Tác động của quản trị công ty lên hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Tăng Thị Thanh Thủy[1]
Tóm tắt
Bài viết nghiên cứu tác động của quản trị công ty lên hiệu quả hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Mô hình nghiên cứu gồm 12 biến, bao gồm 8 biến liên quan đến quản trị công ty và 4 biến thể hiện đặc tính doanh nghiệp, nghiên cứu ảnh hưởng của quản trị công ty lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu cho thấy bốn biến quản trị công ty, quy mô hội đồng quản trị, sự kiêm nhiệm của CEO, sở hữu nước ngoài và sở hữu tổ chức, có ảnh hưởng thống kê đáng kể tới hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Từ khóa: quản trị công ty, hiệu quả hoạt động, chế biến thực phẩm, hội đồng quản trị, cơ cấu sở hữu.
Abstract
The paper examines the impact of corporate governance on the firm performance of listed food manufacturing companies on the Vietnamese stock exchanges. The research model consists of 12 variables: 8 variables related to corporate governance and 4 firm characteristics to study the effect of corporate governance on firm performance. The research uses the observation form consisting of 42 food processing companies listing Vietnam's stock market from 2008 to 2017. The results of the research show that board size, dual CEO, foreign ownership and institutional ownership had a statistically significant effect on firm performance.
Keywords: Corporate governance, firm performance, food manufacturing, board of director, ownership structure
1. Đặt vấn đề
Theo kết quả khảo sát năm 2017 của Tổ chức Tài chính Quốc tế (IFC) về thẻ điểm Quản trị công ty (QTCT) của 6 nước ASEAN (ASEAN Corporate Governance Scorecard 2017 – 2018), thẻ điểm quản trị (Corporate Governance Scorecard) nhằm đánh giá chất lượng quản trị doanh nghiệp của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam. Báo cáo khảo sát ghi nhận hoạt động quản trị thực tế của các công ty niêm yết ở Việt Nam là không hiệu quả, thậm chí có một khoảng cách rất xa so với hoạt động quản trị ở các nước ở xung quanh. Tuy nhiên, các doanh nghiệp có điểm số cao nhất về chất lượng quản trị doanh nghiệp đều có kết quả kinh doanh tốt hơn các nhóm còn lại, thể hiện qua các chỉ tiêu về khả năng sinh lời ROA, ROE của các doanh nghiệp.
Trong cơ cấu ngành công nghiệp Việt Nam, ngành công nghiệp chế biến thực phẩm luôn chiếm tỷ trọng cao và có giá trị dẫn đầu so các ngành công nghiệp khác, đóng góp to lớn cho nền kinh tế quốc dân. Công nghiệp chế biến thực phẩm là một trong những ngành công nghiệp chủ lực của Việt Nam hiện nay. Với thị trường hơn 90 triệu dân của Việt nam, hơn 75 % dân số hoạt động trong ngành nông nghiệp thì ngành chế biến thực phẩm là một ngành có nhiều tiềm năng phát triển. Tuy nhiên, ngoài một số doanh nghiệp đứng đầu ngành, thì HQHĐ kinh doanh của các DN chưa thực sự nổi bật. Để ngành công nghiệp chế biến thực phẩm này đạt được hiệu quả kinh doanh tối ưu, các doanh nghiệp sẽ phải tìm cho mình cách thức quản trị công ty phù hợp, bơi từng quyết định của quản trị trong doanh nghiệp sẽ ảnh hướng lớn đến hiệu quả kinh doanh. Để có những quyết định và hướng đi phù hợp, doanh nghiệp sẽ phải xây dụng một hội đồng quản trị đủ năng lực, phải có một cơ chế sở hữu hiệu quả. Vì vậy, nghiên cứu tác động của các nhân tố quản trị công ty lên hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp chế biến thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2008-2017, từ đó đưa ra định hướng và giải pháp để phát triển ngành công nghiệp này.
