Luận văn Thực trạng vấn đề quản trị công ty đại chúng và xác suất vỡ nợ của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

chiếm hơn 90% tổng giá trị vốn hóa thị tr ng trên c hai sở giao dịch ch ng khoán này. Qua kh o sát cho thấy qu n trị công ty ở Việt Nam mới chỉ ở ớ sơ kh i v ần c c i thiện nhi u hơn. Ng y trong h nh ng ty, việc thực hiện qu n trị công ty diễn ra ở i m ơ b n nhất, nh ng trong những l nh vự i hỏi huyên s u hơn, ng ty n h h trọng. Ở những l nh vực càng ph c t p, thì sự kém g n kết càng th hiện rõ. Nổ lực c i thiện qu n trị công ty cần c thực hiện từ ới lên. Các chuy n biến v qu n trị công ty t i Việt Nam hiện nay có vẻ nh c thực hiện ch yếu nh t ng ng quy ịnh pháp luật và pháp quy v qu n trị công ty tốt, t l theo h ớng tiếp cận từ trên xuống hơn l từ tự thân các công ty. C ng ần ph i l u rằng ngoài thiếu nhận th c v qu n trị công ty, việc thực hiện qu n trị công ty ở Việt Nam ch yếu nhằm ối phó, tuân th các yêu cầu quy ph m nhi u hơn l tự nguyện cam kết nâng cao thực tiễn qu n trị công ty. 20 C ng ty i chúng niêm yết ng n rất yếu kém trong thực hiện các biện pháp nâng cao “Tr h nhiệm c a H i ồng qu n trị” v “C ng ố thông tin và sự minh b h”. Đi u này là minh ch ng cho thấy rằng cam kết thực sự cho qu n trị ng ty i chúng tốt vẫn n h c hình thành ở Việt Nam. Đi m số v qu n trị ng ty ng kh nh u giữ ng nh kh nh u. Ng nh h m s s c khỏe, bao gồm dịch v và trang thiết bị y tế, s n xuất c phẩm và công nghệ sinh họ , t c i m số chung cao nhất. Nh m ng nh ng th 2 v chất l ng qu n trị công ty là ngành tài chính. Ngành dầu kh i m số thấp nhất trong tất c các nhóm ngành. Tuy nhiên, khi so sánh giữa ngành tài chính và tất c các ngành phi tài chính khác thì qu n trị trong ngành tài chính vẫn tốt hơn những ng nh ki . Đi u n y ng nh th ng vì ngành dịch v t i h nh ng n h ng th ng có qu n trị công ty tốt hơn, phần lớn l o quy ịnh trong ngành này chặt chẽ hơn v gi m s t ng s t sao hơn. 2. .2. Có h y không ng y ơ ỡ nợ của các công ty niêm yết trên thị rường chứng khoán Việt Nam? Hơn m t thập kỷ tồn t i và phát tri n, thị tr ng ch ng khoán Việt N m ng ã tr i qua nhi u biến ng. Hiện n y, hơn 600 ng ty thu c các ngành ngh khác nhau niêm yết trên c hai sở giao dịch Hà N i và Thành phố Hồ Chí Minh. Chịu nh h ởng c a tình hình kinh tế - tài chính trên thế giới và khu vực, cùng với t ng c a những h nh s h v ơ hế qu n lý c Nh n ớc, những r i ro phát sinh từ ngành ngh ho t ng kinh o nh ng nh từ chính b n thân công ty. Tùy từng th i kỳ mà các công ty thu c các ngành khác nhau có th ối mặt với những kh kh n riêng, nh h ởng trực tiếp ến tình hình s n xuất kinh doanh c ng ty. Định kỳ công bố kết qu ho t ng kinh doanh, vẫn có những công ty công bố kết qu lỗ - m t dấu hiệu xấu và có th ến nguy ơ vỡ n khá cao cho chính những công ty này. Trong n m 2009, top 10 công ty có kết qu kinh doanh thua lỗ lần l t l : ng ầu là công ty CP Đầu t v vận t i dầu khí Vinashin (VSP), Công ty Cổ phần Nam Việt (ANV), Công ty cổ phần Vận t i v thuê t u i n Việt N m (VST), Công ty cổ phần n ớc gi i khát Sài Gòn (TRI), Công ty ch ng khoán H i Phòng (HPC), Tổng Công ty cổ phần Vận t i Dầu khí (PVT), CTCP Cà phê An Giang (AGC), Công ty Cổ phần Vận t i bi n Vinaship (VNA), CTCP Full Power (FPC) và CTCP B ng èn Điện Quang (DQC). 