trị đóng vai trò quan trọng trong việc giám sát hoạt động của ban điều hành và định hướng chiến lược cho doanh nghiệp, đồng thời kết nối với các nguồn lực bên ngoài Với nhiệm vụ đa dạng, Hội đồng quản trị có khả năng tác động đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Do đó, câu hỏi về cấu trúc tối ưu của Hội đồng quản trị nhằm tối đa hóa giá trị cổ đông đã thúc đẩy nhiều nghiên cứu thực nghiệm trên toàn cầu trong những năm gần đây.
Bài viết này tập trung vào việc đánh giá mối liên hệ giữa các đặc điểm của Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp tại Việt Nam Các nghiên cứu thực nghiệm hiện nay còn hạn chế và chủ yếu dựa vào phương pháp nghiên cứu định tính thông qua các văn bản pháp luật liên quan đến quản trị doanh nghiệp (Duc Vo và Thuy Phan, 2013) Mục tiêu của luận văn là làm sáng tỏ những yếu tố quản trị có khả năng tối đa hóa giá trị cổ đông cho các công ty tại Việt Nam.
Phần tổng quan nghiên cứu sẽ trình bày lý thuyết nền tảng và tóm tắt các bằng chứng thực nghiệm về mối liên hệ giữa đặc điểm Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp tại Việt Nam và trên thế giới Tác giả phát triển mô hình nghiên cứu và giả thiết cho các mối liên hệ này, xem xét các đặc điểm của Hội đồng quản trị như độ tuổi, sự kiêm nhiệm Tổng giám đốc – Chủ tịch Hội đồng quản trị, trình độ học vấn, sự tham gia của thành viên người nước ngoài, giới tính thành viên, quy mô và tỷ lệ sở hữu Để đánh giá hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, tác giả sử dụng hai chỉ số: chỉ số Tobin’s Q dựa trên cơ sở thị trường và chỉ số ROA dựa trên cơ sở sổ sách kế toán.
Luận văn này phân tích mẫu nghiên cứu gồm 98 công ty niêm yết trên hai sàn chứng khoán lớn là Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và Hà Nội (HNX) trong khoảng thời gian 5 năm, từ năm 2008 đến năm 2013.
Năm 2012, tác giả đã thực hiện các phương pháp ước lượng bằng cách hồi quy toàn bộ mẫu và kiểm định các giả thiết cho từng phương pháp, bao gồm (1) bình phương nhỏ nhất kết hợp tất cả quan sát (Pooled OLS) và (2) bình phương nhỏ nhất tổng quát (Generalized Least Square - GLS) kết hợp hiệu ứng ngẫu nhiên (Random effect).
Mô hình ảnh hưởng cố định và phương pháp ước lượng dữ liệu bảng động hai bước GMM được áp dụng để phân tích dữ liệu Tác giả thực hiện hồi quy cho toàn bộ mẫu và phân nhóm các công ty theo hiệu quả hoạt động cao và thấp, nhằm đánh giá ảnh hưởng của các yếu tố đến từng nhóm Bên cạnh đó, kiểm định t-test được sử dụng để so sánh hiệu quả hoạt động giữa các nhóm công ty dựa trên đặc điểm của Hội đồng quản trị, từ đó cung cấp thêm cơ sở cho các giả thuyết nghiên cứu Phần mềm Stata 11 của Công ty StataCorp được sử dụng để thực hiện các phân tích thống kê trong nghiên cứu này.
Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây
Các lý thuyết nền tảng
2.1.1 Lý thuyết người đại diện
Hầu hết các nghiên cứu về quản trị doanh nghiệp đều dựa trên lý thuyết người đại diện, với Carter et al (2003) cho rằng lý thuyết này là cơ sở để hiểu mối liên hệ giữa đặc điểm hội đồng quản trị và hiệu quả doanh nghiệp Lý thuyết người đại diện lần đầu được đề cập trong tác phẩm "Sự thịnh vượng của các quốc gia" của Adam Smith (1776), nhấn mạnh rằng nhà quản lý không có quyền sở hữu trực tiếp sẽ không thể đưa ra quyết định và cam kết tương tự như chủ sở hữu doanh nghiệp.
Năm 1933, thuyết người đại diện được làm rõ hơn khi chỉ ra rằng mục tiêu của cổ đông và các nhà quản trị chuyên nghiệp không giống nhau; cổ đông mong muốn tối đa hóa lợi nhuận doanh nghiệp, trong khi các nhà quản trị có thể tìm kiếm lợi ích cá nhân, điều này không nhất thiết làm tăng giá trị doanh nghiệp Theo lý thuyết người đại diện, vai trò chính của Hội đồng quản trị là đại diện cho cổ đông và giám sát hoạt động của ban điều hành, nhằm nâng cao hiệu quả doanh nghiệp thông qua việc giảm thiểu chi phí đại diện (Eisenhardt, 1989; Jensen và Meckling, 1976) Carter et al (2003, 2010) cũng đã tổng kết một số tranh luận liên quan đến vấn đề người đại diện và Hội đồng quản trị, nhấn mạnh rằng một Hội đồng quản trị đa dạng về giới tính, sắc tộc và nền tảng có thể mang lại lợi ích cho doanh nghiệp.
Jensen và Meckling (1976) định nghĩa mối quan hệ đại diện như một hợp đồng trong đó một hoặc nhiều người thuê một người khác (người đại diện) thực hiện các công việc thay mặt họ, bao gồm quyền quyết định Chi phí đại diện phát sinh nhằm giảm thiểu khả năng người quản lý chiếm đoạt tài nguyên doanh nghiệp, bao gồm chi phí giám sát, chi phí ràng buộc và các mất mát do không tối đa hóa lợi nhuận Văn hóa doanh nghiệp có thể cải thiện hiệu quả giám sát, trong khi Jensen (1993) và Monks & Minow (2004) cho rằng tỷ lệ sở hữu cao của thành viên HĐQT giúp nâng cao khả năng kiểm soát Fama và Jensen (1983) cùng Jensen (1993) chỉ ra rằng việc kiêm nhiệm chức vụ Tổng Giám đốc và Chủ tịch HĐQT làm giảm hiệu quả giám sát và tăng chi phí đại diện, do đó khuyến nghị tách biệt hai chức vụ này.
2.1.2 Lý thuyết ràng buộc các nguồn lực
Theo Hillman và Dalziel (2003), lý thuyết ràng buộc các nguồn lực do Pfeffer và Salancik (1978) đề xuất nghiên cứu ảnh hưởng của nguồn lực bên ngoài đến hành vi tổ chức Môi trường bên ngoài doanh nghiệp là yếu tố quan trọng trong việc hình thành quyết định quản lý Thiếu thông tin và khả năng dự đoán thay đổi trên thị trường có thể khiến doanh nghiệp hoạt động bất ổn Hội đồng quản trị đóng vai trò cầu nối giữa doanh nghiệp và các tổ chức bên ngoài, giúp giảm thiểu sự bất ổn do môi trường bên ngoài gây ra.
Tổng quan các nghiên cứu về mối liên hệ giữa các đặc điểm hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
2.2.1 Độ tuổi của HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Độ tuổi trung bình thường được xem là tiêu chí để đo lường kinh nghiệm quản lý của HĐQT Xét từ góc độ lý thuyết ràng buộc các nguồn lực, một HĐQT giàu kinh nghiệm có thể ảnh hưởng tích cực đến thành quả hoạt động của doanh nghiệp bằng cách đưa ra những tư vấn về phát triển thị trường và điều hành, và có thể giúp ích bằng những mối quan hệ đa dạng của mình với thị trường Tuy nhiên HĐQT cũng không nên quá lớn tuổi để có thể chấp nhận áp dụng những công nghệ mới, tư duy mới trong một môi trường phát triển nhanh chóng (Child,1974).
Nghiên cứu của Tian và Ma (2009) về 1975 doanh nghiệp Trung Quốc niêm yết trên sàn chứng khoán Thượng Hải và Thẩm Quyến cho thấy nhóm có độ tuổi trung bình HĐQT cao có hiệu quả hoạt động tốt hơn, được đo bằng tỷ suất sinh lợi chia tổng tài sản Qua phân tích hồi quy OLS, họ phát hiện mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê giữa độ tuổi HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Tương tự, Zang (2007) cũng chỉ ra rằng độ tuổi HĐQT có mối liên hệ tích cực với doanh thu và hiệu quả hoạt động, nhấn mạnh rằng HĐQT có độ tuổi cao thường có nhiều mối quan hệ với thị trường, từ đó đưa ra những định hướng hiệu quả hơn để nâng cao hiệu quả hoạt động.
Ngược lại với các kết quả nghiên cứu trên, nghiên cứu của Nakano và Nguyen
Nghiên cứu năm 2008 về các doanh nghiệp tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán Tokyo vào năm 2007 cho thấy mối tương quan ngược chiều giữa độ tuổi của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Hai tác giả chỉ ra rằng HĐQT có độ tuổi cao thường có xu hướng tránh rủi ro, dẫn đến việc họ ưu tiên những cơ hội đầu tư an toàn thay vì những dự án tiềm năng có lợi nhuận cao nhưng đi kèm rủi ro lớn.
Một số nghiên cứu, như Randoy et al (2006) và Eklund et al (2009), không tìm thấy mối liên hệ có ý nghĩa thống kê giữa độ tuổi trung bình của Hội đồng Quản trị và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp ở Bắc Âu và Thụy Điển.
Trong nghiên cứu của mình, tác giả đề xuất giả thiết
H1: Có sự tương quan dương giữa độ tuổi trung bình HĐQT và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp.
2.2.2 Sự kiêm nhiệm Tổng Giám đốc – Chủ tịch HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
Việc Tổng giám đốc kiêm nhiệm chức vụ Chủ tịch HĐQT có thể giúp tập trung quyền lãnh đạo, nhưng một số nghiên cứu chỉ ra rằng điều này có thể dẫn đến việc kéo dài thời gian nắm giữ chức vụ và giảm hiệu quả giám sát của HĐQT (Fama và Jensen, 1983; Jensen, 1993; Finkelstein và D’Aveni, 1994; Worrell et al., 1997; Carlsson, 2001) Mặc dù vậy, các bằng chứng thực nghiệm lại cho thấy kết quả trái ngược nhau về vấn đề này.
Yang và Zhao (2013) đã tiến hành nghiên cứu 1.926 doanh nghiệp Mỹ trong giai đoạn 1979 – 1998 để phân tích mối quan hệ giữa kiêm nhiệm và hiệu quả hoạt động trong bối cảnh cạnh tranh gia tăng do các cú sốc bên ngoài Kết quả cho thấy nhóm doanh nghiệp thực hiện kiêm nhiệm có hiệu suất hoạt động cao hơn khoảng 3%.
Nghiên cứu cho thấy tỷ lệ 4% (đo lường bằng Tobin’s Q) trong bối cảnh cú sốc thương mại đối với nhóm kiêm nhiệm so với nhóm không kiêm nhiệm Việc kiêm nhiệm không chỉ giúp giảm chi phí do bất cân xứng thông tin mà còn thúc đẩy quá trình ra quyết định nhanh chóng hơn Các nghiên cứu khác, như của Bathula, cũng đưa ra kết quả tương tự, khẳng định lợi ích của việc kiêm nhiệm trong quản lý.
Nghiên cứu của Wintoki et al (2012) đã phân tích hơn 7000 doanh nghiệp tại Châu Âu, trong khi Duc Vo và Thuy Phan (2013) tập trung vào 77 công ty niêm yết tại Việt Nam Đặc biệt, nghiên cứu năm 2008 đã xem xét 207 doanh nghiệp niêm yết tại New Zealand.
Carter et al (2003) đã nghiên cứu 797 công ty niêm yết tại Mỹ bằng dữ liệu Compustat và phát hiện rằng việc kiêm nhiệm chức vụ có mối tương quan âm với hiệu quả hoạt động Kết quả này cũng được xác nhận trong nghiên cứu về 500 doanh nghiệp thuộc chỉ số S&P 1500 trong cùng giai đoạn.
