Luận án Nghiên cứu ảnh hưởng các đặc điểm của giám đốc điều hành (ceo’s characteristic) đến hiệu quả hoạt động của một số doanh nghiệp tiêu biểu trên sàn chứng khoán Việt Nam

h tương quan giữa trình độ học vấn và thu nhập của 800 91 CEO trong dữ liệu nghiên cứu, kết quả so sánh tương quan đi đến kết luận bất ngờ: CEO không có bằng cấp thường có thu nhập cao hơn CEO có bằng cấp. Tuy nhiên, nghịch lý là nhà tuyển dụng CEO (ban quản trị, chủ tịch hội đồng quản trị, chủ sở hữu công ty...) lại thường thích chọn các CEO có trình độ học vấn cao hơn. Quan điểm tuyển dụng trên được bộc lộ qua dữ liệu nghiên cứu của năm 2017, 2018, khi áp lực tìm kiếm người kế nhiệm của các CTGĐ được trao đổi và đề cập nhiều hơn, thì mẫu bắt đầu xuất hiện tỷ lệ tăng nhẹ về số lượng các CEO có trình độ sau đại học. Thực tế trên xét ra không quá khác biệt so với truyền thống văn hoá chuộng bằng cấp của các nhà tuyển dụng Việt Nam. Biểu đồ 4.3 Thống kê số lượng CEO có đào tạo thêm về Luật (Nguồn: tác giả tự tính toán & tổng hợp) Nhu cầu bồi dưỡng nâng cao trình độ học vấn không chỉ được bộc lộ ở cấp bậc của trình độ mà còn thể hiện thông qua sự đa dạng của các nội dung chuyên môn lựa chọn để trau dồi. Trên thế giới, khi bàn về trình độ học vấn của CEO, ngoài việc đánh giá theo cấp bậc của trình độ học vấn (đại học/sau đại học) thì văn bằng Luật và bằng thạc sỹ chuyên ngành quản trị kinh doanh (MBA) là 2 lĩnh vực chuyên môn mà giới nghiên cứu quan tâm khi xem xét về trình độ học vấn của CEO. Thực tế, rất nhiều nhà quản lý lựa chọn bồi dưỡng thêm chuyên môn với bằng MBA hoặc bằng Luật 92 nhằm mục tiêu nâng cao năng lực lãnh đạo điều hành. Vì vậy, sau khi phân loại CEO theo trình độ học vấn, luận án tiếp tục cập nhật dữ liệu về trình độ học vấn của CEO thông qua văn bằng Luật. Biểu đồ 4.3 chỉ ra tỷ lệ CEO có văn bằng Luật (thể hiện qua bằng Đại học số 1 hoặc số 2) trong mẫu nghiên cứu về các CTGĐ niêm yết hiện nay. Số liệu chỉ ra rằng, số lượng các CEO có văn bằng Luật trong mẫu nghiên cứu hiện còn rất thấp, dưới 5% tổng số mẫu nghiên cứu. Tuy nhiên, giai đoạn gần đây (năm 2017, 2018) số lượng này có xu hướng tăng nhẹ, phản ánh xu hướng chung tại Việt Nam hiện nay coi trọng bằng cấp, vì vậy đặt các CEO vào đòi hỏi cũng phải liên tục học tập, làm giàu thêm số lượng bằng cấp mà mình có nếu muốn đáp ứng được tốt nhất các đòi hỏi yêu cầu của xã hội. Biểu đồ 4.4: Phân loại giám đốc điều hành (CEO) theo quê quán (Nguồn: tác giả tự tính toán & tổng hợp) Biểu đồ 4.4 phía trên phân loại giám đốc điều hành (CEO) theo quê quán, trong khuôn khổ luận án, tổng số CTGĐ trong mẫu nghiên cứu gồm 57 doanh nghiệp trong đó quê quán của CEO được phân loại và mã hoá theo 3 khu vực địa lý: 1 – miền Bắc, gồm các tỉnh từ Thanh Hoá trở ra, 2 – miền Trung, gồm các tỉnh từ Thanh Hoá tới Bình Thuận và khu vực Tây Nguyên và 3 – miền Nam, gồm các tỉnh còn lại. Trong giai đoạn nghiên cứu từ 2012 – 2018, có thể nhận thấy rằng số lượng CEO phân bổ 2 3 2 3 2 5 2 5 2 6 2 6 2 5 2 3 2 2 2 0 2 0 1 9 1 7 1 6 1 1 1 2 1 2 1 2 1 2 1 2 1 6 2 0 1 2 2 0 1 3 2 0 