21 Trong n m 2010, ã 195 ng ty ng k i h ng h niêm yết, nâng tổng số công ty h niêm yết lên 977 v t nh ến th i i m cuối n m, tổng c ng 1.608 ng ty i chúng; có thêm 187 công ty niêm yết trên 2 sở. Tổng m huy ng trên thị tr ng ch ng kho n n m 2010 thông qua phát hành cổ phiếu, ấu giá cổ phần h v ấu thầu trái phiếu chính ph t trên 115 nghìn tỷ ồng (gấp 3.5 lần so với n m 2009 . Tuy nhiên, theo báo cáo tài chính quý IV/2010 thì CTCP Full Power FPC ã 3 n m thu lỗ liên tiếp. Nh vậy, cổ phiếu n y nguy ơ ị h y niêm yết b t bu . Đ ng h , y h ph i là cổ phiếu duy nhất ối diện với thực tế này. Ngoài ra, còn có cổ phiếu VTA c a CTCP G ch men Vitaly, cổ phiếu TRI c CTCP N ớc gi i khát Sài Gòn – Tri e o ng rơi v o t nh tr ng t ơng tự. Thị tr ng ch ng khoán trong những th ng ầu n m 2011 những diễn biến không tốt, thanh kho n gi m và giá cổ phiếu c a các công ty niêm yết trên c hai sàn hầu nh u ng nằm ở m c rất thấp. Theo thống kê t i ng y 04/03/2011 ã tới 172 mã cổ phiếu và 4 ch ng chỉ quỹ, chiếm 27% số ch ng khoán niêm yết ng gi o ị h ới mệnh gi , Trong , ng l u ý nhất là SHC thua lỗ 58 tỷ ồng v o n m 2010, t ơng ơng EPS m ến 15.000 ồng. EPS n m 2010 a VTA âm tới 6.485 ồng và vốn ch sở hữu âm tới 1.295 ồng trên m t cổ phiếu. Đ y ng l ng ty duy nhất trên sàn bị âm vốn ch sở hữu. N m 2011, ng l n m n nhận thông tin lỗ ho t ng c a những công ty ch ng khoán, c th là CTCK H i Phòng (HPC) lỗ 48,17 tỉ ồng; CTCK Kim Long (KLS) lỗ 172,81 tỉ ồng; CTCK B o Việt (BVS) lỗ 92,73 tỉ ồng; CTCP ch ng khoán Sao Việt (SVS) lỗ 21,37 tỉ ồng. Vậy đâu là nguyên nhân dẫn đến tình trạng thua lỗ này? Phải chăng là các công ty này đang đối mặt với khó khăn tài ch nh và có nguy cơ vỡ nợ? Việc thua lỗ c a các công ty niêm yết không ph i là vấn mới nh ng nếu mổ xẻ kỹ các nguyên nhân thua lỗ sẽ là bài học kinh nghiệm cho nhi u công ty. Ba bài học mà các công ty cần r t r : Đầu tiên là thói quen tích trữ hàng hóa nguyên liệu c ng với việc thiếu dự báo chính xác dẫn ến nhi u công ty rơi v o t nh tr ng giá vốn cao, giá bán thấp và hệ qu là thua lỗ. Bài học th hai l hi ph duy trì b máy qu n l ồ s nh ng kém hiệu qu ng iễn ra t i nhi u công ty. Trên thế giới, việc tinh gọn b máy, c t gi m nhân sự v t qu kh kh n ng c áp d ng r ng rãi. Các công ty niêm yết trong n ớ ng nên tinh gi n b máy gọn nhẹ, hiệu qu hơn nh ng hi 22 ph t hơn. Th ba là chấm d t tình tr ng ầu t n tr i. Ti n huy ng nên v o ầu t s n xuất ch không nên mở ng ty on nh trong th i gian qua. 2.2 Kiểm định bằng mô hình. 2.2.1 Lựa chọn mô hình. Việc lựa chọn mô hình là dựa trên việc cân nh c sự phù h p giữa lý thuyết và thực tiễn, giữa yêu cầu việc nghiên c u và dữ liệu có sẵn hay không. Do yêu cầu là tìm mối quan hệ hiện hữu giữa “qu n trị ng ty i h ng” v “xác suất vỡ n ” ho nên số hầu hết các bài nghiên c u l ớc l ng hàm hồi quy tổng th PRF trên ơ sở dữ liệu c a m t mẫu. Có