1999 - 2005 (Kim et al., 2013); và Peng et al (2007) và Lam et al (2013) cho các doanh nghiệp Trung Quốc trong giai đoạn 1992 – 1996 và 2000 – 2009.
Một số nghiên cứu chỉ ra rằng có mối liên hệ giữa sự kiêm nhiệm và hiệu quả hoạt động, trong khi đó, một số nghiên cứu khác như của Braun và Sharma lại không phát hiện mối tương quan có ý nghĩa thống kê giữa hai yếu tố này.
Trong nghiên cứu của mình, tác giả đề xuất giả thiết
H2: Có sự tương quan dương giữa sự kiêm nhiệm Tổng giám đốc – Chủ tịch HĐQT và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp.
2.2.3 Trình độ học vấn của các thành viên HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
Trình độ học vấn của các thành viên Hội đồng Quản trị (HĐQT) đóng vai trò quan trọng trong việc đưa ra quyết định hiệu quả (Bathula, 2008) Ngoài ra, sự giám sát và khả năng kết nối chiến lược với các nguồn lực bên ngoài sẽ được cải thiện khi các thành viên HĐQT sở hữu chuyên môn và kinh nghiệm cần thiết (Ingley và Walt, 2001) Các thành viên có trình độ học vấn cao không chỉ đảm bảo tính hiệu quả của HĐQT mà còn mang lại khả năng tư duy sắc bén, kinh nghiệm phong phú và sự phán xét đúng đắn, liêm chính (Hilmer, 1998).
Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra mối tương quan tích cực giữa trình độ học vấn và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Milliken và Martins (1996), cùng với Biggins (1999), cho rằng thành viên HĐQT có trình độ học vấn cao giúp tạo ra quan điểm đa dạng, nâng cao độ chính xác và phân tích trong quyết định chiến lược Nghiên cứu của Salim Darmadi (2011) trên 160 công ty niêm yết tại Indonesia cũng xác nhận mối liên hệ tích cực giữa trình độ học vấn của HĐQT và giám đốc điều hành với hiệu quả doanh nghiệp, được đo bằng ROA và Tobin’s Q Tuy nhiên, Bathula (2008) không tìm thấy mối tương quan này ở các doanh nghiệp New Zealand, và nghiên cứu của Fan (2012) cũng cho kết quả tương tự tại Singapore vào năm 2002 và 2003.
Trong nghiên cứu của mình, tác giả đề xuất giả thiết
H3: Có sự tương quan dương giữa sự trình độ học vấn của thành viên HĐQT và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp.
2.2.4 Thành viên người nước ngoài và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
Từ góc độ thuyết người đại diện, hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp phụ thuộc vào chất lượng giám sát của Hội đồng Quản trị (HĐQT) (Seal, 2006) Để đầu tư vào doanh nghiệp trong nước, nhà đầu tư nước ngoài cần có niềm tin vào việc giám sát chặt chẽ vốn đầu tư của họ Nhà đầu tư nước ngoài có thể thực hiện giám sát hoạt động của ban điều hành bằng cách cử đại diện vào HĐQT (Shleifer và Vishny, 1997; Seal, 2006) Nghiên cứu thực nghiệm của Gulamhussen và Guerreiro (2009) đã chỉ ra điều này trong bối cảnh các doanh nghiệp Bồ Đào Nha.
Từ năm 1996 đến 2004, sự tham gia của thành viên nước ngoài trong Hội đồng Quản trị (HĐQT) đã khiến các doanh nghiệp phải điều chỉnh lại chiến lược quản trị và giảm bớt chi phí nội bộ Nghiên cứu của Oxelheim và Randøy (2003) đối với các doanh nghiệp Thụy Điển và Na Uy cũng cho thấy rằng hiệu quả hoạt động và cơ chế quản trị của doanh nghiệp được cải thiện khi có sự góp mặt của các thành viên HĐQT người nước ngoài.
Một số nghiên cứu cho thấy không có mối tương quan giữa sự hiện diện của thành viên người nước ngoài và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, như nghiên cứu của Choi và Hasan (2004) đối với doanh nghiệp Hàn Quốc giai đoạn 1998-2002, Hermalin và Weisback (2001), và Bhagat và Black (2000) Thêm vào đó, một số nghiên cứu thực nghiệm cũng chỉ ra mối tương quan âm giữa thành viên người nước ngoài và hiệu quả doanh nghiệp, được đo lường bằng Tobin’s Q, ví dụ như nghiên cứu của Agrawal và Knoeber (1996) với 800 doanh nghiệp lớn nhất tại Mỹ vào năm 1987.
Trong nghiên cứu của mình, tác giả đề xuất giả thiết
H4: Có sự tương quan dương giữa sự tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp.
2.2.5 Giới tính thành viên HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
Phương pháp nghiên cứu
Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu 490 quan sát trong 05 năm từ 2008 đến 2012 của
Hiện tại, có 98 doanh nghiệp đang niêm yết trên cả Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HSX) và Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX) Danh sách các doanh nghiệp này được trình bày trong Phụ lục, với các công ty được chọn ngẫu nhiên nhưng đảm bảo đủ các tiêu chí như thông tin giao dịch cổ phiếu, báo cáo tài chính kiểm toán và thông tin về đặc điểm hội đồng quản trị qua các năm Thông tin tóm tắt về các công ty theo ngành được thể hiện trong Bảng 3.1.
Bảng 3.1: Tóm tắt mẫu dữ liệu sử dụng
Ngành Số công ty Số năm Số quan sát
3.1.2 Phương pháp thu thập dữ liệu
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Để xây dựng dữ liệu thống kê cho các quan sát, cần thu thập thông tin từ bản cáo bạch niêm yết cổ phiếu lần đầu, bản cáo bạch phát hành thêm, báo cáo tài chính có kiểm toán, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các doanh nghiệp Tất cả các tài liệu này đều được công bố công khai trên trang mạng của các doanh nghiệp hoặc từ cơ sở dữ liệu điện tử của Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM (HSX) và Hà Nội (HNX).
Thông tin về Hội đồng quản trị (HĐQT) được thu thập từ bảng cân đối kế toán trong báo cáo tài chính kiểm toán, lý lịch các thành viên HĐQT trong bản cáo bạch và báo cáo thường niên, cùng với thông tin giao dịch cổ đông nội bộ từ báo cáo quản trị Giá cổ phiếu được lấy từ dữ liệu giao dịch của Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM (HSX) và Hà Nội (HNX) Tất cả thông tin này được tổng hợp và thống kê theo từng năm cho từng công ty.
Mô tả các biến
Nghiên cứu này đánh giá hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp thông qua hai chỉ số: ROA (tỷ suất lợi nhuận trên tài sản) theo cơ sở sổ sách kế toán và Tobin’s Q theo cơ sở thị trường Cả hai chỉ số này đã được nhiều nghiên cứu trước đây áp dụng, như Carter et al (2003), Erhardt et al (2003), Fan (2012), Bathula (2008) và Darmadi (2013).
ROA phản ánh hiệu quả sử dụng tài sản của doanh nghiệp, được tính bằng lợi nhuận sau thuế chia cho tổng tài sản Chỉ số ROA thấp cho thấy doanh nghiệp hoạt động không hiệu quả (Bathula, 2008).
Chỉ số Tobin’s Q, theo công thức do Adams et al (2009) đề xuất, được xác định là tỷ lệ giữa giá trị thị trường của doanh nghiệp và giá trị sổ sách của tài sản Giá trị thị trường được tính bằng cách lấy giá trị sổ sách của tài sản trừ đi giá trị sổ sách của cổ phiếu và cộng với giá trị thị trường.
2 Website tương ứng: www.hsx.vn và www.hnx.vn.
Carter et al (2003, 2010), Fan (2012) và Darmadi (2013) đã sử dụng ba khái niệm phân loại cổ phiếu dựa trên cơ sở thị trường và cơ sở sổ sách kế toán Số liệu liên quan đến giá cổ phiếu và giá trị sổ sách của cổ phiếu được thu thập vào thời điểm cuối năm quan sát.
3.2.2 Biến độc lập (biến giải thích)
Dựa trên cơ sở các nghiên cứu về trước, các biến giải thích (đặc điểm Hội đồng quản trị) được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm
- AGE: Độ tuổi trung bình các thành viên HĐQT, được tính bằng tổng số tuổi của các thành viên HĐQT chia số lượng thành viên;
- DUAL: Kiêm nhiệm chức danh, nhận giá trị 1 nếu chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm chức vụ tổng giám đốc/giám đốc của công ty, và bằng 0 nếu ngược lại;
- BEDU: Trình độ học vấn, tính bằng số lượng thành viên HĐQT có bằng thạc sĩ trở lên;
- BFOR: Tỉ lệ thành viên nước ngoài, tính bằng số lượng thành viên HĐQT là người nước ngoài chia cho tổng số thành viên;
- BGEN: Tỷ lệ thành viên nữ, tính bằng số lượng thành viên nữ chia cho tổng số lượng thành viên HĐQT;
- BSIZE: Quy mô HĐQT, tính bằng số lượng thành viên HĐQT trong năm tính toán 4 ;
Tỉ lệ sở hữu của Hội đồng Quản trị (HĐQT) tại BOWN được tính bằng cách lấy tổng số cổ phiếu phổ thông mà các thành viên HĐQT nắm giữ chia cho tổng số cổ phiếu phổ thông đang lưu hành trong năm quan sát, bao gồm cả số cổ phiếu đại diện cho tổ chức sở hữu.
3.2.3 Biến kiểm soát Để xác định ảnh hưởng của các đặc tính hội đồng quản trị lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, tác giả sử dụng hai biến kiểm soát là tỷ lệ nợ/tổng tài sản(LEV) và quy mô tài sản của doanh nghiệp (TANG).
Trong mối quan hệ giữa quy mô doanh nghiệp và hiệu quả hoạt động, các nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng kết quả không đồng nhất Adams và các cộng sự đã chỉ ra rằng có sự khác biệt trong cách mà quy mô ảnh hưởng đến hiệu suất của doanh nghiệp, điều này cho thấy cần có thêm nghiên cứu để hiểu rõ hơn về mối liên hệ này.
Nghiên cứu cho thấy quy mô công ty có mối tương quan dương với hiệu quả hoạt động, như được chỉ ra bởi Zhang và Xu (2010) trong trường hợp doanh nghiệp Canada và Trung Quốc, tuy nhiên Carter et al (2003, 2010) không tìm thấy mối liên hệ này Đối với doanh nghiệp Malaysia, Haniffa và Hudaib (2006) cùng Ibrahim và Samad (2011) ghi nhận kết quả ngược lại Về cấu trúc vốn, các nghiên cứu của Thi Phuong Vy Le và Duc Nam Phung (2013) cũng như Doan và Nguyen (2011) chỉ ra mối tương quan âm tại Việt Nam, đồng thời Francis et al (2012) cũng đưa ra kết quả tương tự cho doanh nghiệp trong S&P1500.
(2011) cho thấy cấu trúc vốn có mối tương quan dương nếu đo lường hiệu quả.
Bảng 3.2: Mô tả các biến sử dụng trong mô hình
Ký hiệu Diễn giải Cách tính
Mục 1: Các biến phụ thuộc
TOBIN Chỉ số Tobin Q Giá trị thị trường của doanh nghiệp chia cho giá trị sổ sách của tổng tài sản
Lợi nhuận sau thuế chia tổng tài sản (số liệu thu thập từ báo cáo tài chính kiểm toán hợp nhất cả năm).
Mục 2: Các biến giải thích (đặc điểm HĐQT)
AGE Độ tuổi trung bình Tổng số tuổi của các thành viên HĐQT chia số lượng thành viên.
DUAL Kiêm nhiệm chức danh
Nhận giá trị 1 nếu chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm chức vụ tổng giám đốc/giám đốc của công ty, và bằng 0 nếu ngược lại.