1 4 2 0 1 5 2 0 1 6 2 0 1 7 2 0 1 8 1:miền Bắc 2:miền Trung 3:miền Nam 93 khá đồng đều ở cả 3 khu vực, trong đó khu vực có số lượng CEO nhiều nhất là các tỉnh miền Bắc, chiếm tỷ lệ bình quân 43,36% tổng số lượng CEO của các CTGĐ. Bên cạnh việc phân loại các biến định tính về đặc điểm nhân khẩu học của CEO, luận án cũng tiến hành sử dụng phương pháp phân loại theo tần suất để nghiên cứu về 03 đặc điểm về thâm niên công tác của CEO gồm: quyền kiêm nhiệm các chức danh quản lý khác trong HĐQT, tỷ lệ sở hữu cổ phiếu và thay đổi CEO. Dữ liệu phân tích được thể hiện tại 3 biểu đồ: 4.5, 4.6 và 4.7 dưới đây. Biểu đồ 4.5: Thống kê giám đốc điều hành (CEO) kiêm nhiệm (Nguồn: tác giả tự tính toán & tổng hợp) Biểu đồ 4.5 cho thấy quyền kiêm nhiệm hay hiện tượng song trùng lãnh đạo được hiểu là việc CEO đồng thời đảm nhận chức danh quản lý khác trong HĐQT hoặc trong nhiều trường hợp thì CEO đồng thời là chủ tịch HĐQT, tỷ lệ này hiện chiếm khoảng 74,23% trên tổng số CTGĐ, cao hơn nhiều so với mức trung bình của thị trường là 20,3% (Truong và Do, 2017). Việc kiêm nhiệm hai vai trò trong thời gian qua đã giúp bộ máy quản trị và điều hành tối ưu hoá, nhờ thế mà doanh nghiệp gặt hái được nhiều thành công. Hơn nữa, để tìm được một người đủ năng lực, khả năng và hiểu biết về đảm nhiệm vai trò CEO là điều không dễ dàng, trong khi với cơ chế quản lý của đa phần các công ty gia đình hiện nay chưa có được một bộ máy theo 94 dõi và kiểm soát từ phía HĐQT. Đây là một trong những đặc điểm nổi bật mang tính điển hình đối với CTGĐ phù hợp với các lý thuyết về quản lý, kiểm soát trong việc đưa ra quyết định trong kinh doanh. Tuy nhiên, tần suất CEO kiêm nhiệm các chức danh quản trị khác nhau trong công ty cũng đang có xu hướng giảm dần theo các năm, điều này cũng phù hợp với xu thế phát triển chung hiện tại của các công ty sở hữu gia đình niêm yết tại TTCK Việt Nam hiện nay: trẻ hoá đội ngũ điều hành, tăng cường các hoạt động giao lưu mở rộng để có thể đáp ứng tốt hơn với các đòi hỏi thực tế của thị trường và hoạt động sản xuất – kinh doanh. Biểu đồ 4.6: Tỷ lệ thay đổi CEO tại các CTGĐ giai đoạn 2012 – 2018 (Nguồn: tác giả tự tính toán & tổng hợp) Dữ liệu phân tích từ biểu đồ 4.6 phản ánh phần nào thực tế hoạt động của các CTGĐ tại Việt Nam hiện nay khi vấn đề kế nhiệm, chuyển giao quyền lực trong thời gian gần đây trở thành một chủ đề nóng, thu hút nhiều sự quan tâm của doanh nghiệp cũng như nhà đầu tư. Kế hoạch kế nhiệm các vị trí trong ban điều hành là vấn đề quan trọng nhất đối với các công ty gia đình đặc biệt khi quy mô ngày càng phát triển và lớn mạnh. Những yếu kém trong công tác lập kế hoạch kế nhiệm là một trong những 95 lý do khiến phần lớn các công ty gia đình tan vỡ không thể trụ vững được đến thế hệ thứ ba (Neubauer và Lank.1998). Dữ liệu phân tích đã chỉ ra những áp lực của sự chuyển đổi nhân sự điều hành cấp cao trong các CTGĐ hiện nay, khi mà giai đoạn 2012, 2013 trở về trước, vị trí CEO gần như không có thay đổi, các thành viên trong gia đình có sự phân vai rõ ràng trong điều hành thì từ năm 2013 