m t số ph ơng ph p ớc l ng mô hình hồi quy tổng th , nh ng ph ơng ph p c s a d ng nhi u nhất l ph ơng ph p nh ph ơng ực ti u hay còn gọi l ph ơng ph p nh ph ơng nhỏ nhất hoặ ph ơng pháp OLS (Ordinary Least Aquare . V ph ơng ph p n y ễ thực hiện, cho nên nhóm tác gi s d ng ph ơng ph p n y o l ng mối quan hệ trên. Cách th c nghiên c u là hồi quy tổng th tìm ra mối quan hệ. Nh ng trong số l ng biến là khá lớn, y ng l m t i m ng h . Khi nghiên u vấn n o ph c t p, ng i ta có hai h l “ iễn dị h” vấn th nh nhi u vấn nhỏ, rồi nghiên c u ng g p từng m ng nhỏ v o tổng th , t ng lẫn nhau giữa chúng hoặc cách kh l “quy n p” h ng th nh m t th rồi nghiên c u t ng. N i h kh , “diễn dị h” l nh m t gi chia nhỏ vấn nghiên c u ra thành từng yếu tố rồi nghiên c u, n “quy n p” l nghiên u h ng th nh m t tổng th thống nhất. Đối với vấn “qu n trị ng ty i h ng” ng thế, “diễn dị h” l nghiên u từng thành phần c “qu n trị ng ty i h ng”, n quy n p l “nghiên c u m t chỉ số tổng h p nhi u thành phần c a các yếu tố qu n trị ng ty i h ng”. Mỗi m t cách có m t u i m khác nhau. Trên thế giới, giới khoa họ th ng dùng cách diễn dị h nghiên c u. Nhóm tác gi s d ng các “diễn dị h” từng yếu tố th y v “quy n p” h ng l i. Vì nhi u lý do. Th nhất, vẫn h nghiên c u nào nghiên c u t ng c a các yếu tố “qu n trị công ty i h ng” t i thị tr ng ch ng khoán Việt Nam, m t ng giữ h ng l nh thế nào. Th 2, việ nh gi “quy n p” yếu tố qu n trị ng ty i h ng th nh m t chỉ số duy nhất cần gán tỷ trọng cho từng nhân tố, i u qu thật kh ng ơn gi n. Tuy ã m t số tổ ch nh gi hấm i m “qu n trị ng ty i h ng” v ã ho m t chỉ số v “qu n trị ng ty i h ng”, nh ng việ vẫn là áp d ng mô hình c n ớ ã ph t tri n (Mỹ, khối OECD) vào Việt Nam, và việ nh gi tỷ trọng vẫn là kinh 23 nghiệm. Cho nên, nhóm tác gi kh ng ùng h “quy n p” th nh m t chỉ số tránh vấn v lý luận cho việ nh gi tầm quan trọng c a các biến yếu tố “qu n trị ng ty i h ng” trong hỉ số “qu n trị ng ty i h ng”. Ngo i r , nh m t gi ng tìm mối quan hệ giữ “qu n trị công ty i h ng” v “r i ro vỡ n ”, trong m t số biến mà các nhà lập chỉ số qu n trị ng ty i h ng v o t nh to n m nh m t gi vẫn không ch c v ngh h ng ối với xác suất vỡ n . Ngoài ra, khi tổng h p thành m t chỉ số, h ng t ã v h nh hung lo i bỏ mối t ơng qu n c a các yếu tố qu n trị ng ty i chúng với nhau, việ n y i khi l s i, v lu n mối t ng t ơng qu n giữa các yếu tố với nhau. Chính vì thế, cho nên, nhóm tác gi quyết ịnh chọn cách “diễn dị h” l các biến thu c qu n trị ng ty i chúng riêng và xem xét mối quan hệ giữa chúng. 2.2.2 Thiết lập mô hình tổng quát. 2.2.2.1 Mô t các biến. Từ m h a bài nghiên c u là nghiên c u những t ng c a yếu tố thu c v “qu n trị ng ty i h ng” lên r i ro vỡ n c a các công ty. Ở phần ầu, nh m t gi ã cập ơ sở lý thuyết cho việc áp d ng các mô hình vào thực tiễn Việt Nam. Từ những kết qu trên, nh m t gi xin r m t mô hình gồm có những biến c trình bày t i ảng 2.1 h n hụ ụ . Trong các biến, t l u ến biến ph thu c là xác suất vỡ n . Ở m h nh n y, nh m t gi chọn EDF l m i diện cho xác suất vỡ n là biến ph thu c. Các lo i biến c lập nh số dựa vào những qu n i m c trình bày trong phần 1.2 v những qu n i m v qu n trị công ty i chúng, tuần tự là: 1. Thù lao c a n i u hành (SA). 