Nhìn chung từ năm 2010 đến 2016, các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt nam tăng cả về chất và lượng, số lượng các DN tăng dần đều qua các năm với tổng số lao động hơn 55000 người (tính đến năm 2016). Vốn sản xuất bình quân tăng lên 2,3 lần, cùng với thu nhập bình quân hàng tháng của người lao động trong các doanh nghiệp này tăng 2,2 lần, lợi nhuận trước thuế của các doanh nghiệp chế biến cũng tăng lên 2,2 lần sau 6 năm.
Bảng 1. Một số chỉ số của ngành công nghiệp chế biến thực phẩm
STT
Chỉ số
2010
2013
2014
2015
2016
đơn vị
1
Số doanh nghiệp CBTP
4977
5820
6275
6630
7137
doanh nghiệp
2
Tổng số lao động
496446
518520
527593
542339
553879
người
3
Số lao động nữ
270168
266628
270862
267723
274627
người
4
Vốn sản xuất kinh doanh bình quân hàng năm
269913
460393
510795
578476
624046
tỷ đồng
5
Giá trị tài sản cố định và đầu tư tài chính dài hạn
111475
175035
198397
218114
243718
tỷ đồng
6
Doanh thu thuần sản xuất kinh doanh
477567
810897
925867
982452
1104735
tỷ đồng
7
Tổng thu nhập của người lao động
18708
31122
34837
41003
46511
tỷ đồng
8
Thu nhập bình quân một tháng của người lao động
3189
5031
5563
6416
7103
nghìn đồng
9
Lợi nhuận trước thuế của doanh nghiệp
23663
28215
38147
44526
51921
tỷ đồng
10
Tỷ suất lợi nhuận
4,86
3,43
4,07
4,48
4,63
%
Nguồn: Niên giám thống kê năm 2017
2. Tình hình nghiên cứu
Các nghiên cứu về tác động của QTCT đến HQHĐ của các doanh nghiệp cho đến nay được nghiên cứu theo 2 hướng chính. Hướng thứ nhất, các tác giả thiết lập công thức xác định mức xếp hạng điều hành công ty và sử dụng mức xếp hạng đó làm biến độc lập trong mô hình nghiên cứu (Bauer và các cộng sự, 2004, Drobetz và các cộng sự, 2004). Kết quả các nghiên cứu này cho thấy mối tương quan dương giữa hai biến trên. Tuy nhiên, việc thiếu thông tin thứ cấp, khó thu thập thông tin sơ cấp từ các công ty ở các quốc gia khác nhau, sẽ làm cho việc xếp hạng trở nên khó khăn. Đến nay, chưa thấy các nghiên cứu tương tự được thực hiện tại các nước đang phát triển, đặc biệt là các nền kinh tế chuyển đổi. Vì vậy, các nhà nghiên cứu ở các nước đang phát triển phát triển hướng nghiên cứu thứ hai, kiểm định riêng rẻ mối tương quan giữa các yếu tố cấu thành nên hệ thống điều hành công ty với HQHĐ, nhằm tìm ra những nhân tốc tác động nổi trội (Phạm Quốc Việt, 2010) Hội đồng quản trị (HĐQT) là yếu tố quan trọng trong QTCT, là cơ chế giám sát thường xuyên và quan trọng nhất được sử dụng cho hoạt động quản lý, là trung tâm của cơ chế QTCT trong nền kinh tế thị trường và là người được công chúng và cổ đông tin tưởng. Lý thuyết QTCT thừa nhận vai trò then chốt của HĐQT trong việc duy trì hiệu quả tổ chức, đã có rất nhiều nghiên cứu về đặc tính của HĐQT tác động đến HQHĐ của công ty. Theo Jensen (1993), tồn tại mối liên hệ ẩn giữa tính chất của HĐQT và HQHĐ. Ông cho rằng với tư cách cao nhất của hệ thống kiểm soát nội bộ, HĐQT phải chịu trách