BEDU Trình độ học vấn Số lượng thành viên HĐQT có bằng thạc sĩ trở lên.
BFOR Tỉ lệ thành viên nước ngoài Số lượng thành viên HĐQT là người nước ngoài chia cho tổng số thành viên
BGEN Tỷ lệ thành viên nữ Số lượng thành viên nữ chia cho tổng số lượng thành viên HĐQT
BSIZE Số lượng thành viên
Số lượng thành viên HĐQT trong năm tính toán
BOWN Tỉ lệ sở hữu
Tổng số cổ phiếu phổ thông mà các thành viên HĐQT sở hữu chia cho tổng số cổ phiếu phổ thông đang lưu hành năm quan sát
Mục 3: Các biến kiểm soát (đặc điểm doanh nghiệp)
TANG Quy mô tài sản Logarit tự nhiên của tổng tài sản năm quan sát
LEV Tỷ lệ nợ/tổng tài sản Giá trị sổ sách của tổng nợ chia giá trị sổ sách tổng tài sản của doanh nghiệp năm quan sát
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Mô hình và phương pháp nghiên cứu
3.3.1.1 Lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp Để xem xét ảnh hưởng của các đặc điểm Hội đồng quản trị lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, các phương pháp ước lượng trong luận văn được vận dụng trên cơ sở các nghiên cứu trước đây của Coles (2008), Eklund (2008), Bathula
Nghiên cứu của Ibrahim và Samad (2011), Darmadi (2011), Wintoki et al (2012) sử dụng dữ liệu bảng và áp dụng các phương pháp hồi quy khác nhau như bình phương nhỏ nhất kết hợp tất cả quan sát (Pooled OLS), bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) với hiệu ứng ngẫu nhiên, mô hình các ảnh hưởng cố định (Fixed effect model), và phương pháp ước lượng dữ liệu bảng động 2 bước GMM.
Phương pháp Pooled OLS yêu cầu giả định về phương sai không đổi và không có tương quan chuỗi, nghĩa là sai số mô hình tại mỗi thời điểm quan sát không được tương quan với biến giải thích (Wooldridge, 2002; Bathula).
Năm 2008, sự giảm độ tin cậy của hệ số tương quan có thể xảy ra do một số yếu tố Để kiểm tra giả định phương sai không đổi, các kiểm định White và Breusch-Pagan được áp dụng Đồng thời, kiểm định Wooldridge được sử dụng để giải quyết vấn đề tương quan chuỗi.
Phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) kết hợp với hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) giúp xử lý hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan, từ đó nâng cao độ tin cậy của tham số ước lượng (Bathula, 2008) Một trong những giả định cơ bản của phương pháp này là sai số mô hình phải độc lập với các biến giải thích (Diggle et al., 2002).
5 Giả thiết Ho: Không có hiện tượng tự tương quan.
6 Kiểm định do Drukker (2003) đề xuất Giả thiết Ho: Không có hiện tượng tương quan chuỗi.
Phương pháp ước lượng mô hình hiệu ứng cố định (FEM) được áp dụng phổ biến trong nghiên cứu quản trị doanh nghiệp và hiệu quả hoạt động của công ty FEM giúp cải thiện các yếu tố gây ước lượng thiên lệch do tính không đồng nhất chưa quan sát, nhưng yêu cầu giả định ngoại sinh mạnh Kiểm định Hausman có thể so sánh giữa mô hình FEM và REM; nếu FEM hiệu quả hơn, điều này cho thấy các giả định của REM đã bị vi phạm.
Nghiên cứu sử dụng phương pháp của Wintoki et al (2012) để kiểm định giả thiết về sự ngoại sinh mạnh, cho rằng nếu các đặc tính của HĐQT ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp trong quá khứ, thì giả định của FEM sẽ bị vi phạm Khi giả định FEM không bị vi phạm, phương pháp ước lượng này sẽ giảm thiểu vấn đề nội sinh, từ đó mang lại kết quả mô hình đáng tin cậy hơn.
Phương pháp tiếp cận dữ liệu bảng động GMM hai bước, được phát triển bởi Holtz-Eakin et al (1988) và Arellano và Bond (1991), cho phép xem tất cả các biến giải thích là nội sinh và sử dụng giá trị quá khứ của các biến làm công cụ Phương pháp này giúp đo lường hiệu quả ảnh hưởng của quản trị doanh nghiệp lên hiệu quả hoạt động, theo nghiên cứu của Pathan và Faff (2012) cũng như Wintoki et al (2012).
(1) tạo một phương trình của sai phân bậc 1 của mô hình ước lượng và
Theo Baum et al (2003), mô hình này sử dụng các biến công cụ được xây dựng dựa trên hồi quy IV (Biến công cụ) Phương pháp hồi quy này nhằm tìm kiếm một bộ biến công cụ thỏa mãn hai điều kiện: (1) có tương quan với các biến giải thích và (2) không tương quan với phần dư Việc áp dụng hồi quy IV giúp loại bỏ sự tương quan giữa các biến giải thích và phần dư.
Ước lượng phương trình sai phân bằng phương pháp GMM sử dụng giá trị độ trễ của các biến giải thích làm biến công cụ, cụ thể là sử dụng độ trễ của các đặc điểm Hội đồng Quản trị.
Phương pháp ước lượng sử dụng sai phân và độ trễ của các biến yêu cầu hai giả định cơ bản để đảm bảo tính hiệu lực của biến công cụ: (1) các biến công cụ phải là ngoại sinh và (2) không được xảy ra hiện tượng tự tương quan trong sai phân phần dư (Mileva, 2007) Để kiểm tra các giả định này, tác giả áp dụng kiểm định AR(1) và AR(2) nhằm xác định vấn đề tự tương quan bậc 1 và bậc 2.
Trong nghiên cứu về sai phân phần dư, việc sử dụng kiểm định Hansen’J là cần thiết để đánh giá hiệu lực của các biến công cụ (Mileva, 2007; Roodman, 2009; Wintoki et al., 2012; Pathan và Faff, 2012) Nếu kiểm định cho thấy sai phân bậc 1 có hiện tượng tự tương quan trong khi sai phân bậc 2 không có tự tương quan (cả hai kiểm định AR(1) và AR(2) đều có giả thiết H0: không có tự tương quan) và kiểm định Hansen’J chấp nhận giả thiết H0 về tính ngoại sinh của các biến công cụ, thì điều này xác nhận tính hợp lệ của mô hình.
2007) thì mô hình ước lượng theo phương pháp này phù hợp.
Hình 3.1: Tóm tắt các kiểm định sử dụng để xem xét sự phù hợp của từng phương pháp ước lượng
Theo Wintoki (2012), phương pháp ước lượng dữ liệu bảng động GMM có nhiều ưu điểm so với Pooled OLS và FEM, bao gồm: (1) tích hợp ảnh hưởng của hiệu ứng cố định để giảm thiểu vấn đề không đồng nhất chưa quan sát, (2) cho phép các đặc điểm của HĐQT bị ảnh hưởng bởi giá trị quá khứ của chính các đặc điểm đó, và (3) cho phép các đặc điểm HĐQT bị tác động bởi hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp trong quá khứ Nhờ những yếu tố này, mô hình không cần sử dụng thêm các biến công cụ bên ngoài.
Random Effect Dynamic Panel data two step system GMM
Kiểm định White, Breusch- Pagan
Kiểm định hệ số tương quan biến độ tới
Nguồn: Tác giả tổng hợp
3.3.1.2 Phân tích kết quả hồi quy
Sau khi xác định phương pháp ước lượng thích hợp, tác giả tiến hành hồi quy cho toàn bộ mẫu Tiếp theo, mẫu được phân chia thành hai nhóm: các công ty có hiệu quả hoạt động cao và các công ty có hiệu quả hoạt động chưa cao, dựa trên chỉ số Tobin’s.
Q (Tobin’s Q lớn hơn 1 là nhóm công ty tăng trưởng cao và ngược lại) và chỉ số
ROA (Tỷ suất lợi nhuận trên tài sản) cho thấy rằng các công ty có ROA cao hơn mức trung vị hoạt động hiệu quả hơn, trong khi các công ty có ROA thấp hơn mức trung vị thì hoạt động kém hơn Phân loại này được áp dụng dựa trên nghiên cứu của nhóm tác giả Moradi (2012).
3.3.1.3 Phân tích sơ bộ dữ liệu mẫu
Kết quả nghiên cứu
Thống kê mô tả, ma trận tương quan và kiểm định đa cộng tuyến
Thống kê mô tả về hội đồng quản trị cho thấy độ tuổi trung bình của các thành viên HĐQT là 48.07 tuổi, với độ tuổi trung vị là 48.14 So với các nghiên cứu trước đây ở Châu Âu, Mỹ và Singapore, nơi độ tuổi trung bình dao động từ 53 đến 57 tuổi, mẫu nghiên cứu này có độ tuổi thấp hơn Tuy nhiên, độ tuổi trung bình lại cao hơn so với một số nghiên cứu ở Trung Quốc, với độ tuổi từ 46.8 đến 47.8 tuổi.
Mẫu nghiên cứu cho thấy độ tuổi bình quân của các thành viên HĐQT dao động từ 39.8 đến 59.0 Giá trị trung bình cho số lượng thành viên HĐQT có trình độ thạc sỹ trở lên là 0.98, trong khi tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài chỉ đạt 4% Tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT là 14%, và tỷ lệ sở hữu của HĐQT là 43% Số lượng thành viên HĐQT bình quân là 5.51, với trung vị là 5.00 Đáng lưu ý, tỷ lệ công ty có sự kiêm nhiệm giữa Tổng Giám đốc và Chủ tịch HĐQT lên tới 38%.
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến sử dụng trong nghiên cứu
Bảng này trình bày các đặc điểm của hội đồng quản trị, doanh nghiệp và hiệu quả hoạt động của 98 doanh nghiệp trong giai đoạn 2008 – 2012 Dữ liệu được thu thập từ các nguồn công bố công khai như bản cáo bạch niêm yết cổ phiếu, báo cáo tài chính, và báo cáo quản trị Tài liệu được lấy từ trang mạng của các doanh nghiệp và cơ sở dữ liệu của Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM và Hà Nội Các biến được xem xét bao gồm AGE (độ tuổi trung bình HĐQT), DUAL (kiêm nhiệm Tổng giám đốc và Chủ tịch HĐQT), BEDU (số thành viên có trình độ thạc sỹ trở lên), BFOR (tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài), BGEN (tỷ lệ thành viên nữ), BSIZE (số lượng thành viên HĐQT), và BOWN (tỷ lệ sở hữu cổ phiếu của các thành viên HĐQT).
Obs mean sd min median max
Mục 1: Các biến đặc điểm Hội đồng quản trị age 490 48.07 3.53 39.80 48.14 59.00 dual 490 0.38 0.49 0.00 0.00 1.00 bedu 490 0.98 1.08 0.00 1.00 5.00 bfor 490 0.04 0.13 0.00 0.00 1.00 bgen 490 0.14 0.17 0.00 0.11 0.80 bsize 490 5.51 1.08 3.00 5.00 10.00 bown 490 0.43 0.21 0.01 0.47 0.85
Mục 2: Các biến kiểm soát tang 490 26.88 1.56 23.75 26.88 31.45 lev 490 0.48 0.23 0.04 0.51 1.05
Mục 3: Các biến hiệu quả hoạt động tobin 490 1.28 0.52 0.38 1.11 4.30 roa 490 0.08 0.10 -0.29 0.06 0.56
Mục 4: Thống kê giá trị trung bình các biến Hội đồng quản trị theo từng năm year age dual bedu bfor bgen bsize bown
Nguồn số liệu được thu thập từ các bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty trong mẫu quan sát, với chi tiết dữ liệu được trình bày trong phần Phụ lục.