2. Thông tin kế toán tài chính minh b h v ng tin INF . 3. B o vệ pháp lý. 4. Nhóm biến cấu trúc sở hữu (gồm GOV, BIG, DIR). 5. L i ích c òn bẩy (DEPT). 6. Nhóm biến vai trò c n gi m ố SUM, DM, TOBIN’Q, MAN . 7. Chính sách cổ t c (DIV). Ngoài ra, còn những nhóm biến kh , ng kh qu n trọng: 24 8. V kh n ng ho t ng c a công ty (FCF, CR). 9. Giá trị thị tr ng c ng ty ng l iến TOBIN’Q . Chúng ta có th nhận thấy, nhóm biến th 3 (b o vệ ph p l kh ng c th hiện trong b ng. Vì trừ n m 2007, khi Việt Nam trở thành thành viên chính th c c a Tổ ch th ơng m i thế giới – WTO thì luật ph p v t uy a chính ph ã ổi mới và công bằng cho tất c o nh nghiệp, cho nên b o vệ c a chính ph ho ng ty l nh ẳng, không có thiên vị. C i u kho n v b o vệ ph p l c ghi rất rõ trong Luật công ty 2005. Đi u này gi i thích cho việc khó có th l ng hóa việ b o h các công ty trên bình diện so sánh các công ty với nh u. Th ng th ng, ng i ta dùng yếu tố b o vệ pháp luật ở bình diện quốc gia so sánh với nhau. Ví dự nh WB ã từng dùng yếu tố b o vệ ph p l nh gi v n ng lự “qu n trị ng ty i h ng” a Việt Nam. Ngoài ra, ta còn có th thấy có nhóm v kh n ng ho t ng c ng ty. Đ y l nh m iến ịnh l ng và khá truy n thống trong m h nh nh gi kh n ng t i h nh, v c s d ng r ng rãi t i các ngân hàng, các tổ ch t i h nh nh gi n ng lực tr n c a khách hàng. Các nhóm biến n y l ặ tr ng m h nh nh gi ph s n ki u nh m h nh hỉ số Z c a Atlman hay chỉ số O c a Ohlson. Sở nh m t gi n v o v t ng t nh h nh x ho m hình. Nhóm biến cuối cùng là nhóm v giá trị thị tr ng, nhóm này khá quan trọng. Vì biến ph thu c là xác suất v n EDF, xác suất này tính theo giá trị thị tr ng, cho nên ph i nh m n y v o t ng kh n ng gi i thích cho mô hình. Ngoài ra, nhóm tác gi s d ng 2 biến l INF v DM nh giá những yếu tố v tính chuẩn xác c a báo cáo tài chính và quy n lực c a ch tịch h i ồng qu n trị. Trong quá trình tìm hi u các thông tin chính th nh o o n m, o o ho ổ ng, nghị quyết c a H i ồng qu n trị v.v... Biến INF sẽ có giá trị lần l t là 0, 1, 2 nếu ý kiến c a ki m toán viên v o o t i h nh ng ty lần l t là chấp nhận to n phần, chấp nhận từng phần và không chấp nhận. Còn biến BM có giá trị lần l t là 0 và 1 nếu lần l t ch tị h h i ồng qu n trị và tổng gi m ốc là hai ng i hoặc m t ng i. Vậy m h nh n ầu có d ng nh s u: Mô hình hồi quy tổng th (PRM) 25 t 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 EDF •• + BIG + CR + DEBT + DIR + DIV + DM + FCF + GOV + INF + MAN SA STA + SUM t t t t t t t t t t t t t t t TOBINSQ U                 Mô hình hồi quy mẫu (SRM) t 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 EDF •• + BIG + CR + DEBT + DIR + DIV + DM + FCF + GOV + INF + MAN SA STA + SUM t t t t t t t t t t t t t t t TOBINSQ e               (et l ớ l ng c a Ut) Trong α l hệ số g , βt là các hệ số hồi quy, et là phần a mô hình hồi quy. M h nh trên y s d ng tất c là 15 biến trong 14 iến c lập. Tham vọng c a nhóm tác gi không