nhiệm cuối cùng về hoạt động của công ty. Veliyath (1999) đã xác định rằng Hội đồng quản trị là cầu nối liên kết giữa chủ sở hữu doanh nghiệp và các giám đốc điều hành, nhiệm vụ của họ là bảo vệ lợi ích của cổ đông. Đặc biệt, Hội đồng quản trị có trách nhiệm thực hiện giám sát các nhà quản lý và đưa ra quyết định quan trọng trong công ty. Theo Kyereboah và các cộng sự (2007), tác động của QTCT tới hiệu quả kinh doanh được đánh giá bởi đặc điểm của Hội đồng quản trị và cấu trúc sở hữu trong doanh nghiệp. Các đặc điểm của một hội đồng quản trị thường được xem xét dưới dạng: quy mô của hội đồng quản trị, tính kiêm nhiệm vị trí giám đốc và chủ tịch HĐQT, sự tách biệt quyền sở hữu giữa chủ tịch hội đồng quản trị và các giám đốc điều hành, sự độc lập của hội đồng quản trị. Chủ sở hữu của doanh nghiệp bao gồm nhiều cá nhân, người quản lý, hộ gia đình, người nước ngoài, tổ chức và chính phủ và không phải tất cả chủ sở hữu đều tham gia quản lý. Tuy nhiên, họ có quyền tham gia vào việc lựa chọn ra các nhà quản lý và hội đồng quản trị để giám sát toàn bộ hoạt động của doanh nghiệp của họ. Trong một công ty, quyền sở hữu tài sản của công ty thuộc về các cổ đông, quyền quản lý các tài sản này nằm trong tay các nhà quản lý của công ty. La Porta và các cộng sự (1999) đã tìm thấy mối quan hệ tích cực giữa QTCT và HQHĐ của doanh nghiệp. Gompers và cộng sự (2003) thấy rằng các công ty có quản trị tốt sẽ có tỷ suất lợi nhuận ròng và doanh thu thuần cao nhưng lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) thấp. Ngược lại, Adjaoud và các cộng sự (2007) không tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa QTCT và hiệu suất được đo bằng lợi tức ròng trên vốn chủ sở hữu (ROE) và Thu nhập trên mỗi cổ phiếu (EPS). Nghiên cứu thực nghiệm của Miton (2001) tại 398 công ty ở các nước Hàn Quốc, Malaysia, Indonesia và Thái Lan nhận thấy rằng QTCT có tác động mạnh đến hiệu quả kinh doanh trong giai đoạn khủng hoảng năm 1997 -1998. Brown và Caylor (2004) đã thực hiện một nghiên cứu với 2,327 doanh nghiệp tại Mỹ với 51 nhân tố được phân loại thành 8 nhóm, và kết quả cho thấy QTCT càng tốt, giá trị và doanh thu càng lớn thì thu nhập của chủ sở hữu càng cao.
Một số nghiên cứu La Porta, Lopez-De-Silanes, Shleifer, & Vishny (2002); Maury & Pajuste (2005); lại tìm thấy mối liên hệ của việc phân tán quyền sở hữu và hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp. Nghiên cứu sử dụng ROE để đo lường trực tiếp hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp như các nghiên cứu trước đó (Dalton & Dalton, 2011).
Trên thế giới cũng như ở Việt Nam vẫn chưa có lý thuyết thống về cách lựa chọn các biến trong việc xây dựng các chỉ số QTCT, nên mỗi tác giả xây dựng chỉ số này một cách khác nhau dựa trên đặc thù của mỗi quốc gia. Phần lớn các nghiên cứu đều đồng thuận với quan điểm cho rằng QTCT có tác động tích cựu đến HQHĐ của doanh nghiệp.