trở lại đây, xu hướng tìm kiếm những người kế nhiệm khác bắt đầu xuất hiện và ngày càng phát triển mạnh mẽ. Môi trường kinh doanh, thế chế pháp luật thay đổi khiến áp lực của vị trí CEO ngày càng nặng nề hơn. CEO trong các CTGĐ ngày càng có vị trí quan trọng tác động đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, vì vậy áp lực về chuyển đổi và thay thế cũng càng cao hơn. Biểu đồ 4.7: Số lượng CEO có thâm niên làm việc trong cơ quan nhà nước (Nguồn: tác giả tự tính toán & tổng hợp) Trước giai đoạn đổi mới (1986), kinh tế Việt Nam chỉ tồn tại duy nhất một thành phần kinh tế nhà nước. Sau giai đoạn đổi mới, kinh tế nước ta đã có sự tham gia của các thành phần kinh tế khác như kinh tế tư nhân, kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài, tuy nhiên kinh tế nhà nước (chiếm tỷ trọng 27,6%) vẫn là yếu tố chủ đạo, chi phối. Vì lẽ đó mà đa phần các nhà quản lý điều hành của Việt Nam hiện nay đều đã từng trải qua các vị trí công tác khác nhau trong các cơ quan nhà nước. Dữ liệu được trình bày tại bảng 4.7 cũng chỉ ra nét tương đồng về thâm niên công tác trong các cơ quan nhà nước của CEO tại CTGĐ niêm yết khi hơn nữa số 96 CEO trong mẫu nghiên cứu giai đoạn 2012 – 2018 đều đã từng có thâm niên công tác trong cơ quan nhà nước. Thực tế trên có thể được lí giải bằng nhiều lí do khác nhau như: việc chuyển đổi mô hình kinh doanh trong tổ chức, sự cạnh tranh về năng lực điều hành quản lý của nhóm nhân sự đã từng được bồi dưỡng rèn luyện trong khối kinh tế nhà nước. Để so sánh sơ bộ ảnh hưởng của các đặc điểm cá nhân của CEO lên hiệu quả hoạt động của các công ty gia đình, tác giả sử dụng phương pháp Independent Samples T-test. Kết quả cho thấy sự khác biệt nhất định trong từng năm về hiệu quả hoạt động của các công ty gia đình khi so sánh từng nhóm đặc điểm. Kết quả phân tích T-test được thể hiện tại phụ lục số 04 của luận án. 4.3. Kết quả phân tích mô hình hồi quy 4.3.1. Kết quả phân tích cho ROA Giải thích chung: các biến tương tác được tác giả sử dụng đối với các biến độc lập có ảnh hưởng lên hiệu quả hoạt động. Khi các biến độc lập không có ảnh hưởng tới hiệu quả hoạt động thì ảnh hưởng của biến tương tác này gần như không có ý nghĩa trong việc xem xét ảnh hưởng tới quan hệ của biến độc lập và biến phụ thuộc. Do đó, tác giả không sử dụng biến tương tác cho các biến không có ý nghĩa thống kê (không tác động) Bảng 4.3: Kết quả đánh giá ảnh hưởng độc lập các đặc điểm cá nhân của CEO đến ROA của CTGĐ niêm yết giai đoạn 2012 – 2018 (1) (2) (3) ROA FEM REM GMM L.ROA 0.503*** (0.0202) KIEMNHIEM 0.0174 0.0118 0.00647 (0.0152) (0.0107) (0.0122) OWNERSHARE -0.0998* -0.0758** -0.173*** (0.0545) (0.0354) (0.0248) CHANGE 0.00616 0.00548 0.0165** (0.0105) (0.00843) (0.00761) AGE 0.00107 0.000135 -0.00102 97 (0.00342) (0.00301) (0.00382) GENDER 0.00866 -0.00435 0.0239 (0.0250) (0.0149) (0.0154) EDU -0.00552 -0.00602 -0.0148 (0.0138) (0.0106) (0.0140) QQ (Miền Bắc làm tham chiếu) Miền Trung -0.0179* -0.0143* 0.0341*** (0.0102) (0.00830) (0.00731) Miền Nam -0.00515 -0.00365 