ph i là tìm ra m t mô hình hoàn toàn có ch a tất iến trên, nhóm tác gi chỉ mong muốn t m c m t mô hình tốt nhất có th s d ng c, bên c nh vừ ngh thống kê vừ ngh kinh tế. Mặt khác, nhóm tác gi ng k vọng các giá trị hệ số hồi quy sẽ có dấu nh s u: Dự trên ơ sở lý thuyết phần ầu). Βt Dấu Βt Dấu Βt Dấu Βt Dấu Β1 + Β5 - Β9 + Β13 + Β2 - Β6 + Β10 - Β14 + Β3 - Β7 - Β11 + Β4 + Β8 + Β12 + Mô hình mà nhóm tác gi r , sự kế thừa các mô hình c a các tác gi tr ớ ã s d ng ở các thị tr ng nét t ơng ồng với Việt N m nh Trung Quố , Đ i Lo n, M l ysi . C m h nh ng nhi u sự t ơng ồng nh u, tuy nhiên, i m khác biệt c a nhóm tác gi là nhóm tác gi quan sát các biến theo qu n i m c “qu n trị ng ty i h ng”. Trong h ến các biến nh DIV v INF. 26 2.2.2.2. C ớc thực hiện. Bước 1: Tìm kiếm và chọn lọc dữ liệu phù h p với bài nghiên c u. Bước 2: Tính toán KMW theo mô hình KMW.  T nh iến ng vốn ổ phần theo gi h ng kho n - Convert ữ liệu gi h ng kho n ã i u hỉnh trên www.phutoan.com v file Excel. - T nh tỷ suất sinh l i ghép lãi liên t gi h ng kho n. - T nh ph ơng s i tỷ suất sinh l i ghép lãi liên t trên. - T nh trung nh ph ơng s i trên. - S u kh i n ậ h i trung nh ph ơng s i ằng h m SQRT trong Excel. - T nh iến ng vốn ổ phần theo gi h ng kho n theo h m s u: C n ậ 2 trung nh ph ơng s i*SQRT COUNT ữ liệu gi h ng kho n ã i u hỉnh trong 1 n m .  Tính KMW. Bước 3: Phân t h thống kê: Ph n t h thống kê 15 iến: BIG, CR, DEPT, DIR, DIV, DM, EDF, FCF, GOV, INF, MAN, SA, STA, SUM, TOBIN’Q. Bước 4: Hồi quy iến ph thu theo iến lập. Bước 5: Ki m ịnh gi thiết. - Ki m ịnh ng tuyến. - Ki m ịnh t ơng qu n huỗi. - Ki m ịnh hiện t ng ph ơng s i s i số th y ổi. - Ki m ịnh gi thiết ph n phối huẩn U. - Ki m ịnh R msey v ỏ s t iến. Bước 6: Đ r kết luận từ m h nh. 27 2.2.3. Nguồn dữ liệu, mô t dữ liệu. Trong bài nghiên c u n y, nh m t gi s d ng mẫu quan sát là các công ty có cổ phiếu c niêm yết trên sàn ch ng kho n HOSE, n m t i h nh t ầu từ ngày 01 tháng 01 kết thúc vào ng y 30 th ng 12. V số các biến c lập nghiên c u v “qu n trị ng ty i h ng”, ho nên cần o o th ng niên cho cổ ng nnu l report , v thế t i th i i m hiện t i th ng 03/2011)vẫn h ầy báo o n m 2010 nên nh m t gi kh ng qu n s t n m 2010. Mặt khác, biến ph thu “x suất vỡ n - EDF” ph thu c rất lớn vào tính tin cậy c a số liệu giá ch ng khoán và tính hiệu qu c a thị tr ng ch ng khoán, xét diễn biến sàn ch ng khoán HOSE dù thành lập hơn 10 n m, nh ng thật sự thị tr ng có quy mô, và giao dị h ng k là từ n m 2005 trở l i y. Tuy nhiên, thị tr ng ch ng kho n t ng tr ởng cự n ng v o gi i o n 2006 -2007, các cổ phiếu t ng trần rất m nh, và việ t ng gi h ng kho n ng nh l o t ng tâm lý, hầu nh kh ng liên qu n ến t ng c a các yếu tố ơ n nh : t nh h nh l m phát, lãi suất, các chỉ số ho t ng c a công ty, các yếu tố v qu n trị ng ty i h ng. V l o , nhóm tác gi quyết ịnh qu n s t trong h i n m: 2008 v 2009. C mã h ng kho n m nh m t gi họn qu n s t tr nh y ở ảng 2.2 h n hụ ụ . Các số liệu v giá ch ng kho n c lấy từ sở giao dịch ch ng khoán TP HCM HOSE, và c cung cấp bởi website: www.phutoan.com tính ra