Thống kê mô tả cho các đặc điểm doanh nghiệp cho thấy logarit tự nhiên tổng tài sản (TANG) có giá trị trung bình và trung vị là 26.88, tương đương với 471.9 tỷ đồng, với giá trị thấp nhất là 23.75 (20.6 tỷ đồng) và cao nhất là 31.45 (45.56 nghìn tỷ đồng) Đối với tỷ lệ nợ/tổng tài sản (LEV), giá trị trung bình và trung vị lần lượt là 0.48 và 0.51, với giá trị thấp nhất là 0.04 và cao nhất là 1.05.
Trong Mục 3 của Bảng 4.1, thống kê mô tả cho hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp được thể hiện qua biến phụ thuộc Cụ thể, giá trị trung bình (trung vị) của Tobin’Q đạt 1.28 (1.11), với giá trị thấp nhất là 0.38 và cao nhất là 4.30 Đồng thời, giá trị trung bình (trung vị) của tỷ suất sinh lợi chia tổng tài sản (ROA) là 8% (6%), với giá trị thấp nhất là -29% và cao nhất là 56%.
Trong Mục 4 của Bảng 4.1, tác giả trình bày giá trị trung bình của các đặc điểm HĐQT từ 2008 đến 2012, cho thấy sự gia tăng của độ tuổi trung bình HĐQT từ 2008 đến 2011, sau đó giảm nhẹ vào năm 2012 Tỷ lệ công ty có sự kiêm nhiệm Tổng giám đốc – Chủ tịch HĐQT giảm dần Số lượng thành viên có trình độ thạc sỹ trở lên tăng liên tục, trong khi tỷ lệ thành viên người nước ngoài ổn định ở mức 3% - 4% và tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT duy trì ở mức 13% - 15% Số lượng thành viên HĐQT ổn định ở mức 5.37 – 5.55, cùng với tỷ lệ sở hữu của HĐQT ổn định từ 42% đến 44%.
4.1.2 Ma trận tương quan và kiểm định đa cộng tuyến
Bảng 4.2 cho thấy ma trận tương quan Pearson giữa các biến, trong đó các đặc điểm của HĐQT như kiêm nhiệm (DUAL), học vấn (BEDU), và giới tính (BGEN) có tương quan dương và ý nghĩa thống kê ở mức 5% với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp đo bằng chỉ số Tobin’s Q Tuy nhiên, khi đo lường hiệu quả hoạt động bằng ROA, không có biến giải thích nào có tương quan ý nghĩa Một số biến giải thích như độ tuổi trung bình (AGE) và tỷ lệ thành viên nữ (BGEN) có tương quan -20%, trong khi tính kiêm nhiệm (DUAL) và trình độ học vấn (BEDU) có tương quan 11% Tỷ lệ sở hữu của HĐQT cũng có tương quan ý nghĩa với nhiều biến khác: DUAL (-18%), BEDU (13%), BFOR (17%), và BGEN (-2%).
Mức độ tương quan giữa các biến giải thích chỉ từ -0.20 đến 0.27, cho thấy sự tương quan thấp Kiểm định đa cộng tuyến cho kết quả 1.22, thấp hơn nhiều so với ngưỡng 10, chứng tỏ rằng đa cộng tuyến không ảnh hưởng đến kết quả của mô hình.
Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan và kết quả kiểm định đa cộng tuyến
Bảng này trình bày ma trận tương quan giữa các biến, với các hệ số tương quan được in đậm thể hiện sự tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 5% hoặc thấp hơn (kiểm định Pearson pair-wise) Ngoài ra, kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến (VIF) cũng được thể hiện trong bảng.
In their book "Applied Regression Analysis and Other Multivariate Methods," David G Kleinbaum, Lawrence L Kupper, and Keith E Muller explore various statistical techniques, emphasizing the importance of understanding relationships between variables The authors present a detailed analysis of Tobin's Q, return on assets (ROA), and leverage, illustrating how these metrics can be interconnected Their findings highlight a significant correlation between Tobin's Q and ROA, with values of 1.00 and 0.67, respectively, indicating a strong relationship in financial analysis This work serves as a valuable resource for those interested in applied regression and multivariate methods in the field of statistics.
0.08 0.04 0.31 0.08 0.05 0.08 0.27 0.02 0.12 1.00 bow - - n 0.02 0.02 0.10 0.06 0.08 0.18 0.13 0.17 0.13 -0.02 1.00 Multicollinearity test Mean VIF = 1.22
Dữ liệu trong bài viết được thu thập từ các nguồn chính như bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty trong mẫu quan sát Thông tin chi tiết về mẫu dữ liệu này được trình bày ở phần Phụ lục.
Lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp
Để chọn phương pháp ước lượng phù hợp cho nghiên cứu, tác giả thực hiện hồi quy mô hình bằng các phương pháp Pooled OLS, Random Effect GLS, Fixed Effect Model, và Dynamic Panel Data 2 Steps System GMM cho toàn bộ mẫu Mỗi phương pháp được kiểm tra sự phù hợp thông qua các kiểm định nhằm xác định xem có vi phạm giả định hay không Nếu phát hiện vi phạm, tác giả sẽ loại bỏ phương pháp đó và tiếp tục với các phương pháp còn lại cho đến khi tìm ra phương pháp ước lượng tối ưu nhất.
4.2.1 Ước lượng theo Pooled OLS
Kết quả kiểm định cho thấy mô hình hồi quy Pooled OLS không phù hợp do xuất hiện hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chéo Cụ thể, các kiểm định White và Breusch-Pagan đều bác bỏ giả thiết H0 về việc không có phương sai thay đổi, trong khi kiểm định Wooldridge bác bỏ giả thiết H0 về việc không có tương quan chéo Do đó, mô hình này không đáp ứng được các giả định cần thiết.
Bảng 4.4: Hồi quy theo phương pháp Pooled OLS cho toàn mẫu và kết quả kiểm định các giả thiết
Mục 1 của bảng này trình bày kết quả hồi quy xem xét tác động của các đặc điểm HĐQT lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bằng Tobin’s Q và ROA) theo phương pháp ước lượng Pooled OLS Kết quả kiểm định các giả thiết của mô hình (kiểm định White, Breusch-Pagan, Wooldridge) được trình bày trong mục 2 Các đấu hoa thị *, **, ** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5%, 1%.
Mục 1: Hồi quy các đặc điểm của HĐQT lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bằng Tobin’s Q và ROA) theo phương pháp Pooled OLS y=TOBIN y=ROA
Mục 2: Kết quả kiểm định các giả thiết của mô hình hồi quy theo Pooled OLS. Kiểm định White và Breusch-Pagan cho giả định không xuất hiện phương sai thay đổi, kiểm định Wooldridge cho giả định không xuất hiện tương quan chéo. White test
Dữ liệu trong bài viết được thu thập từ các nguồn tài liệu như bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty trong mẫu quan sát, với thông tin chi tiết được trình bày trong phần Phụ lục.
4.2.2 Ước lượng theo REM và FEM Đầu tiên tác giả thực hiện ước lượng theo REM và FEM để xem xét ảnh hưởng của các đặc điểm HĐQT lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bởi
Tác giả tiến hành kiểm định Hausman để so sánh mô hình ước lượng REM và FEM, nhằm xác định tính hiệu quả của mô hình FEM so với REM Nếu mô hình FEM cho thấy hiệu quả hơn, điều này chỉ ra rằng các giả định của REM đã bị vi phạm Tiếp theo, tác giả kiểm tra tính phù hợp của mô hình FEM bằng cách thêm biến độ tiến của các đặc tính HĐQT vào mô hình Nếu sự tương quan giữa các biến độ tiến và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp không có ý nghĩa thống kê, thì giả định của mô hình được tuân thủ, xác nhận rằng phương pháp ước lượng FEM là phù hợp.
Bảng 4.5 trình bày kết quả hồi quy theo phương pháp REM và FEM nhằm phân tích tác động của đặc điểm Hội đồng quản trị đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, kèm theo kết quả kiểm định Hausman.
Mục 1 của bảng này trình bày kết quả hồi quy xem xét tác động của các đặc điểm HĐQT lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bằng Tobin’s Q) theo phương pháp ước lượng Random Effect GLS và Fixed Effect Model Mục 2 của bảng này trình bày kết quả hồi quy xem xét tác động của các đặc điểm HĐQT lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bằng ROA) theo phương pháp ước lượng Random Effect GLS và Fixed Effect Model Các đấu hoa thị *,
**, ** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5%, 1%.
Random Effect GLS Fixed Effect Model
Age -0.002 -1.070 -0.002 0.020 dual 0.008 0.820 -0.010 -0.180 bedu -0.007 -1.250 0.034 -1.360 bfor 0.005 0.120 -0.061 0.450 bgen -0.013 -0.430 0.009 -1.280 bsize 0.005 1.060 -0.041 1.580 bown 0.017 0.590 1.232 -0.770
Nguồn số liệu được thu thập từ các tài liệu như bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty trong mẫu quan sát Chi tiết về mẫu dữ liệu này được trình bày trong phần Phụ lục.
Kết quả kiểm định Hausman trong Bảng 4.5 chỉ ra rằng mô hình FEM vượt trội hơn mô hình REM khi đánh giá hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp qua Tobin’s Q và ROA Điều này chứng tỏ rằng giả định của mô hình Random Effect GLS đã bị vi phạm, cụ thể là giả thiết H0: Sai số của mô hình độc lập với biến giải thích không được xác nhận Vì vậy, mô hình Random Effect GLS không phù hợp, và tác giả sẽ tiếp tục xem xét tính khả thi của mô hình FEM.
Việc sử dụng biến độ tiến trong mô hình FEM đã cho thấy kết quả hồi quy phù hợp, với các biến độ tiến không có tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 10% hoặc thấp hơn đối với hiệu quả hoạt động của công ty, được đo lường bằng Tobin’s Q hoặc ROA Điều này khẳng định rằng giả định ngoại sinh mạnh của mô hình FEM được tuân thủ.
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy mô hình FEM kết hợp biến độ tiến các đặc điểm HĐQT.
Mục 1 của bảng này trình bày kết quả hồi quy xem xét tác động của các đặc điểm HĐQT lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bằng Tobin’s Q) theo phương pháp ước lượng Fixed Effect Model Biến độ tiến được bổ sung vào mô hình để xem xét mối liên hệ giữa đặc điểm HĐQT kỳ (t+1) có tương quan với biến độc lập hay không Mục 2 thực hiện tương tự mục 1, nhưng hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp được đo lường bằng ROA Các kết quả thống kê t được in đậm thể hiện hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 10% hoặc thấp hơn.
Mục 1: Trường hợp y = TOBIN y = TOBIN 1 2 3 4 5 6 7 8 tang(t) -0.16 -0.12 -0.14 -0.14 -0.14 -0.14 -0.14 -0.15
Mục 2: Trường hợp y = ROA y = ROA 1 2 3 4 5 6 7 8 tang(t) -0.03 -0.03 -0.03 -0.03 -0.03 -0.03 -0.03 -0.03
Dữ liệu trong bài viết được thu thập từ các nguồn tài liệu đáng tin cậy như bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty trong mẫu quan sát Chi tiết về mẫu dữ liệu được trình bày trong phần Phụ lục.
4.2.3 Ước lượng Dynamic Panel Data Two-Steps System GMM
Bảng 4.7 trình bày kết quả từ mô hình ước lượng Dynamic Panel Data Two- Steps System GMM, cùng với các kiểm định liên quan, nhằm phân tích mối quan hệ giữa các đặc điểm của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Để thực hiện hồi quy theo phương pháp này, tác giả đã sử dụng lệnh xtabond2 do Roodman (2009) đề xuất, với cấu trúc lệnh được áp dụng theo nghiên cứu của Wintoki et al (2012).