Bảng 2. Một số nghiên cứu về mối tương quan giữa QTCT và HQHĐ trên thế giới
Tác giả
Quốc gia
Kết quả nghiên cứu
Kang và Shivdasani (1995)
Nhật
Không
Brown và Caylor (2004)
Mỹ
Cùng chiều
Bauer và cộng sự (2004)
Châu Âu
Ngược chiều
Bhagat và Bolton (2008)
Nhiều nước
Không
Kajola (2008)
Nigeria
Hỗn hợp
Ehikioya (2009)
Nigeria
Cùng chiều
Ihrahim và cộng sự (2010)
Pakistan
Hỗn hợp
Heenetiagala và Armstrong (2011)
Sri Lanka
Cùng chiều
Yasser và cộng sự (2011)
Pakistan
Không
Guo và Kga (2012)
Sri Lanka
Hỗn hợp
Velnampy (2013)
Sri Lanka
Không
Achchuthan và Rajendran (2013)
Sri Lanka
Không
Mishra (2014)
Ấn Độ
Cùng chiều
Arora và Sharma (2016)
Ấn Độ
Hỗn hợp
Buallay và cộng sự (2017)
Saudi Arabia
Không
Maranho và Leal (2018)
Mỹ La Tinh
Cùng chiều
Azhar và Mehmood (2018)
Parkistan
Không
Paniagua, J và các cộng sự (2018)
Nhiều nước
Hỗn hợp
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
3. Phương pháp nghiên cứu
Để thực hiện được mục tiêu này, nghiên cứu này sử dụng công cụ phân tích chính là mô hình hồi quy và cụ thể là mô hình hồi quy đa biến. Đây là một trong những phương pháp được sử dụng phổ biến nhất đã được sử dụng bởi nhiều nhà nghiên cứu trước đây để nghiên cứu mối quan hệ giữa QTCT và HQHĐ của doanh nghiệp. Nghiên cứu này sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng trong việc phân tích ảnh hưởng của QTCT lên hiệu quả kinh doanh của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm trên Việt Nam trong giai đoạn 10 năm từ năm 2008 đến năm 2017. Cụ thể, mô hình FEM là mô hình được sử dụng nhằm hồi quy về mối quan hệ định lượng giữa QTCT và HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Hình 1. Khung mô hình nghiên cứu
3.1 Biến
Các biến được nghiên cứu từ nền tảng lý thuyết và nghiên cứu này giả thiết rằng HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm bị ảnh hưởng của các khía cạnh sau của QTCT: đặc điểm của HĐQT (quy mô HĐQT, tỉ lệ thành viên nữ trong HĐQT, tỉ lệ thành viên HĐQT độc lập và sự kiêm nhiệm của CEO) và cấu trúc sở hữu (sở hữu nước ngoài, sở hữu tổ chức, sở hữu của cấp quản lý, sở hữu nhà nước). Có nhiều bằng chứng thực nghiệm chứng minh HQHĐ của các doanh nghiệp bị ảnh hưởng bởi mức độ sở hữu nước ngoài, sở hữu tổ chức, sở hữu của cấp quản lý và sở hữu của nhà nước. Các nghiên cứu liên quan cũng ủng hộ quan điểm về quy mô HĐQT, tỉ lệ thành viên nữ trong HĐQT, tỉ lệ thành viên HĐQT độc lập và sự kiêm nhiệm của ban giám đốc có ảnh hưởng đến việc QTCT và HQHĐ của doanh nghiệp.