0.140*** (0.0121) (0.0108) (0.0207) LAW 0.00846 0.00347 -0.000164 (0.0147) (0.0120) (0.0129) STATE 0.00139 0.00137 0.0294*** (0.00733) (0.00651) (0.00912) GROWTH 0.0161 0.0175* 0.0143*** (0.0100) (0.00952) (0.00390) SIZE 0.000605 0.00106 -0.00428* (0.00339) (0.00311) (0.00218) Constant 0.0650*** 0.0755*** 0.00869 (0.0233) (0.0171) (0.0173) Observations 314 314 314 R-squared 0.060 Number of i 52 52 52 Hausman test 0.7566 Autocorrelation test 0.0620 Heteroskedasticity test - AR(2) 0.400 Hansen test 0.977 Standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 (Nguồn: tác giả tự tính toán & tổng hợp) 98 Với 2 mô hình đánh giá ban đầu là FEM và REM thông qua kiểm định Hausman test chỉ ra rằng mô hình REM phù hợp với dữ liệu nghiên cứu hơn mô hình FEM (P- value của kiểm định Hausman = 0.756). Tuy nhiên, kiểm định tự tương quan (Autocorrelation test ) lại chỉ ra mô hình đang tồn tại tự tương quan, do đó luận án sử dụng mô hình GMM để hiệu chỉnh các khuyết tật, kết quả mô hình chỉ ra rằng mô hình GMM đạt tin cậy với chỉ số AR(2) bằng 0.400 > 0.05 và kiểm định Hansen cho giá trị P-value = 0.977 > 0.05. Kết quả phân tích dữ liệu được trình bày tại bảng 4.3 chỉ ra ảnh hưởng của các đặc điểm cá nhân của CEO đến tỷ số lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) của các công ty gia đình. Bằng việc sử dụng một số biến số là các đặc điểm cơ bản của giám đốc điều hành mà tác giả xác định là những yếu tố có ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của công ty như: Giới tính, Trình độ học vấn, Quê quán, Quyền kiêm nhiệm các chức danh quản lý khác trong HĐQT, Kinh nghiệm công tác trong cơ quan nhà nước. Kết quả đã phần nào chỉ ra ảnh hưởng của 02 nhóm đặc điểm của CEO (nhóm 1: các đặc điểm về nhân khẩu học và nhóm 2: các đặc điểm liên quan đến thâm niên công tác) đến ROA của các CTGĐ. Cụ thể, kết quả xử lý số liệu bằng mô hình hồi quy GMM đã chỉ ra rằng, ở các công ty sở hữu gia đình niêm yết tại Việt Nam hiện nay, tuổi tác của CEO là một đặc điểm không có nhiều tác động đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Trong tổng 57 CTGĐ niêm yết được nghiên cứu trong luận án, tuổi bình quân của CEO là tương đối cao, xấp xỉ 50 tuổi khá gần mới mức tuổi nghỉ hưu theo quy định hiện hành của Nhà nước (55 tuổi với Nữ, 60 tuổi với Nam). Tuy nhiên, độ tuổi cao của CEO lại không đem lại nhiều ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Kết quả trên có phần đi ngược lại với một số nghiên cứu theo hướng ủng hộ quan điểm tăng độ tuổi sẽ làm gia tăng các kinh nghiệm và năng lực làm việc. Kết quả trên phủ định giả thuyết nghiên cứu H1của luận án : Tuổi của CEO có mối quan hệ thuận chiều tới hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Trình độ học vấn của CEO không có nhiều tác động và tác động ngược chiều tới ROA. Cụ thể kết quả phân tích dữ liệu chỉ ra rằng CEO có trình độ sau đại học có kết quả điều hành doanh nghiệp (tính theo chỉ số ROA) kém hiệu quả hơn so với CEO 99 chỉ có trình độ đại học. Vì vậy giả thuyết nghiên cứu H2 của luận án là bị phủ định. Bên cạnh đó, đi sâu vào