xác suất vỡ n - EDF v lệch chuẩn giá ch ng kho n theo n m - STA. Ngoài ra, các biến kh c tính toán từ các nguồn sau: Các biến Nguồn tính toán BIG, DIR, GOV MAN Lầy từ o o n m ho ổ ng, phần ơ ấu sở hữu. CR, DEBT, FCF, DIV Lấy từ o o t i h nh n m. INF Lấy từ ý kiến c a ki m toán viên v báo cáo tài chính. SA Lấy từ m c l i ích c a Ban Qu n trị, hoặc từ Nghị Quyết c Đ i h i ồng cổ ng. SUM, DM Lấy từ m ơ ấu tổ ch c, thành viên ban qu n trị, n gi m ốc t i o o n m ho ổ ng. 28 Dữ liệu c nh m t gi dữ liệu chuỗi và dữ liệu chéo, cho nên rất dễ x y ra hiện t ng tự t ơng qu n, ho nên nh m t gi sẽ ki m ịnh sau khi có mô hình hoàn chỉnh v ra cách kh c ph . Đầu tiên nh m t gi tiến h nh ph n t h thống kê các biến. B ng thống kê tổng quát các biến tr nh y ở ảng 2.3 h n hụ ụ . Nhìn vào dữ liệu thống kê, ta có cái nhìn tổng quát v các biến, ng nh l v “qu n trị công ty i h ng”. Th nhất là v t nh h nh ơ ấu sở hữu. Nh n hung t thấy ối với dữ liệu trong số 70 công ty có giá trị vốn hóa lớn nhất s n HOSE th , ơ ấu sở hữu có những ặ i m nh s u: - Tỷ lệ sở hữu phần nghiêng v các cổ ng lớn, ta có th thấy tỷ lệ sở hữu c a nhóm cổ ng lớn này qua biến BIG (nhóm 4 cổ ng lớn nhất): trung bình chiếm 50.19% quy n sở hữu trong các công ty và phổ biến ở m c 49.36%, cá biệt có công ty mà nhóm này chiếm tới 91.25% quy n sở hữu. Cho thấy, các cổ ng lớn có kh n ng ki m soát công ty rất là cao, hoàn toàn có quy n ra quyết ịnh quan trọng trong các cu c họp c Đ i h i ồng cổ ng, từ th nói, quy n l i c a các cổ ng thi u số có th kh ng h ng m c. - Tỷ lệ sở hữu c nh n ớ l t ơng ối cao, thông qua biến GOV: trung bình là chiếm 25.81% quy n sở hữu công ty, phổ biến ở m c 20.68%, cao nhất là 67.99%. Cho thấy, nh n ớc vẫn là m t cổ ng lớn ối với các công ty niêm yết trên s n HOSE. Đ phần các công ty có cổ ng nh n ớc là các công ty nh n ớ c cổ phần hóa, nhất l ng ty c niêm yết là những ng ty m Nh n ớc có ch tr ơng kh ng n m vốn nữa, cho thành phần t nhân tham gi lãnh o công ty. Rõ ràng trong mẫu quan sát, với m trung nh l 25.81% nh n ớc vẫn giữ mối quan hệ ầu t v o ng ty liên kết, t l nh n ớc vẫn ng v i tr kh qu n trọng trong các quyết ịnh kinh doanh trong các công ty. - Tỷ lệ sở hữu c a h i ồng qu n trị trung nh kho ng 38.37%, phổ biến ở 35.94%, v cao nhất là 71.2% thông qua biến DIR. Ta dễ nhận ra là các chỉ tiêu tỷ lệ sở hữu c a ban qu n trị u lớn hơn hỉ tiêu tỷ lệ sở hữu c Nh n ớc và nhỏ hơn tỷ lệ sở hữu c a nhóm 4 cổ ng lớn nhất. Từ kết qu này, ta có th nhận ra, trong h i ồng qu n trị có th ng i l i diện qu n lý nguồn vốn c nh n ớc cho nên các chỉ tiêu c a DIR lớn hơn a GOV; ngoài ra vì các chỉ tiêu c a DIR nhỏ hơn a BIG cho nên có th nói có cổ ng lớn không tham gia qu n lý công ty. Họ có th là ai? Có th là các tổ ch t i h nh nh : Ng n H ng, quỹ ầu t , ng ty t i h nh… Đi u này có th cho ta nhận ra sự có mặt khá rõ nét c a dòng vốn ầu t gi n tiếp, ng giữ vai trò quan trọng trong các công ty. Ngoài ra, với tỷ lệ sở hữu ng 29 kh l o nh vậy, h i ồng qu n trị có khá nhi u thuận l i trong việc thực hiện các chiến l c kinh doanh mà không vấp