Các biến được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm: (1) biến phụ thuộc (HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm; (2) các biến độc lập thể hiện hai khía cạnh của QTCT (đặc điểm của HĐQT và cấu trúc sở hữu); và (3) các biến kiểm soát. Mô hình nghiên cứu và cách thức đo lường các biến được tóm tắt trong bảng 3 dưới đây:
Bảng 3. Bảng tóm tắt các biến
Tên biến
Cách đo lường
Biến phụ thuộc
Lợi nhuận trên vốn (ROE)
Lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (%)
Các biến độc lập
Quy mô HĐQT (Bsize)
Số lượng thành viên trong HĐQT (người)
Tỉ lệ thành viên nữ trong HĐQT (Bfe)
Số thành viên nữ trên tổng số thành viên HĐQT (%)
Tỉ lệ thành viên độc lập trong HĐQT (Bnex)
Số thành viên không chuyên trách trên tổng số thành viên HĐQT (%)
Sự kiêm nhiệm của CEO (Duality)
=1 nếu CEO là thành viên trong HĐQT
=0 nếu CEO không là thành viên trong HĐQT
Sở hữu nước ngoài (ForOwn)
Tổng phần trăm sở hữu nước ngoài của doanh nghiệp (%)
Sở hữu tổ chức (InsOwn)
Tổng phần trăm số cổ phần được nắm giữ bởi các cổ đông lớn[2] của doanh nghiệp (%)
Sở hữu cấp quản lý (ManaOwn)
Tổng tỷ lệ % sở hữu cá nhân của các thành viên thuộc BGĐ (%)
Sở hữu nhà nước (StateOwn)
Tổng phần trăm sở hữu nhà nước trong doanh nghiệp (%)
Các biến kiểm soát
Quy mô doanh nghiệp (Fsize)
Logarit tự nhiên của tổng doanh thu bán hàng và cung cấp dịch vụ của doanh nghiệp
Số năm hoạt động (Fage)
Số năm hoạt động của doanh nghiệp (năm)
Đòn bẩy vốn (Leverage)
Nợ dài hạn trên tổng tài sản (%)
Tính thanh khoản (Liquidity)
Tài sản ngắn hạn trên nợ ngắn hạn (%)
Ảnh hưởng của ngành (Sai số ui)
Các yếu tố khác ảnh hưởng đến sai số
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
3.2 Giả thuyết
Có 2 nội dung của QTCT để tác giả xem xét tác động lên HQHĐ của các DN chế biến thực phẩm Việt Nam là đặc điểm hội đồng quản trị (các giả thuyết 2a, 2b, 2c, 2d) và cơ cấu sở hữu (các giả thuyết 3a, 3b, 3c, 3d), đồng thời cùng các biến kiểm soát có tác động đến HQHĐ của các DN nghiên cứu (các giả thuyết 4a, 4b, 4c, 4d)
Dựa vào nền tảng lý thuyết và các bằng chứng thực nghiệm trước đây, các giả thuyết sau đây sẽ được kiểm định trong nghiên cứu này:
Giả thuyết 1: QTCT có tác động đến HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 2a: Quy mô HĐQT càng lớn thì HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam càng cao.
Giả thuyết 2b: Các thành viên nữ trong HĐQT có tác động tích cực đến HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 2c: Các thành viên độc lập trong HĐQT góp phần tích cực đến HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 2d: Việc CEO của doanh nghiệp là thành viên HĐQT góp phần tích cực đến HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 3a: Mức độ sở hữu nước ngoài cao hơn sẽ đem lại HQHĐ cao hơn cho doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 3b: Mức độ sở hữu tổ chức càng cao thì HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam càng cao.
Giả thuyết 3c: Mức độ sở hữu của cấp quản lý càng cao thì HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam càng cao.
Giả thuyết 3d: Mức độ sở hữu nhà nước càng cao thì HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam càng cao.
Giả thuyết 4a: Quy mô doanh nghiệp ảnh hưởng tích cực lên HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 4b: Số năm thành lập ảnh hưởng tích cực lên HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 4c: Đòn bẩy vốn thể hiện ảnh hưởng tích cực lên HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 4d: Tính thanh khoản thể hiện ảnh hưởng tích cực lên HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
3.3 Mô hình
Nghiên cứu này sử dụng mô hình hồi quy đa biến với dữ liệu bảng như sau:
HQHĐ i,t =
β0 + β1Bsizei,t + β2Bfei,t + β3Bnexi,t + β4Dualityi,t + β5ForOwni,t
+ β6InsOwni,t + β7ManaOwni,t + β8StateOwni,t + β9Fsizei,t
+ β10Fage +β11Leverage +β12Liquidityi,t + ui,t
Trong đó
- HQHĐ - là hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam
- Các chỉ số phụ i, t đại diện tương ứng cho doanh nghiệp và năm (thời gian).