phân tích trình độ chuyên môn của CEO thông qua dữ liệu về văn bằng Luật, kết quả phân tích hồi quy GMM không chỉ ra mối tương quan nào giữa văn bằng Luật của CEO và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Cụ thể CEO có hay không có văn bằng Luật thì kết quả điều hành doanh nghiệp tính theo ROA về cơ bản không có khác biệt. Kết quả này đi ngược lại với kì vọng đặt ra của luận án, vì vậy phủ định giả thuyết nghiên cứu H3. Theo bảng 4.3, yếu tố giới tính không tác động lên ROA của doanh nghiệp. Kết quả này chỉ ra rằng, tại các CTGĐ niêm yết trên TTCK Việt Nam hiện nay, CEO nam và nữ đều có vai trò tương đương nhau trong việc kiểm soát ROA do biến GENDER không mang ý nghĩa thống kê trong phân tích. Kết quả này phủ định giả thuyết nghiên cứu H4 của luận án về kỳ vọng sự vượt trội ảnh hưởng của CEO nữ so với các đồng nghiệp nam trong kết quả điều hành doanh nghiệp. Quê quán của CEO trong mẫu nghiên cứu được chia làm ba nhóm và được mã hoá thành ba nhóm để tính toán, CEO quê ở miền Bắc (từ Thanh Hoá trở ra) nhận giá trị tham chiếu gốc so sánh với CEO quê miền Trung (từ Thanh Hoá tới Bình Thuận và KV Tây Nguyên) và CEO quê miền Nam (các tỉnh còn lại) . Luận án kỳ vọng có thể chỉ ra những tác động khác nhau của văn hoá vùng miền đến tác phong và thói quen làm việc của CEO từ đó tạo ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Kết quả phân tích hồi quy GMM chỉ ra rằng, nhóm CEO có quê quán ở miền Trung và miền Nam có tác động ảnh hưởng nhiều tới ROA hơn so với CEO quê quán miền Bắc, hay nói cách khác xét trên hiệu quả điều hành thì căn cứ theo hiệu quả trên tổng tài sản, CEO quê miền Trung và miền Nam điều hành doanh nghiệp hiệu quả hơn so với CEO quê miền Bắc. Kết quả nghiên cứu trên khẳng định sự hợp lý của giả thuyết nghiên cứu H5 của luận án – tồn tại mối liên hệ giữa quê quán của CEO tới hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Thâm niên làm việc trong nhà nước của CEO cũng có mối quan hệ cùng chiều đến ROA. Kết quả trên chỉ ra rằng những CEO đã từng trải qua các vị trí công tác khác nhau trong khối cơ quan nhà nước, bao gồm cả vị trí nhân viên lẫn quản lý, cả trong đơn vị quản lý nhà nước hay đơn vị sự nghiệp thì đều chứng minh được năng 100 lực điều hành của mình một cách hiệu quả hơn so với các CEO không có thâm niên trên. Vì vậy, giả thuyết nghiên cứu H6 của luận án là hợp lý. Ngoài 6 đặc điểm nhân khẩu học, kết quả phân tích hồi quy GMM cũng chỉ ra ảnh hưởng của 3 đặc điểm về thâm niên và kinh nghiệm công tác của CEO đến hiệu quả hoạt động của CTGĐ. Quyền kiêm nhiệm đảm nhận các chức danh quản lý khác nhau trong HĐQT của công ty không giúp gia tăng hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, hay nói cách khác biến KIEMNHIEM không có tác động tới ROA, vì vậy giả thuyết nghiên cứu H7 của luận án bị phủ định. Việc gia tăng các ràng buộc gắn bó và trách nhiệm bằng việc trao quyền sở hữu cổ phiếu được xét đến như là một trong các công cụ để làm tăng hiệu suất làm việc của CEO. Tuy nhiên, trong mẫu nghiên cứu của luận án, biến OWNERSHARE có tác động âm (-) đến ROA, có nghĩa là, động cơ tăng hiệu suất điều hành của CEO bằng việc tăng tỷ lệ sở hữu cổ phiếu không tạo ra ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (tính theo chỉ số ROA). Vì vậy, phủ định giả thuyết nghiên cứu H8 của luận án. Biến CHANGE có tác động dương (+) tới ROA cho thấy việc thay đổi giám đốc điều hành có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Vì vậy, khẳng định giả thuyết nghiên cứu H9 đã đề ra1. 