ph i nhi u sự ph n ối c a các cổ ng kh . - Tỷ lệ sỡ hữu c n gi m ốc khá là thấp, vào kho ng 11.91%, phổ biến ở m c 3.9% cao nhất là 62.16%. Từ i u này ta có th thấy, ch n ng i u hành và ch n ng qu n l ã sự tách biệt. B n gi m ố thuê ngo i. Tuy nhiên, n gi m ốc vẫn có quy n l i g n chặt với công ty, chính số l ng sở hữu t ơng ối n y ng l ng lực làm gi m hi ph i diện, và n gi m ố r nhi u quyết ịnh có l i hơn ho ổ ng ng h nh l l m l i cho b n thân mình. - Xác suất vỡ n vào kho ng 2.196% phổ biến ở m c 1.91, cao nhất 8.91%. Ở Việt N m, h có m t nghiên c u nào s d ng xác suất EDF, nên khó có th nói m c nào là cao. Tuy nhiên theo Moody, nếu EDF nhỏ hơn 10% th ng ty lu n ở tr ng thái an toàn. Do vậy, các công ty niêm yết trên sàn HOSE có trong mẫu quan sát thì kh n ng tr n vẫn tốt. - V l ơng th ởng ho n i u hành, ta thấy có sự phân bố khá chênh lệch giữa các công ty. Th ng trung bình cho h i ồng qu n trị là 1.065715 tỷ ồng, phổ biến ở m c 0.638604 tỷ ồng, cao nhất là 7.001239 tỷ ồng và thậm chí có công ty không thù l o ho n i u hành. Sở m c chênh lệ h nh vậy l o thỏ thuận c a công ty với h i ồng qu n trị. Có ng ty quy ịnh m t m c thù lao “ ng” trong n m v ng ng ty tr thù lao ph thu c vào l i nhuận c a công ty. Có công ty tr cho h i ồng qu n trị 3% phần l i nhuận sau thuế v t chỉ tiêu, cho nên có công ty có m th ởng tới hơn 7 tỷ cho h i ồng qu n trị, và có công ty trong n m thu lỗ cho nên, h i ồng qu n trị bị c t toàn b thù lao. M c chênh lệch này l kh nh th ng, ph n ánh triết lí c a từng ng ty. Đ y ng h nh l i u gây tranh cãi nhất trong “qu n trị ng ty i h ng”, t c là có nên tr thù lao thật o ho nh i u hành hay không? Chúng ta sẽ lý gi i i u trong m h nh hồi quy sau. - V m tập quy n c a nhà qu n l , i diện là biến DM. DM có 2 giá trị là 0 và 1. Nếu ch tịch h i ồng qu n trị và tổng gi m ốc là m t ng i th DM l 1 v ng c l i DM có giá trị 0. Và phổ biến l 0. Ngh l số công ty phân biệt hai ch c danh này. - V kh n ng làm t ng gi trị thị tr ng c a ban qu n trị. Ta có biến TOBINSQ. TOBINSQ o l ng kh n ng t ng gi a ch ng kho n l m t ng gi trị ng ty nh thế nào. TOBINSQ trung bình là 1.217, phổ biến ở 1.067. Đi u , h ng tỏ là các nhà qu n trị ã l m t ng giá trị c a công ty lên, thông qua thị tr ng ch ng kho n. Đ y l m t trong những lý do ch ng tỏ tầm quan trọng c a thị tr ng ch ng khoán. 30 - V tính minh b ch c a thông tin, nhóm tác gi suất s d ng biến INF. INF dựa vào ý kiến c a ki m toán viên, INF có th có m t trong ba giá trị 0, 1 và 2. INF có giá trị 0 nếu ý kiến c a ki m toán viên là chấp nhận toàn phần, còn có giá trị 1 là chấp nhận từng phần hoặc có giá trị là 2 nếu là bác bỏ báo cáo tài chính. Trong mẫu nghiên c u, ta thấy INF phổ biến có giá trị 0. Ch ng tỏ, nhìn chung, các báo cáo tài chính theo ý kiến c a ki m toán viên là trung thực và h p lý theo các chuẩn mực kế toán hiện hành. - Khi xem xét biến SUM, t xem xét ến số ng i có trong h i ồng qu n trị và ban ki m soát. Theo mẫu dữ liệu, ta quan sát biến SUM phổ biến ở 10 ng i, cá biệt ng ty 20 ng i và thấp nhất l 7 ng i. T iến SUM v o quan sát