11 Cấu trúc lệnh sử dụng trong mô hình này lần lượt như sau:
1 xtabond2 tobin l1.tobin tang lev age dual bedu bfor bgen bsize bown, gmm(tobin tang lev age dual bedu bfor bgen bsize bown, lag(2 1)) twostep robust small
2 xtabond2 roa l1.roa tang lev age dual bedu bfor bgen bsize bown, gmm(tobin tang lev age dual bedu bfor bgen bsize bown, lag(2 1)) twostep robust small
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy mô hình theo ước lượng Dynamic Panel Data Two-
Kiểm tra sự khác biệt theo nhóm cho từng đặc điểm HĐQT
Bảng 4.3 trình bày kết quả thống kê và kiểm định t (với mức ý nghĩa 10%) nhằm đánh giá sự khác biệt trong hiệu quả hoạt động, được đo lường qua TOBIN và ROA, giữa hai nhóm công ty dựa trên các tiêu chí đặc điểm HĐQT Kiểm định t đưa ra giả thuyết H0 là không có sự khác biệt thống kê trong hiệu quả hoạt động giữa các nhóm Nếu giả thuyết H0 bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 10%, các giả thuyết Ha sẽ được xem xét, và giả thuyết Ha được chấp nhận khi giá trị p_value nhỏ hơn 10%.
Bảng 4.3: Kết quả thống kê và kiểm định t cho sự khác biệt trong hiệu quả hoạt động của các nhóm (phân loại theo các tiêu chí đặc điểm HĐQT).
Bảng thống kê trình bày hiệu quả hoạt động của các nhóm công ty dựa trên các tiêu chí như độ tuổi trung bình của HĐQT (cao – thấp), tính kiêm nhiệm (có – không), số lượng thành viên HĐQT có trình độ thạc sỹ trở lên (cao – thấp), tỷ lệ thành viên người nước ngoài (cao – thấp) và tỷ lệ thành viên nữ (cao – thấp) Các chỉ số TOBIN và ROA được sử dụng để đánh giá hiệu suất của từng nhóm, từ đó cung cấp cái nhìn tổng quan về mối quan hệ giữa các yếu tố này và hiệu quả hoạt động của công ty.
Bài viết này trình bày kết quả kiểm định t để so sánh hiệu quả hoạt động giữa các nhóm được phân loại theo lượng thành viên (cao - thấp) và tỷ lệ sở hữu của Hội đồng quản trị (cao - thấp) Việc phân nhóm dựa trên các tiêu chí này giúp xác định sự khác biệt rõ rệt trong hiệu suất hoạt động của các nhóm Để tìm hiểu chi tiết, bạn có thể tham khảo kết quả đầu ra của Stata tại địa chỉ http://www.ats.ucla.edu/stat/stata/output/ttest_output.htm.
Mục 1: Phân loại theo độ tuổi HĐQT
Trường hợp y = TOBIN Trường hợp y = ROA
Group Obs Mean SE SD Group Obs Mean SE SD.
L_AGE 246 1.280 0.029 0.461 L_AGE 246 0.073 0.006 0.091 diff = mean(H_AGE) - mean(L_AGE) Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.898 Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.057 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.449 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.971 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.55 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.028
Mục 2: Phân loại theo có kiêm nhiệm Tổng Giám đốc – Chủ tịch HĐQT hay không
Trường hợp y = TOBIN Trường hợp y = ROA
Group Obs SE SD Group Obs Mean SE SD.
0.095 0.097 diff = mean(DUAL) - mean(NO_DUAL)
Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.006 Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.194 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.996 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.902 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.003 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.097
Mục 3: Phân loại theo tỷ lệ thành viên có trình độ thạc sỹ trở lên
Trường hợp y = TOBIN Trường hợp y = ROA
Group Obs SE SD Group Obs Mean SE SD.
L_BEDU 352 1.215 0.024 0.446 L_BEDU 352 0.078 0.005 0.099 diff = mean(H_BEDU) - mean(L_BEDU) Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.000 Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.246 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 1.000 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.876 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.000 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.123
Mục 4: Phân loại theo tỷ lệ thành viên người nước ngoài
Trường hợp y = TOBIN Trường hợp y = ROA
Group Obs Mean SE SD Group Obs Mean SE SD.
L_BFOR 436 0.081 0.005 0.097 diff = mean(H_BFOR) - mean(L_BFOR) Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.042 Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.680 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.978 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.659 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.021 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.340
Mục 5: Phân loại theo tỷ lệ thành viên nữ
Trường hợp y = TOBIN Trường hợp y = ROA
Group Obs Mean SE SD Group Obs Mean SE SD.
L_BGEN 246 0.074 0.006 0.095 diff = mean(H_BGEN) - mean(L_BGEN) Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.000 Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.115 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 1.000 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.942 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.000 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.057
Mục 6: Phân loại theo số lượng thành viên
Trường hợp y = TOBIN Trường hợp y = ROA
Group Obs Mean SE SD Group Obs Mean SE SD.
L_BSIZE 363 1.262 0.027 0.520 L_BSIZE 363 0.085 0.005 0.100 diff = mean(H_BSIZE) - mean(L_BSIZE) Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.271 Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.203 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.864 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.101 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.135 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.898
Mục 7: Phân loại theo tỷ lệ sở hữu của HĐQT
Trường hợp y = TOBIN Trường hợp y = ROA
Group Obs Mean SE SD Group Obs Mean SE SD.
L_BOWN 245 1.250 0.030 0.463 L_BOWN 245 0.075 0.006 0.093 diff = mean(H_BOWN) - mean(L_BOWN) Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.241 Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.134 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.879 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.932
Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.120 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.067
Nguồn số liệu được thu thập từ các bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty trong mẫu quan sát, với mẫu dữ liệu chi tiết được trình bày trong phần Phụ lục.
Kết quả phân loại theo độ tuổi trung bình của Hội đồng quản trị (HĐQT) cho thấy rằng khi đánh giá hiệu quả hoạt động thông qua chỉ số Tobin’s Q, nhóm doanh nghiệp có độ tuổi trung bình HĐQT cao (H_AGE) có hiệu quả hoạt động thấp hơn nhóm doanh nghiệp có độ tuổi trung bình thấp (L_AGE), tuy nhiên sự khác biệt này không đạt ý nghĩa thống kê Ngược lại, khi sử dụng chỉ số ROA để đo lường, nhóm H_AGE lại thể hiện hiệu quả hoạt động tốt hơn và sự khác biệt này có ý nghĩa thống kê.
Khi phân loại doanh nghiệp theo nhóm có kiêm nhiệm Tổng Giám đốc – Chủ tịch HĐQT (DUAL) và nhóm không có kiêm nhiệm (NO_DUAL), kết quả thống kê cho thấy nhóm DUAL có hiệu quả hoạt động cao hơn nhóm NO_DUAL khi sử dụng chỉ số Tobin’s Q, và sự khác biệt này có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, khi đo lường hiệu quả hoạt động bằng ROA, không có sự khác biệt đáng kể giữa hai nhóm.
Khi phân loại theo nhóm có số lượng thành viên trình độ thạc sỹ trở lên cao (H_BEDU) và thấp (L_BEDU), kết quả thống kê cho thấy nhóm H_BEDU hoạt động hiệu quả hơn khi đo bằng Tobin’s Q, với sự khác biệt có ý nghĩa thống kê Ngược lại, khi sử dụng ROA để đo lường, không có sự khác biệt về hiệu quả hoạt động giữa hai nhóm này.
Kết quả thống kê và kiểm định t cho trường hợp phân loại theo BFOR (tỷ lệ thành viên người nước ngoài) và BGEN (tỷ lệ thành viên nữ) cho thấy nhóm H_BFOR và H_BGEN có hiệu quả hoạt động tốt hơn, với sự khác biệt có ý nghĩa thống kê.
Kết quả phân loại theo BSIZE (số lượng thành viên HĐQT) và BOWN (tỷ lệ sở hữu của HĐQT) cho thấy không có sự khác biệt rõ rệt trong hiệu quả hoạt động giữa các nhóm Tuy nhiên, nhóm H_BSIZE và H_BOWN lại có giá trị trung bình TOBIN cao hơn so với nhóm L_BSIZE và L_BOWN.
Mối liên hệ giữa đặc điểm HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp47 5 Kết luận
Tác giả áp dụng phương pháp ước lượng Fixed Effect Model (FEM) để phân tích mối quan hệ giữa đặc điểm Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, được đo lường qua Tobin’s Q và ROA Đầu tiên, tác giả thực hiện hồi quy FEM cho toàn bộ mẫu, sau đó phân loại thành hai nhóm: nhóm có hiệu quả hoạt động cao và nhóm có hiệu quả hoạt động chưa cao, nhằm khám phá sự khác biệt giữa hai nhóm này Kết quả hồi quy cho toàn mẫu và các nhóm được trình bày chi tiết trong bảng 4.8.
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy theo FEM để xác định mối liên hệ giữa đặc điểm
HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
Mục 1 của bảng này trình bày kết quả hồi quy xem xét tác động của các đặc điểm HĐQT lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bằng Tobin’s Q) theo phương pháp ước lượng Fixed Effect Model cho trường hợp hồi quy cho toàn mẫu, nhóm doanh nghiệp có Tobin ≤ 1, nhóm doanh nghiệp có Tobin >1 Mục 2 thực hiện tương tự mục 1, nhưng hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp được đo lường bằng ROA Các đấu hoa thị *, **, ** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5%, 1%.
Mục 1: Đo lường hiệu quả hoạt động bằng TOBIN y = tobin Toàn mẫu Tobin thấp Tobin cao
Coef t_stat Coef t_stat Coef t_stat
8.601 6.45*** 0.589 0.55 7.139 4.08*** tang -0.209 -3.85*** 0.076 1.78* -0.177 -2.48** lev -0.519 -2.57*** 0.136 1.12 -0.442 -1.48 age -0.032 -3.38** -0.045 -7.65*** -0.015 -1.12 dual 0.032 0.6 -0.032 -0.94 0.042 0.57 bedu -0.045 -1.37 -0.068 -2.89*** -0.119 -2.49** bfor -0.145 -0.41 0.229 1.29 -0.882 -1.67* bgen -0.068 -0.31 -0.122 -1.07 0.177 0.51 bsize bown
Mục 2: Đo lường hiệu quả hoạt động bằng ROA y = roa Toàn mẫu ROA thấp ROA cao
Intercep tang lev age dual bedu bfor bgen bsize bown
Dữ liệu trong bài viết được thu thập từ các nguồn tài liệu như bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty trong mẫu quan sát, với mẫu dữ liệu được trình bày chi tiết ở phần Phụ lục.
Giả thiết về mối tương quan dương của độ tuổi trung bình HĐQT
Kết quả kiểm định cho thấy có mối tương quan âm và có ý nghĩa thống kê giữa độ tuổi trung bình của HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp khi đo bằng Tobin’s Q Tuy nhiên, khi sử dụng ROA để đo lường hiệu quả hoạt động, sự tương quan này nhỏ và không có ý nghĩa thống kê Kết quả này không hỗ trợ giả thuyết nghiên cứu, nhưng lại phù hợp với các bằng chứng thực nghiệm của Nakano và Nguyen (2008) trong thị trường Nhật Bản, cũng như nghiên cứu của Randoy et al.
Nghiên cứu của Eklund et al (2009) cho thấy doanh nghiệp Bắc Âu và Thụy Điển có sự khác biệt rõ rệt về hiệu quả hoạt động dựa trên độ tuổi trung bình của Hội đồng Quản trị (HĐQT) Cụ thể, nhóm doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động thấp (Tobin’s Q < 1) có mối tương quan mạnh mẽ và ý nghĩa thống kê ở mức 1% (β = -0.045), trong khi nhóm có hiệu quả cao chỉ đạt β = -0.015 Kết quả cũng chỉ ra rằng doanh nghiệp với HĐQT có độ tuổi trung bình cao (H_AGE) có hiệu quả hoạt động (ROA) tốt hơn nhóm còn lại (L_AGE) Do đó, các doanh nghiệp có hiệu quả chưa cao nên xem xét việc xây dựng HĐQT với độ tuổi trung bình thấp để dễ dàng áp dụng công nghệ mới và tư duy đổi mới trong môi trường năng động như Việt Nam, từ đó cải thiện hiệu quả hoạt động Tuy nhiên, điều này cần được kiểm chứng thêm qua các bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa độ tuổi HĐQT và việc áp dụng công nghệ, cải tiến doanh nghiệp.