4.3.2. Kết quả phân tích cho ROE Giải thích chung: các biến tương tác được tác giả sử dụng đối với các biến độc lập có ảnh hưởng lên hiệu quả hoạt động. Khi các biến độc lập không có ảnh hưởng tới hiệu quả hoạt động thì ảnh hưởng của biến tương tác này gần như không có ý nghĩa trong việc xem xét ảnh hưởng tới quan hệ của biến độc lập và biến phụ thuộc. Do đó, tác giả không sử dụng biến tương tác cho các biến không có ý nghĩa thống kê (không tác động) 1 Kết quả của mô hình hồi quy cũng tương đồng với kết quả so sánh sơ bộ khi dùng Independent Sample T- test. 101 Bảng 4.4: Kết quả đánh giá ảnh hưởng độc lập các đặc điểm cá nhân của CEO đến ROE của CTGĐ niêm yết giai đoạn 2012 – 2018 (1) (2) (3) ROE FEM REM GMM L.ROE 0.537*** (0.0834) KIEMNHIEM 0.0307 0.0218 0.00912 (0.0281) (0.0189) (0.0178) OWNERSHARE -0.228** -0.173*** -0.360*** (0.101) (0.0622) (0.0775) CHANGE -0.00477 -0.00428 0.0319*** (0.0193) (0.0152) (0.00842) AGE 0.00399 0.00475 0.0138** (0.00633) (0.00548) (0.00567) GENDER -0.00903 -0.00341 0.0445** (0.0461) (0.0260) (0.0220) EDU -0.0237 -0.0179 -0.0590*** (0.0256) (0.0189) (0.0203) QQ (Miền Bắc làm tham chiếu) Miền Trung -0.0370* -0.0286* 0.00864 (0.0189) (0.0149) (0.0227) Miền Nam -0.00807 -0.00749 0.138*** (0.0223) (0.0195) (0.0318) LAW -0.00805 -0.00531 0.0375 (0.0271) (0.0216) (0.0263) STATE -0.00518 0.00243 0.0840*** (0.0136) (0.0118) (0.0129) GROWTH 0.0590*** 0.0675*** 0.0852*** (0.0185) (0.0175) (0.00590) SIZE 0.00643 0.00436 -0.00767* (0.00626) (0.00568) (0.00385) Constant 0.167*** 0.148*** 0.0556 (0.0431) (0.0303) (0.0343) 102 Observations 314 314 314 R-squared 0.123 Number of i 52 52 52 Hausman test 0.9121 Autocorrelation test 0.0000 Heteroskedasticity test - AR(2) 0.420 Hansen test 0.384 Standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 (Nguồn: tác giả tự tính toán & tổng hợp) Với 2 mô hình đánh giá ban đầu là FEM và REM thông qua kiểm định Hausman test chỉ ra rằng mô hình REM phù hợp với dữ liệu nghiên cứu hơn mô hình FEM (P-value của kiểm định Hausman = 0.9121). Tuy nhiên, kiểm định tự tương quan (Autocorrelation test = 0.0000 < 0.05 ) lại chỉ ra mô hình đang tồn tại tự tương quan, do đó luận án sử dụng mô hình GMM để hiệu chỉnh các khuyết tật, kết quả mô hình chỉ ra rằng mô hình GMM đạt tin cậy với chỉ số AR(2) bằng 0.420 > 0.05 và kiểm định Hansen cho giá trị P-value = 0.384 > 0.05. Do đặc thù đối tượng phân tích ở đây là các CTGĐ niêm yết với các đặc điểm tổ chức hoạt động sản xuất – kinh doanh bị chi phối nhiều bởi mối quan hệ hài hoà giữa lợi ích kinh tế và yếu tố tình cảm gia đình. Tác giả xác định trong cách