- β0 - Hệ số chặn của mô hình.
- Βk - Hệ số hồi quy của các biến với k=1,2,…, 12
- ui,t - Phần sai số
Cụ thể, trong nghiên cứu này, mô hình hồi quy đa biến với HQHĐ thể hiện qua chỉ số ROE như sau:
ROE i,t =
β0 + β1Bsizei,t + β2Bfei,t + β3Bnexi,t + β4Dualityi,t + β5ForOwni,t
+ β6InsOwni,t + β7ManaOwni,t + β8StateOwni,t + β9Fsizei,t
+ β10Fage +β11Leverage +β12Liquidityi,t + ui,t
Dữ liệu được sử dụng là dữ liệu cân bằng (strongly balanced data) và việc lựa chọn mẫu giới hạn trong các chỉ số được cập nhật từ các Báo cáo thường niên của các doanh nghiệp này trong thời gian 10 năm từ năm 2008 đến năm 2017. Từ đó, tác giả thu được mẫu quan sát bao gồm 42 doanh nghiệp chế biến thực phẩm trong đó có 15 doanh nghiệp niêm yết trên sàn Giao dịch chứng khoán Hà Nội và 27 doanh nghiệp niêm yết trên sàn Giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh. Do đó, mẫu quan sát bao gồm 420 quan sát với sự kết hợp giữa dữ liệu thời gian (10 năm) và dữ liệu chéo (42 doanh nghiệp).
- 4. Kết quả
4. 4.1. Kết quả thống kê
Bảng 4 dưới đây trình bày kết quả thống kê mô tả có mục đích xác định phân bổ, xu hướng trung tâm và sự phân tán của các biến QTCT cùng với biến ROE thể hiện cho HQHĐ của doanh nghiệp và các biến thể hiện đặc tính của doanh nghiệp.
Bảng 4. Bảng thống kê mô tả các biến
Tên biến
Số quan sát (Obs)
Trung bình
(Mean)
Độ lệch chuẩn (Std. Dev.)
Giá trị nhỏ nhất (Min)
Giá trị lớn nhất (Max)
ROE
380
0,1181
0,2841
-3,674
0,9821
Quy mô HĐQT
348
5,53
1,2178
3
10
Tỉ lệ thành viên nữ trong HĐQT
348
0,1939
0,1881
0
0,8
Tỉ lệ thành viên độc lập trong HĐQT
348
0,5925
0,2238
0
1
Sở hữu nước ngoài
354
0,0367
0,0843
0
0,4403
Sở hữu tổ chức
354
0,3355
0,2781
0
0,9913
Sở hữu của các nhà quản lý
354
0,0947
0,1469
0
0,7312
Sở hữu nhà nước
354
0,1325
0,2043
0
0,8959
Quy mô doanh nghiệp
380
27,75149
1,418796
23,88326
31,56549
Số năm hoạt động tính đến năm 2017
42
27,45
20,74
6
127
Đòn bẩy vốn
380
0,0605
0,0863
0
0,4768
Tính thanh khoản
380
2,0407
2,4423
0,6738
26,6453
Nguồn: Tính toán của tác giả
Từ dữ liệu thu thập từ 42 doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán trong thời kỳ năm 2008 đến năm 2017, các kết quả chỉ ra rằng quy mô HĐQT có giá trị trung bình là 5,53 ± 1,2178 người, tức là khoảng trên dưới 5 người. Số lượng thành viên HĐQT ít nhất là 3 người và nhiều nhất là 10 người, điều này là hoàn toàn phù hợp theo Điều 151 của Luật Doanh nghiệp 2014. Trong HĐQT ở các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu, tỉ lệ thành viên nữ là khá thấp với trung bình khoảng 19,39%. Đồng thời, tỉ lệ thành viên nữ trong HĐQT có sự chênh lệch lớn giữa các doanh nghiệp khi tỉ lệ thấp nhất là 0% còn tỉ lệ cao nhất lại lên tới 80% hay chỉ số về độ lệch chuẩn là khá lớn, gần bằng với giá trị trung bình. Trong khi đó, tỉ lệ thành viên độc lập trong HĐQT có mức trung bình là khoảng 59%, ở mức tương đối cân bằng giữa số thành viên chuyên trách và độc lập của HĐQT mặc dù sự khác biệt giữa các công ty trong tỉ lệ này là rất lớn, với giá trị nhỏ nhất và lớn nhất chênh nhau là 100%.