Giả thiết về mối tương quan dương trong việc kiêm nhiệm Tổng Giám đốc – Chủ tịch HĐQT với hiệu quả hoạt động
Kết quả kiểm định cho thấy nhóm doanh nghiệp có kiêm nhiệm Tổng Giám đốc và Chủ tịch HĐQT (DUAL) hoạt động hiệu quả hơn nhóm không kiêm nhiệm (NO_DUAL) theo chỉ số Tobin’s Q Tuy nhiên, phân tích hồi quy không chỉ ra mối tương quan có ý nghĩa thống kê giữa đặc điểm kiêm nhiệm và hiệu quả hoạt động Đặc biệt, mối tương quan này thay đổi tùy thuộc vào biến phụ thuộc: khi sử dụng chỉ số TOBIN, sự kiêm nhiệm có mối tương quan dương với hiệu quả hoạt động, nhất là với nhóm có TOBIN>1; trong khi đó, khi đo lường bằng ROA, mối tương quan lại là âm, không phụ thuộc vào việc phân tích toàn bộ mẫu hay các nhóm có hiệu quả hoạt động cao hoặc thấp.
Giả thiết về mối tương quan dương của trình độ học vấn các thành viên HĐQT
Kết quả hồi quy cho toàn mẫu không hỗ trợ giả thiết khi phát hiện rằng BEDU và ROA (hoặc TOBIN) có mối tương quan âm, mặc dù không có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, khi phân tích theo từng nhóm (tobin >1 và tobin ≤1), tác giả nhận thấy mối tương quan âm giữa BEDU và TOBIN xuất hiện ở cả hai nhóm, với nhóm có Tobin ≤ 1 có tương quan thấp hơn (-0.068) so với nhóm Tobin > 1 (-0.119) Kết quả này phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm của Duc Vo và Thuy Phan (2013) tại Việt Nam, cho thấy rằng việc có thành viên HĐQT với trình độ thạc sỹ trở lên không đóng góp nhiều cho hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
Kết quả kiểm định cho thấy nhóm H_BEDU có hiệu quả hoạt động tốt hơn nhóm L_BEDU với sự khác biệt có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, sự khác biệt trong kết quả hồi quy và kiểm định nhóm cho thấy luận văn chưa đánh giá rõ ràng mối tương quan giữa trình độ học vấn của các thành viên HĐQT và hiệu quả hoạt động.
Giả thiết về mối tương quan dương của tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài
Mặc dù nhóm H_BFOR thể hiện hiệu quả hoạt động tốt hơn nhóm L_BFOR theo kiểm định sự khác biệt, nhưng kết quả hồi quy cho toàn mẫu không cung cấp bằng chứng xác thực cho giả thuyết này khi được đo lường.
TOBIN (y = TOBIN) thì mối tương quan là âm, trong khi đo lường bằng ROA (y=ROA) cho thấy tương quan là dương.
Khi thực hiện hồi quy với biến phụ thuộc y=TOBIN, tác giả nhận thấy rằng nhóm doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động cao (TOBIN>1) có mối tương quan âm với BFOR ở mức ý nghĩa thống kê 10% (β = -0.882), trong khi nhóm doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động chưa cao lại có mối tương quan dương (β = 0.229) Kết quả này cho thấy sự tham gia của thành viên HĐQT người nước ngoài có thể mang lại ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp kém hiệu quả (tobin ≤ 1), nhưng lại có thể gây ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp hoạt động tốt (tobin>1).
Giả thiết về mối tương quan dương của tỷ lệ thành viên nữ
Nghiên cứu cho thấy nhóm có tỷ lệ nữ cao (H_BGEN) hoạt động hiệu quả hơn nhóm có tỷ lệ nữ thấp (L_BGEN), nhưng mối liên hệ giữa BGEN và các chỉ số như TOBIN hoặc ROA lại không có ý nghĩa thống kê Mặc dù không tìm thấy bằng chứng rõ ràng ủng hộ hay bác bỏ giả thuyết này, nhưng khi đo lường TOBIN, tỷ lệ thành viên nữ lại có tương quan dương với hiệu quả hoạt động của nhóm có TOBIN > 1, trong khi tương quan âm với nhóm có TOBIN ≤ 1 Điều này gợi ý rằng việc tăng cường tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT có thể cải thiện hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp có hiệu suất cao.
Giả thiết về mối tương quan dương của số lượng thành viên HĐQT
Mặc dù không có sự khác biệt rõ rệt trong hiệu quả hoạt động giữa nhóm doanh nghiệp có số lượng thành viên HĐQT cao và thấp, nhưng khi phân tích riêng theo các nhóm doanh nghiệp với hiệu quả hoạt động khác nhau, các kết quả hồi quy cho thấy mối tương quan tích cực giữa số lượng thành viên HĐQT và hiệu quả hoạt động Cụ thể, trong nhóm doanh nghiệp có TOBIN ≤ 1, số lượng thành viên HĐQT có mối quan hệ dương với hiệu quả hoạt động (β=0.072) Tương tự, trong nhóm có ROA nhỏ hơn ROA trung vị, số lượng thành viên HĐQT cũng cho thấy mối quan hệ dương với hiệu quả hoạt động (β=0.014) Điều này chỉ ra rằng, ở những doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động chưa cao, số lượng thành viên HĐQT vẫn ảnh hưởng tích cực đến kết quả kinh doanh.
Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng ROA trung vị có mối tương quan dương mạnh hơn với nhóm doanh nghiệp hoạt động kém, ủng hộ giả thuyết của tác giả Điều này chứng minh rằng lý thuyết ràng buộc các nguồn lực giải thích hiệu quả hoạt động tốt hơn ở nhóm doanh nghiệp này, đặc biệt là trong mối liên hệ với kích thước ban giám đốc (BSIZE).
Giả thiết về mối tương quan âm trong tỷ lệ sở hữu của các thành viên HĐQT
Kết quả kiểm định cho thấy có mối tương quan âm giữa tỷ lệ sở hữu và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, nhưng bằng chứng không chắc chắn do hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê cho cả hai trường hợp y = TOBIN và y = ROA Khi hồi quy y = TOBIN, nhóm doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động thấp hơn (TOBIN ≤ 1) có BOWN tương quan dương với TOBIN (β = 0.127), trong khi nhóm có hiệu quả cao hơn (TOBIN > 1) lại có BOWN tương quan âm với TOBIN (β = -0.320) Mặc dù hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê cho cả hai nhóm, điều này gợi ý rằng gia tăng tỷ lệ sở hữu có thể cải thiện hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp kém hiệu quả, nhưng lại không có tác động tích cực đến doanh nghiệp hoạt động tốt.
Kết quả ước lượng mô hình theo phương pháp FEM cho thấy mối liên hệ giữa các đặc điểm của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, được trình bày chi tiết trong Bảng 4.9.
Bảng 4.9: Tóm tắt kết quả kiểm định về mối liên hệ giữa các đặc điểm
HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Đặc điểm Giả thiết Kết quả hồi quy theo FEM Độ tuổi (+)
Tương quan âm (-) có ý nghĩa thống kê khi xem xét toàn mẫu; nhóm có hiệu quả hoạt động thấp có tương quan âm mạnh hơn.
Sự kiêm nhiệm (+) Không có bằng chứng rõ ràng.
Tương quan âm (-) nhưng không có ý nghĩa thống kê khi xem xét toàn mẫu; nhóm có hiệu quả hoạt động cao có tương quan âm mạnh hơn.
Những phát hiện chính
Luận văn này nghiên cứu mối quan hệ giữa hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, được đo bằng chỉ số Tobin’s Q và ROA, và các đặc điểm của Hội đồng quản trị Nghiên cứu được thực hiện trên mẫu 98 doanh nghiệp Việt Nam niêm yết tại hai sàn chứng khoán Hà Nội (HNX) và Hồ Chí Minh (HOSE) trong khoảng thời gian 5 năm từ 2008.
Năm 2012, tác giả đã tiến hành kiểm định sự phù hợp của các phương pháp ước lượng Pooled OLS, Random Effect GLS (REM), Fixed Effect Model (FEM) và Dynamic Panel Data 2 steps GMM để xác định phương pháp hiệu quả nhất Kết quả cho thấy REM là phương pháp tối ưu để phân tích mối quan hệ giữa các đặc điểm của Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Sau khi thực hiện hồi quy cho toàn bộ mẫu và phân loại theo hiệu quả hoạt động (cao hoặc thấp), tác giả đã phát hiện một số điểm chính có ý nghĩa thống kê liên quan đến sự khác biệt trong hiệu quả hoạt động giữa các nhóm công ty dựa trên các đặc điểm của HĐQT.
Nghiên cứu cho thấy rằng độ tuổi trung bình của Hội đồng quản trị có mối tương quan âm và có ý nghĩa thống kê với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, được đo lường bằng Tobin’s Q Kết quả này phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm của Duc Vo và Thuy Phan (2013) về 77 doanh nghiệp niêm yết trên HOSE trong giai đoạn đó.
Mối tương quan âm giữa độ tuổi trung bình của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hiệu quả hoạt động thể hiện rõ hơn ở các doanh nghiệp có hiệu suất chưa cao Kết quả kiểm định cho thấy, nhóm doanh nghiệp với độ tuổi trung bình HĐQT cao có hiệu quả hoạt động tốt hơn so với nhóm có độ tuổi trung bình HĐQT thấp.
Nghiên cứu cho thấy, trình độ học vấn của các thành viên HĐQT trong nhóm doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động cao (Tobin’s Q ≤ 1) có mối tương quan âm với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, và sự tương quan này mạnh hơn ở nhóm doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động chưa cao (Tobin’s Q > 1) Tuy nhiên, nhóm doanh nghiệp hoạt động hiệu quả hơn lại có HĐQT với nhiều thành viên có trình độ thạc sỹ trở lên Do đó, tác giả nhận định rằng mối liên hệ giữa trình độ học vấn của HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp vẫn chưa được đánh giá đầy đủ trong nghiên cứu này.
Tỷ lệ tham gia của thành viên nước ngoài trong HĐQT có ảnh hưởng trái ngược đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, với mối quan hệ âm đối với nhóm doanh nghiệp hoạt động tốt (Tobin’s Q > 1) và mối quan hệ dương không có ý nghĩa thống kê đối với nhóm doanh nghiệp hoạt động chưa tốt (Tobin’s Q ≤ 1) Mặc dù các công ty có tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài cao thường có hiệu quả hoạt động tốt hơn so với các công ty có tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài thấp.
Nghiên cứu cho thấy rằng quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT) có mối tương quan tích cực với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Sự tương quan này đặc biệt mạnh mẽ ở nhóm các doanh nghiệp có hiệu suất kém, cụ thể là những doanh nghiệp có chỉ số Tobin’s Q nhỏ hơn hoặc bằng 1 và tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) thấp hơn mức trung vị.
Trong quá trình hồi quy, việc lựa chọn biến đo lường hiệu quả hoạt động ảnh hưởng lớn đến kết quả mô hình Cụ thể, khi sử dụng Tobin’s Q để đo lường, các kiểm định sự khác biệt nhóm theo đặc điểm và hồi quy mối liên hệ giữa các đặc điểm cho kết quả ước lượng tốt hơn Ngược lại, khi áp dụng ROA, hiệu quả không đạt được mức tương tự.
Những hàm ý về các đặc điểm Hội đồng quản trị
Bằng cách kết hợp các bằng chứng thực nghiệm trong luận văn này với các nghiên cứu tương tự ở Việt Nam và các quốc gia khác, cùng với các lý thuyết về người đại diện và giới hạn nguồn lực, tác giả đề xuất một số điểm quan trọng về mối liên hệ giữa các đặc điểm của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp.