thức tổ chức doanh nghiệp như vậy, việc quản lý và điều tiết đồng vốn chủ sở hữu là một trong những chủ đề nhạy cảm và rất được quan tâm. Vì lí do đó, để đánh giá ảnh hưởng của yếu tố giới tính CEO đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, tác giả quyết định sử dụng thêm chỉ số ROE để đánh giá với công thức tương tự như ROA. Kết quả từ bảng 4.4 chỉ ra ảnh hưởng của các đặc điểm cá nhân của CEO đến tỷ số lợi nhuận trên tổng vốn chủ sở hữu của các công ty gia đình. Cụ thể, kết quả xử lý số liệu bằng mô hình hồi quy GMM đã chỉ ra rằng, biến AGE có tác động thuận chiều – dấu (+) tới ROE của các CTGĐ niêm yết, có nghĩa là khác với tổng tài sản, CEO có tuổi trung bình cao (xấp xỉ 50) tại các CTGĐ trong mẫu nghiên cứu có khả năng kiểm soát và làm gia tăng lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu tốt. Kết quả trên là 103 phù hợp với tốc độ tăng trưởng ổn định (khoảng 15%/năm) của các CTGĐ tại Việt Nam hiện nay. Rõ ràng, cùng với tuổi tác, CEO cũng tích luỹ thêm cho mình nhiều kinh nghiệm trong quản lý, điều hành doanh nghiệp, vì vậy giúp họ sáng suốt hơn trong các quyết định và giúp kiểm soát tốt hơn đồng vốn chủ sở hữu của công ty. Kết quả phân tích với chỉ số ROE khẳng định giả thuyết nghiên cứu H1 mà luận án đề xuất, tuổi của CEO có mối quan hệ cùng chiều tới hiệu quả hoạt động của CTGĐ. Biến EDU có tác động âm (-) đến ROE, có nghĩa là cũng giống như với ROA, ở nhóm các CTGĐ trong mẫu nghiên cứu, CEO có trình độ đại học có xu hướng tạo ra các hiệu quả hoạt động tích cực hơn tới doanh nghiệp so với CEO có trình độ sau đại học. Kết quả trên trùng khớp với nghiên cứu của nhóm học giả Havards từng thực hiện năm 2012 trên nhóm hơn 800 công ty toàn Hoa Kỳ cũng chi ra rằng CEO có trình độ học vấn thấp lại có hiệu quả điều hành doanh nghiệp hơn so với các CEO được đào tạo bài bản. Kết quả trên lại một lần nữa phủ định giả thuyết nghiên cứu H2 của luận án. Biến LAW không có tác động đến ROE có nghĩa là cũng giống với tổng tài sản của doanh nghiệp, trình độ học vấn và trình độ chuyên môn của giám đốc điều hành không tạo ra nhiều ảnh hưởng đến dòng vốn chủ sở hữu của các công ty gia đình. Thực tế, hình thức tổ chức sản xuất kinh doanh của mô hình CTGĐ thực tế mang nhiều tính ổn định bền vững vốn có của văn hoá gia đình, vì vậy nhìn chung vốn chủ sở hữu thường ít biến động. Cũng vì lí do đó mà việc sử dụng các CEO có trình độ học vấn hay trình độ chuyên môn cao cũng không phải là những nhân tố có tác động/ảnh hưởng tới cơ cấu vốn chủ sở hữu (vốn thường được quyết định bởi HĐQT gia đình). Do đó, giả thuyết nghiên cứu H3 của luận án bị bác bỏ trong tình huống này. Với nội dung nghiên cứu về quê quán của CEO, kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra rằng, CEO miền Nam có tác động dương (+) tới ROE của doanh nghiệp, có nghĩa là trong tương quan chung giữa các khu vực, nhóm CEO quê miền Nam có hiệu quả điều hành doanh nghiệp tốt hơn so với CEO quê ở hai khu vực còn lại. Do đó, giả thuyết nghiên cứu H5 của luận án được khẳng định. 104 Tuy nhiên, tại các công ty