Ti lệ trung bình giữa các nhóm phân loại cấu trúc sở hữu có sự khác biệt tương đối nhiều. Phần trăm cổ phần được nắm giữ bởi các nhà đầu tư nước ngoài có giá trị trung bình là 3,67%, với độ lệch chuẩn là hơn 8%. Lượng cổ phần nắm giữ bởi các nhà đầu tư nước ngoài dao động từ 0% đến 44,03%, tức là ở mức dưới 50% với mọi doanh nghiệp. Các cổ đông tổ chức nắm giữ trung bình 33,55% ở các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam nhưng đồng thời cũng có sự phân bổ khác biệt giữa các doanh nghiệp. Có doanh nghiệp không có cổ đông tổ chức nào và doanh nghiệp có các tổ chức nắm giữ nhiều nhất là 99,13%. Sở hữu của các nhà quản lý trong các doanh nghiệp này có giá trị trung bình là hơn 9%, độ lệch chuẩn với cả hai phía của giá trị trung bình là hơn 14%. Điều này thể hiện sự khác biệt lớn giữa sự sở hữu cổ phần của các nhà quản lý của các doanh nghiệp khác nhau. Mặt khác, giá trị trung bình của sở hữu nhà nước ở các doanh nghiệp này là 13,25%. Các doanh nghiệp khác nhau cũng có mức sở hữu nhà nước khác nhau, dao động từ 0 đến 89,59%.
Chỉ số thể hiện HQHĐ của doanh nghiệp sử dụng trong nghiên cứu này là ROE. Chỉ số ROE trung bình của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam niêm yết trên các sàn chứng khoán là 11,81% ± 28,41%. Giá trị ROE nhỏ nhất là khoảng -300% và giá trị ROE lớn nhất là khoảng 98%. Kết quả thể hiện sự khác biệt rất lớn về HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam trong giai đoạn 10 năm từ 2008 đến năm 2017.
Tổng doanh thu trung bình của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm trong giai đoạn 2008-2017 là khoảng 347 tỉ VNĐ (với log trung bình là 27,75), với giá trị tối đa là hơn 511 tỉ VNĐ (giá trị log là 23,88) và giá trị tối thiểu là hơn 236 tỉ VNĐ (giá trị log là 31,57). Đến năm 2017, số năm hoạt động trung bình của 42 doanh nghiệp trong mẫu là hơn 27 năm, doanh nghiệp mới thành lập nhất được 6 năm và doanh nghiệp lâu đời nhất có thời gian hoạt động lên đến 127 năm. Bên cạnh đó, chỉ số trung bình về đòn bẩy vốn là khoảng 6% với dao động từ 0% đế mức 47,68% còn chỉ số trung bình của tính thanh khoản là 2,04 (độ lệch chuẩn là 2,44). Những chỉ số này chỉ ra rằng có sự khác biệt rất lớn về quy mô và đặc tính khác của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
4.2. Kết quả mô hình hồi quy
Mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi và từ đó nghiên cứu sử dụng "robust" để sửa lỗi mô hình FEM.