Doanh nghiệp hoạt động kém hiệu quả (tobin’s Q ≤ 1) nên duy trì Hội đồng quản trị (HĐQT) với độ tuổi trung bình thấp, điều này sẽ giúp họ dễ dàng áp dụng công nghệ và tư duy mới trong môi trường năng động của Việt Nam, từ đó cải thiện hiệu quả hoạt động.
Sự tham gia của các thành viên HĐQT người nước ngoài có thể cải thiện hiệu quả hoạt động của những doanh nghiệp chưa hoạt động tốt Việc này giúp mang lại góc nhìn mới và kinh nghiệm quốc tế, từ đó nâng cao hiệu suất và khả năng cạnh tranh của doanh nghiệp.
≤1), vì điều này sẽ có thể giúp tận dụng kiến thức và kinh nghiệm quản lý, các mối liên hệ với thị trường quốc tế.
Các lý thuyết người đại diện và lý thuyết giới hạn các nguồn lực cung cấp những giải thích hiệu quả cho mối quan hệ giữa quy mô hội đồng quản trị và hiệu quả doanh nghiệp Điều này đặc biệt đúng đối với các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu, nhất là những doanh nghiệp có hiệu suất hoạt động chưa cao.
Những hạn chế của luận văn và góp ý cho các nghiên cứu về sau
Mặc dù luận văn này đã đóng góp tích cực trong việc tìm kiếm phương pháp ước lượng phù hợp và đánh giá mối liên hệ giữa các đặc điểm HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, nhưng tác giả vẫn nhận thấy một số hạn chế cần được khắc phục.
Kích thước mẫu dữ liệu trong nghiên cứu chỉ bao gồm 98 công ty, do thông tin cần thiết chỉ được thu thập từ một số công ty niêm yết công bố đầy đủ, và thời gian quan sát chỉ kéo dài trong 5 năm (2008 - 2012) Do đó, kết quả nghiên cứu chưa thể đại diện cho toàn bộ thị trường Việt Nam.
Mô hình hồi quy theo Fixed Effect Model được xác định là phù hợp nhất cho luận văn nhờ khả năng giảm thiểu hiện tượng nội sinh và cải thiện độ chính xác trong ước lượng Tuy nhiên, một số vấn đề vẫn có thể chưa được khắc phục hoàn toàn Phương pháp này có nhược điểm là sử dụng nhiều biến giả để phản ánh hiệu ứng cố định theo thời gian, và có thể không đo lường được các yếu tố không thay đổi theo thời gian như đặc điểm về sự kiêm nhiệm, giới tính, và quốc tịch thành viên, từ đó làm giảm hiệu quả ước lượng của mô hình nghiên cứu (Gujarati và Porter, 2008).
Tác giả nhận thấy rằng những nghiên cứu về sau có thể phát triển theo một số hướng như:
Mở rộng phạm vi mẫu nghiên cứu sẽ giúp kết quả có tính đại diện cao hơn cho thị trường Ngoài ra, việc tập trung vào các nhóm công ty có tính chất tư nhân, đặc biệt là những công ty có tỷ lệ sở hữu cao giữa các thành viên trong gia đình, cũng sẽ mang lại những thông tin quý giá cho nghiên cứu.
- Tìm kiếm những phương pháp ước lượng hiệu quả hơn (nhưng cần chú ý xem xét vấn đề nội sinh trong mô hình ước lượng);
Để đánh giá hiệu quả của Hội đồng quản trị, cần xem xét thêm các yếu tố như tính độc lập, được đo lường qua tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT, cùng với thâm niên và kinh nghiệm điều hành doanh nghiệp của các thành viên.
- Tìm hiểu mối liên hệ của các đặc điểm ban kiểm soát và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
1 Adam Smith and Alan B Krueger, 1776 The Wealth Of Nations, Reprint edition (March 4, 2003) Bantam Classics;
2 Dougherty C, 2011 Introduction to Econometrics 4th edition Oxford University Press.
3 David G Kleinbaum, Lawrence L Kupper, và Keith E Muller, 1988.
Applied Regression Analysis and Other Multivariate Methods, 2nd ed.,
4 Hilmer, F G (1998) Strictly Boardroom, Improving Governance to
Enhance Company Performance, 2 nd edition Melbourne: Information Australia.
5 Monks, R A G & Minow, N 2004 Corporate governance, 3rd edition. Madden, MA: Blackwell Publishing Ltd
6 Diggle, P J., Heagerty, P., Liang, K and Zeger, S L., 2002 Analysis of Longitudinal Data, Oxford University Press.
7 Pfeffer, J & Salancik, G R 1978.The external control of organizations: a resource dependence perspective New York: Harper & Row Pindyck
1 Trần Minh Trí và Dương Như Hùng, 2011 Ảnh hưởng của tỷ lệ sở hữu quản trị đến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên sàn HOSE.
Tạp chí phát triển Khoa Học và Công Nghệ, tập 14, số Q2 – 2011, trang
1 Adams, R B and Mehran, H., 2011 Corporate Performance, Board Structure, and Their Determinants in the Banking Industry Federal
Reserve Bank of New York Staff Reports.
2 Adams, R., Almeida, H., Ferreira D., 2009 Understanding the relationship between founder–CEOs andfirm performance Journal of
3 Agrawal, A., and Knoeber, C R., 1994 Firm Performance and merchanisms to control agency problems between managers and shareholders Rodney L White Center for Finance Research, The
Wharton School, University of Pennylsyvania.
4 Bathula, H., 2008 Board Characteristics and Firm Performance:
Evidence from New Zealand PhD thesis Auckland University of Technology.
5 Baum, C F., Schaffer, M E., Stillman, S., 2003 Instrumental Variables and GMM: Estimation and Testing Stata Journal, 3(1): 1-31
6 Berle Jr, A A., and Means, G C, 1933 The Modern Corporation and Private Property Indiana Law Journal, 8 (8), Article 11.
7 Bhagat, S and Bolton, B 2008 Corporate governance and firm performance Journal of Corporate Finance, 14: 257–273.
8 Braun, M., and Sharma, A., 2007 Should the CEO Also Be Chair of the Board? An Empirical Examination of Family-Controlled Public Firms.
9 Chen, C., W., Lin, J., B and Yi, B (2008) CEO Duality and Firm Performance: An Endogenous Issue Corporate Ownership and Control,
10 Carter, D A., Simkins, B J., & Simpson, W G, 2003 Corporate governance, board diversity, and firm value Financial Review, 38: 33–53.
11 Carter, D., D'Souza, F., Simkins, B., & Simpson, 2010 The Gender and Ethnic Diversity of US Boards and Board Committees and Firm Financial Performance Corporate Governance: An International Review, 18(5):
12 Child, J., 1974 Managerial and organizational factors associated with company performance Journal of Management Studies, 11: 13–27.
13 Coles, J L., Daniel, N D and Naveen, L., 2008 Boards: Does one size fit all? Journal of Financial Economics, 87: 329–356.
14 Connella, V O., Cramer, N., 2010 The relationship between firm performance and board characteristics in Ireland European Management
15 Choi, S., Hasan, I., 2005 Ownership, Governance, and Bank Performance: Korean Experience Financial Markets, Institutions & Instruments, 14(4): 215–242.
16 Darmadi, S., 2013 Do women in top management affect firm performance? Evidence from Indonesia Corporate Governance, 13(3):
17 Desoky, A M., and Mousa, G A., 2012 Do Board Ownership and Characteristics Affect on Firm Performance? Evidence from Egypt.
Global Advanced Research Journal of Economics, Accounting and Finance, 1(2): 15-32.
18 Doan, N.P.A and Nguyen, J.D.K, 2011 Firm Characteristics, Capital Structure and Operational Performance: a Vietnamese Study APEA 2011
Conference, Pusan National University, Busan, Korea, June 24-25, 2011
19 Duc V., Thuy P., 2013 Corporate governance and firm performance: empirical evidence from Vietnam The 42nd Australian Conference of Economists Conference Proceedings Beyond the Frontiers: New Directions in Economics Held at Murdoch University, Perth, Western Australia On 7-10 July, 2013
20 Drukker D.M., 2003 Testing for serial correlation in linear panel–data models The Stata Journal, 3(2): 168-177
21 Ebbes, P., Bockenholt, U., Wedel, M., 2004 Regressor and random- effects dependencies in multilevel models Statistica Neerlandica, 58(2): 161–178
22 Eisenhardt, K M & Bourgeois, L J., 1988 Politics of strategic decision making in high-velocity environments: Towards a midrange theory.
23 Eklund, J E., Palmberg, J., Wiberg, D., 2009 Ownership Structure, Board Composition and Investment Performance Working Paper Series in Economics and Institutions of Innovation from Royal Institute of Technology, CESIS - Centre of Excellence for Science and Innovation Studies, No 172.
24 Erhardt, N L., Werbel, J D and Shrader, C D, 2003 Board of Director
Diversity and Firm Financial Performance Corporate Governance, 11(2):
25 Fama, E F & Jensen, M C., 1983 Agency Problems and Residual
Claims Journal of Law and Economics, 26: 327-349.
26 Fan, P S, 2012 Is Board Diversity Important for Firm Performance and Board Independence? An exploratory study of Singapore Listed Companies Monetary Authority Of Singapore Staff Paper No 52.
27 Francis, B., Hasan, I., Wu, Q., 2012 Do corporate boards affect firm performance? New evidence from the financial crisis Bank of Finland
28 Guest, P.M., 2009 The Impact of Board Size on Firm Performance:
Evidence from the UK The European Journal of Finance, 15(4): 385-404
29 Gulamhussen, M A., and Guerreiro, L., 2009 The influence of foreign equity and board membership on corporate Management AccountingResearch, 20: 6-17.
30 Hermalin, B E and Weisbach, M S., 1991 Boards of Directors as an Endogenously Determined Institution: A Survey of the Economic Literature Working paper 8161, National Bureau of Economic Research.
31 Hillman, A J and Dalziel T., 2003 Boards of Directors and Firm Performance: Integrating Agency and Resource Dependence Perspectives Academy oí Management Review, 28(3): 383-396.
32 Horváth, R and Spirollari, P., 2011 Do the board of directors´ characteristics influence firm´s performance? The U.S Evidence Prague Economic Papers, 4: 470-486.
33 Hurst, D.K., Rust, J.C., and White, R.E., 1989 Top management teams and organizational renewal Strategic Management Journal, 10(S1): 87-
34 Ibrahim, H and Samad, F A., 2011 Corporate Governance Mechanisms and Performance of Public-Listed Family-Ownership in Malaysia.
International Journal of Economics and Finance, 3: 105-115.
35 Ingley, C B., & Van der Walt, N T (2001) The Strategic Board: The
Changing Role of Directors in Developing and Maintaining Corporate Capability Corporate Governance: An International Review, 9(3):174- 185.
36 Jackling, B & Johl, S., 2009 Board Structure and Firm Performance: Evidence from India's Top Companies Corporate Governance: An International Review, 17(4): 492-509
37 Jensen, M C & Meckling, W H., 1976 Theory of the Firm: Managerial Behaviour, Agency Costs, and Ownership Structure Journal of Financial
38 Jensen, M C, 1993 The Modern Industrial Revolution, Exit and theFailure of Internal Control Systems The Journal of Finance, 48(3): 831-880.
39 Kiel, G.C and Nicholson, G.J., 2003 Board composition and corporate performance: How the Australian experience informs contrasting theories of corporate governance An International Review, 11: 189-205.
40 Kim, I., Pantzalis, C and Park, J C., 2013 Corporate boards' political ideology diversity and firm performance Journal of Empirical Finance, 21: 223–240
41 Krivogorsky V., 2006 Ownership, board structure and performance in continental Europe The International Journal of Accounting, 41: 176-197.
42 LamT Y and Lee, S K., 2008 CEO duality and firm performance: evidence from Hong Kong Corporate Governance, 3: 299 – 316.