sở hữu gia đình niêm yết Việt Nam hiện nay, biến GENDER cũng có tác động dương (+) tới ROE của doanh nghiệp, trong quá trình xử lý số liệu để phân tích, luận án tiến hành mã hoá yếu tố giới tính của CEO thành biến giả (biến dummy) trong đó CEO nam nhận giá trị 1, CEO nữ nhận giá trị 0. Kết quả phân tích dữ liệu chỉ ra rằng CEO nam có kết quả điều hành doanh nghiệp hiệu quả hơn so với CEO nữ. Vì vậy, giả thuyết nghiên cứu H4 của luận án một lần nữa bị bác bỏ. Biến STATE có tác động dương (+) đến ROE, có nghĩa là cũng giống với ROA, thâm niên công tác trong các cơ quan nhà nước của giám đốc điều hành được chứng minh là có tạo ra sức ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Vì vậy, giả thuyết nghiên cứu H6 của luận án được tái khẳng định. Ngoài ra, không giống với các đặc điểm nhân khẩu học của CEO, ROE của CTGĐ nhìn chung lại khá nhạy cảm với các đặc điểm về thâm niêm công tác, cụ thể biến OWNERSHARE có tác động âm (-) đến ROE, có nghĩa là, động cơ tăng hiệu suất điều hành của CEO bằng việc tăng tỷ lệ sở hữu cổ phiếu không tạo ra ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (tính theo chỉ số ROE Vì vậy, phủ định giả thuyết nghiên cứu H8 của luận án. Biến CHANGE có tác động dương (+) tới ROE cho thấy, cũng giống như với tổng tài sản việc thay đổi giám đốc điều hành có tác động tích cực đến vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp. Vì vậy, tái khẳng định giả thuyết nghiên cứu H9 đã đề ra. Ngoài ra, biến KIEMNHIEM lại tiếp tục không có tác động đến ROE, có nghĩa là việc gia tăng các quyền kiêm nhiệm trong quản lý cho CEO không tạo ra những tác động đáng kể tới vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp như kỳ vọng, vì vậy giả thuyết nghiên cứu H7 bị bác bỏ trong tình huống này2. 4.3.3. Kết quả phân tích khi sử dụng các biến tương tác tới ROA Giải thích: Do các đặc trưng về tâm lý, tính cách, thói quen ứng xử của mỗi cá nhân thường bị tác động/ảnh hưởng bởi một loạt các đặc điểm, yếu tố khác nhau (Phạm Minh Hạc, 1999). Vì vậy, sau khi phân tích ảnh hưởng độc lập của từng đặc 2 Kết quả của mô hình hồi quy cũng tương đồng với kết quả so sánh sơ bộ khi dùng Independent Sample T- test. 105 điểm cá nhân riêng lẻ của CEO đến hiệu qủa hoạt động của công ty, tác giả tiếp tục xây dựng mô hình đánh giá tương tác ảnh hưởng của các đặc điểm bằng việc sử dụng các biến mô tả đặc điểm nhân khẩu học kiểm soát tỷ lệ sở hữu của CEO và thay đổi CEO. Bảng 4.5 mô tả ảnh hưởng tương tác của các đặc điểm nhân khẩu học của CEO tới tỷ lệ sở hữu cổ phiếu của CEO tại các CTGĐ niêm yết trên TTCK Việt Nam trong giai đoạn 2012 – 2018. 1 0 6 B ản g 4 .5 : M ô t ả ản h h ư ở n g t ư ơ n g t ác c ủ a cá c đ ặc đ iể m n h ân k h ẩu h ọ c củ a C E O t ớ i tỷ l ệ sở h ữ u c ổ p h iế u c ủ a C E O ( k iể m đ ịn h t á c đ ộ n g t ớ i R O A ) V A R IA B L E S (1 ) R O A (2 ) R O A (3 ) R O A (4 ) R O A (5 ) R O A O W N E R S H A R E -0 .0 7 5 8 * * * -0 .1 8 3 * * * -0 .1 3 1 * * * -0 .2 3 5 * * * -0 .2 3 7 * * * (0 .0 1 6 5 ) (0 .0 0 9 2 9 ) (0 .0 1 0 3 ) (0 .0 2 9 8 ) (0 .0 3 1 1