vì có những mô hình nghiên c u tr ớ y, ã hỉ có mối liên hệ giữa số ng i trong h i ồng qu n trị và ban ki m soát với r i ro vỡ n . Ngoài ra, trong mô hình còn các biến liên qu n ến ho t ng. Các biến n y u bình th ng và không có gì quá bất th ng. - Ngo i r , t h ến thống kê Jarque – Bera và xác suất c n . Dùng ki m ịnh gi thiết phân phối chuẩn c a từng biến. Với gi thiết: H0: là biến có phân phối chuẩn H1: là biến không có phân phối chuẩn Thì ta có nhận ịnh nh s u: Với m ngh 5%, iến BIG là có phân phối chuẩn. C th xem h nh 2.4 ph n ph c. 2.2.4 Ướ l ng mô hình và ki m ịnh gi thiết. 2.2.4.1 Ướ l ng mô hình. S d ng Eview hồi quy OLS mô hình gồm 1 biến ph thu c, và 14 biến c lập, xem kết qu hồi quy ở ảng 2.4 ph n ph c. Phương tr nh 1 8.237 0.004 0.066 0.028 0.008 0.003 0.122 0.131 0.015 0.05 0.001 0.114 20.463 0.006 0.05 EDF BIG CR DET DIR DIV DM FCF GOV INF MAN SA STA SUM TOBINSQ                             (1) Từ mô hình ta nhận thấy hệ số x ịnh l t ơng ối cao 85.84%, và hệ số x ịnh i u chỉnh là 82.26%. Ch ng tỏ biến c lập gi i thích kho ng 82.26% biến ph thu c. Tuy nhiên mặt kh , 31 qu n s t m t số biến, ta thấy có những biến có t-value quá thấp hay xác suất c n qu o nh biến BIG có xác suất (p-value) là 34.94%, biến DIR có xác suất là 16.98%, p-value biến DIV là 65.08%, DM là 33.62%, FCF là 65.63%, INF là 68.58%, MAN là 86.18%, SUM là 80.34% và TOBINSQ là 59.64%. Vì xác suất c a nó rất lớn, nên với m ngh 10%, th iến này không có ý ngh thống kê trong m h nh. Đ mô hình tốt, ta ph i lo i bỏ những biến không có ý ngh thống kê. Đ biết ch c ch n lo i bỏ biến nào, ta dùng ki m ịnh WALD với gi thiết H0 là hệ số hồi quy c a biến ng xem xét gi trị là 0. Thực tế, ng i ta không lo i bỏ m t lúc nhi u biến, ng i ta lo i bỏ từng biến, theo th tự xác suất từ cao xuống thấp, rồi xem ph ơng tr nh hồi quy mới sau khi bỏ biến , iến còn l i ngh thống kê h y kh ng. Ch ng t ng l m tuần tự nh vậy. B ng sau, là b ng th hiện ki m ịnh WALD các biến thừa trong mô hình Xem ảng 2.5 h n hụ ụ . Với m ngh 5%, tất c các biến trên u có p-value >5% cho nên chấp nhận gi thiết H0 là các biến u thừa và lo i bỏ khỏi mô hình. Kết qu m h nh hồi quy xem ảng 2.6 h n hụ ụ Phương tr nh 2: 8.251 0.065 0.038 0.146 0.013 0.092 20.576 EDF CR DEBT DM GOV SA STA               (2) Mô hình này có hệ số x ịnh là 85.56% và hệ số x ịnh i u chỉnh l 84.90%. Đ y l m c x ịnh t ơng ối cao c a mô hình. Trong mô hình này, ta vẫn nhận thấy m t số biến nh SA, h y DM kh ng ngh thống kê, nh ng vẫn c giữ l i trong m h nh. Đi u này sẽ c gi i thích ở phần sau. C m h nh, tuy nhiên, h ng t vẫn h th kết luận, y l m h nh hồi quy hiệu qu . Vì ta vẫn h iết, liệu nó có thỏa các gi thiết c a mô hình hồi quy b i hay không? Ta cần i l m các ki m ịnh nh s u: 32 2.2.4.2 Các ki m ịnh gi thiết. 2.2.4.2.1 Ki m ịnh ng tuyến. M t trong những gi thiết c a mô hình hồi qui tuyến t nh iến là không có hiện t ng c ng tuyến hoàn h o. Đ ng tuyến có nh h ởng xấu ến kết qu hồi qui cho nên ta cần nhận d ng xem ng tuyến trong mô hình hay không? Ng i ta cho rằng khi ng tuyến th t ơng qu n t