43 Lam, K C K., McGuinness, P B., Vieito, J P., 2013 CEO gender, executive compensation andfirm performance in Chinese‐listed enterprises Pacific-Basin Finance Journal, 21: 1136–1159
44 Lin, C Y., Wei, Y., Chen, M., 2006 The role of board chair in the relationship between board human capital and firm performance Int J of
45 Lipton, M., & Lorsch, J W., 1992 A Modest Proposal for Improved Corporate Governance Business Lawyer, 1(1) 59–77
46 Ma, S and Tian, G., 2009 Board composition, board activit y and ownership concentration, the impact on firm performance University of
47 McConnell, J J., Servaes, H., 1990 Additional evidence on equity ownership and corporate value Journal of Financial Economics, 27: 595-
48 Mehran, H., 1995 Executive compensation structure, ownership, and firm performance Journal of Financial Economics 38: 163-184
49 Mileva, E., 2007 Using Arellano – Bond Dynamic Panel GMMEstimators in Stata Economics Department, Fordham University.
50 Mintberg H., 1973 A new look at the chief executive's job Organizational Dynamics, 1: 20—30
51 Moradi, M., Salehi, M., Bighi, S J H., Najari, M., 2012 A Study of Relationship between Board Characteristics and Earning Management: Iranian Scenario Universal Journal of Management and Social Science,
52 Nakano M and P Nguyen, 2008 Do older boards affect firm performance? An empirical analysis based on Japanese firms Working
Paper, Hitotsubashi University and University of Technology Sydney.
53 Ono, H., 2010 Lifetime employment in Japan: Concepts and measurements Journal of the Japanese and International Economies, 24: 1-27.
54 Oxelheim, L., Randứy, T., 2003 The impact of foreign board membership on firm value Journal of Banking & Finance, 27:2369–2392
55 Pathan, S and Faff, R., 2013 Does Board Structure in Banks Really Affect their Performance? SSRN Working Paper Series, Forthcoming in Journal of Banking and Finance.
56 Pearce, J A & Zahra, S A., 1992 Board composition from a strategic contingency perspective The Journal of Management Studies, 29(4): 411- 438.
57 Peng, M W., Zhang, S., Li, X., 2007 CEO Duality and Firm
China’s Institutional Transitions Management and Organization Review,
58 Ramos, R G., Garci´a-Olalla, M., 2011 Board characteristics and firm performance in public founder- and nonfounder-led family businesses.
Journal of Family Business Strategy, 2: 220–231
59 Roodman, D., 2009 How to do xtabond2: An introduction to difference and system GMM in Stata The Stata Journal, 9(1): 86–136
60 Ruigrok, W., Peck, S and Tacheva, S., 2007 Nationality and gender diversity on Swiss corporate boards Corporate Governance: An
61 Singh, V and Terjesen, S., 2008 Newly appoited directors in the boardroom: How do women and men differ? European Management Journal, 26(1): 48-58.
62 Shleifer, A., Vishny, R., 1997 A survey of corporate governance Journal of Finance, 52 (2), 737–783.
63 Smith, N., Smith, V and Verner, M., 2005 Do Women in Top
Management Affect Firm Performance? A Panel Study of 2500 Danish Firms IZA Discussion Papers, No 1708
64 Seal, W., 2006 Management accounting and corporate governance: An institutional interpretation of the agency problem Management
65 Singh, H., and Harianto, F.,1989 Management-Board Relations, Takeover
Risk, and The Adoption of Golden Parachutes Academy of Management
66 Thi Phuong Vy Le and Duc Nam Phung, 2013 Capital Structure and Firm performance: Empirical evidence from Vietnamese listed firms.
67 Topak, M., S., 2011 The Effect of Board Size on Firm Performance: Evidence from Turkey Middle Eastern Finance and Economics, 14: 119- 127.
68 Ujunwa, A., Okoyeuzu, C., Nwakoby, I., 2012 Corporate Board Diversity and Firm Performance: Evidence from Nigeria Review of International Comparative Management, 13(4): 605 – 620.
69 Yang, T and Zhao, S., 2010 CEO Duality and Firm Performance: Evidence from an Exogenous Shock to the Competitive Environment.
70 Wintokia, M B., Linck, J S., and Netter, J M., 2012 Endogeneity and the dynamics of internal corporate governance Journal of Financial Economics 105: 581–606.
71 Zahra, S A., & Pearce II, J A., 1989 Boards of Directors and Corporate
Financial Performance: A Review and Integrative Model Journal of
72 Zhang, Z and Xu, X., 2009 Effects of board attributes on Chinese pharmaceutical firms International Review of Business Research Papers,
PHỤ LỤC: THÔNG TIN NHỮNG CÔNG TY NIÊM YẾT ĐƯỢC SỬ
TT Tên công ty Mã cổ phiếu
1 Công ty Cổ phần Bá Hiến Viglacera BHV
2 Công ty Cổ phần Bánh kẹo Bibica BBC
3 Công ty cổ phần Bánh kẹo Hải Hà HHC
4 Công ty cổ phần Bao bì PP Bình Dương HBD
5 Công ty cổ phần Bao bì xi măng Bút Sơn BBS
6 Công ty cổ phần Bê tông Hòa Cẩm HCC
7 Công ty cổ phần Beton 6 BT6
8 Công Ty Cổ Phần Cao Su Đà Nẵng DRC
9 Công ty cổ phần Cao su Đồng Phú DPR
10 Công Ty Cổ Phần Cao su Hòa Bình HRC
11 Công ty Cổ phần Cao su Tây Ninh TRC
12 Công ty cổ phần Cao su Thống Nhất TNC
13 Công ty Cổ phần Cáp treo Núi Bà Tây Ninh TCT
14 Công ty Cổ phần Chế tạo Bơm Hải Dương CTB
15 Công ty cổ phần cơ điện lạnh Ree REE
16 Công ty cổ phần Công nghệ Viễn thông Sài Gòn SGT
17 Công ty cổ phần Vicostone VCS
18 Công ty Cổ phần Đá xây dựng Hoà Phát HPS
19 Công ty cổ phần Dầu thực vật Tường An TAC
20 Công ty cổ phần đầu tư thương mại SMC SMC
21 Công ty cổ phần Đầu tư và Thương mại DIC DIC
22 Công ty cổ phần Đầu tư xây dựng Bình Chánh BCI
23 Công ty cổ phần Dệt may - Đầu tư - Thương mại Thành Công TCM
24 Công ty Cổ phần Địa ốc Chợ Lớn RCL
25 Công ty cổ phần DIC số 4 DC4
26 Công ty cổ phần Dịch vụ Kỹ thuật Viễn thông TST
27 Công ty cổ phần Dược Hậu Giang DHG
28 Công ty cổ phần Dược phẩm Cửu Long DCL
29 Công ty cổ phần dược phẩm Imexpharm IMP
30 Công ty Cổ phần đường Biên Hòa BHS
31 Công ty cổ phần Gạch Men Chang Yih CYC
32 Công ty cổ phần Gạch men Thanh Thanh TTC
33 Công ty cổ phần gạch ngói Nhị Hiệp NHC
34 Công ty Cổ Phần Gas Petrolimex PGC
35 Công ty Cổ phần Hằng Hải Hà Nội MHC
36 Công ty Cổ phần Hoá An DHA
37 Công ty cổ phần Hoàng Anh Gia Lai HAG
38 Công Ty Cổ Phần In và Bao bì Mỹ Châu MCP
39 Công ty Cổ phần Kim khí Thành phố Hồ Chí Minh HMC
40 Công ty Cổ phần Kỹ nghệ Đô Thành DTT
41 Công ty cổ phần LICOGI 16 LCG
42 Công ty cổ phần Mía đường Lam Sơn LSS
43 Công ty cổ phần Nam Việt ANV
44 Công ty cổ phần Nhiệt điện Bà Rịa BTP
45 Công ty cổ phần Nhiệt điện Phả Lại PPC
46 Công ty cổ phần nhựa Bình Minh BMP
47 Công ty cổ phần Nhựa Tân Đại Hưng TPC
48 Công ty Cổ phần Nước Giải khát Chương Dương SCD
49 Công ty Cổ phần Phát triển nhà Thủ Đức TDH
50 Công ty cổ phần Sách Đại học - Dạy nghề HEV
51 Công Ty Cổ Phần Sách Giáo Dục Tại TP Đà Nẵng DAE
52 Công ty cổ phần Sách và Thiết bị trường học TP Hồ Chí Minh STC
53 Công ty cổ phần Sản xuất-Thương mại-Dịch vụ Phú Phong PPG
54 Công ty cổ phần Siêu Thanh ST8
55 Công ty cổ phần Sonadezi Long Thành SZL
56 Công ty cổ phần Sông Đà - Thăng Long STL
57 Công ty cổ phần Tấm lợp Vật liệu Xây dựng Đồng Nai DCT
58 Công ty cổ phần Tập đoàn Đại Châu DCS
59 Công ty cổ phần Tập đoàn Dầu khí An Pha ASP
60 Công ty Cổ phần Tập đoàn Khoáng sản Hamico KSH
61 Công ty cổ phần Taxi Sài Gòn Petrolimex PGT
62 Công ty cổ phần Thạch cao xi măng TXM
63 Công ty cổ phần Thiết bị Bưu Điện POT
64 Công ty cổ phần Thương mại Dịch vụ Vận tải Xi măng Hải Phòng HCT
65 Công ty Cổ Phần Thương Mại Xuất Nhập Khẩu Thiên Nam TNA
66 Công ty Cổ phần Thủy điện Ry Ninh II RHC
67 Công ty Cổ phần Thủy điện Thác Bà TBC
68 Công ty Cổ phần thủy sản số 1 SJ1
69 Công ty cổ phần Truyền thông số 1 ONE
70 Công ty cổ phần Tư vấn xây dựng điện 4 TV4
71 Công ty cổ phần vận tải Hà Tiên HTV
72 Công ty Cổ phần Vận tải và Dịch vụ Petrolimex Sài Gòn PSC
73 Công ty cổ phần Vận tải và Thuê tàu VFR
74 Công ty Cổ phần Vận tải Xăng dầu VIPCO VIP
75 Công ty Cổ phần Vận tải xăng dầu VITACO VTO
76 Công ty cổ phần Viễn Liên UNI
77 Công ty cổ phần Viglacera Đông Anh DAC
78 Công ty cổ phần Viglacera Đông Triều DTC
79 Công ty cổ phần Xây dựng điện VNECO 1 VE1
80 Công ty cổ phần Xây dựng và Kinh doanh vật tư CNT
81 Công ty cổ phần Xi măng Bỉm Sơn BCC
82 Công ty cổ phần Xi măng Bút Sơn BTS
83 Công ty cổ phần Xi măng Cần Thơ CCM
84 Công ty cổ phần xi măng Hà Tiên 1 HT1
85 Công ty cổ phần Xi măng Sài Sơn SCJ
86 Công ty Cổ phần Xi Măng Sông Đà SCC
87 Công ty Cổ phần Xi măng Sông Đà Yaly SDY
88 Công ty Cổ phần xi măng Thái Bình TBX
89 Công ty cổ phần Xi măng và Xây dựng Quảng Ninh QNC
90 Công ty cổ phần Xi măng Vật liệu xây dựng Xây lắp Đà Nẵng DXV
91 Công ty cổ phần xuất nhập khẩu Petrolimex PIT
92 Công ty cổ phần xuất nhập khẩu thủy sản An Giang AGF
93 Công ty cổ phần Xuất nhập khẩu Y tế Domesco DMC
94 Công ty Cổ phần Xuyên Thái Bình PAN
95 CTCP Tập đoàn Thủy sản Minh Phú MPC
97 Tập Đoàn VINGROUP - Công ty cổ phần VIC
98 Tổng Công ty Phát triển Đô Thị Kinh Bắc – Công ty Cổ phần KBC