Bảng 5. Kết quả mô hình hồi quy FEM có robust
ROE
Coef.
Std. Err.
T
P>t
[95% Conf. Interval]
Quy mô HĐQT
0,0180781
0,0085421
2,12
0,040
0,000827
0,0353292
Tỉ lệ thành viên nữ trong HĐQT
-0,0111929
0,0958619
-0,12
0,908
0,204789
0,1824041
Tỉ lệ thành viên HĐQT không chuyên trách
0,0047637
0,0546203
0,09
0,931
0,105544
0,1150716
Sự kiêm nhiệm của CEO
0,0665034
0,0338105
1,97
0,056
0,001778
0,1347852
Sở hữu nước ngoài
-0,9411324
0,5433272
-1,73
0,091
2,038404
0,1561392
Sở hữu tổ chức
0,2567462
0,0705047
3,64
0,001
0,114359
0,3991333
Sở hữu của các nhà quản lý
0,0694833
0,1597334
0,43
0,666
0,253104
0,3920714
Sở hữu nhà nước
-0,0884438
0,0788398
-1,12
0,268
-0,24766
0,0707765
Quy mô doanh nghiệp
0,0958409
0,0491785
1,95
0,058
0,003477
0,1951589
Số năm hoạt động
-0,0201415
0,0055334
-3,64
0,001
0,031316
0,0089666
Đòn bẩy vốn
-0,1415667
0,0949248
-1,49
0,144
0,333271
0,0501377
Tính thanh khoản
0,0045385
0,0050139
0,91
0,371
0,005587
0,0146642
_cons
-2,28703
1,280311
-1,79
0,081
4,872671
0,2986108
sigma_u
0, 4497814
Nguồn: Tính toán của tác giả
Kết quả mô hình hồi quy của nghiên cứu như sau:
ROE i,t =
-2,254809 + 0,0180781Bsize - 0,0111929Bfe + 0,0047637Bnex + 0,0665034Duality - 0,9411324ForOwn + 0,2567462InsOwn + 0,0694833ManaOwn - 0,0884438StateOwn + 0,0958409Fsize - 0,0201415Fage - 0,1415667Leverage + 0,0045385Liquidity + 0,4497814
Kết quả chỉ ra rằng quy mô HĐQT có tác động tích cực có ý nghĩa thống kê lên HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam niêm yết trên các sàn giao dịch Chứng khoán. Đồng thời, kết quả này cũng được ủng hộ bởi hệ số tương quan giữa ROE và quy mô HĐQT.
Tuy nhiên, tỉ lệ thành viên nữ trong HĐQT và tỉ lệ thành viên độc lập không có ảnh hưởng mang ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10% tới HQHĐ của các doanh nghiệp nghiên cứu
Biến sự kiêm nhiệm của CEO có tác động mang ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của doanh nghiệp ở độ tin cậy α=90%. Những doanh nghiệp có CEO đồng thời là thành viên của HĐQT có xu hướng làm tăng ROE lên 0,0665034%.
Sở hữu nước ngoài có sự tác động mang ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm trong mẫu. 1% tăng lên trong phần trăm cổ phần sở hữu bởi nhà đầu tư nước ngoài sẽ làm giảm đi 0,9411324% trong chỉ số ROE. Từ đó có thể nhận thấy rằng sở hữu nước ngoài có tác động tiêu cực và có ý nghĩa thống kê lên HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam niêm yết trên các sàn giao dịch Chứng khoán.
Sở hữu tổ chức có sự tác động mang ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của doanh nghiệp ở độ tin cậy α=99%. Việc các cổ đông lớn tăng thêm 1% cổ phần nắm giữ thì chỉ số ROE sẽ tăng thêm 0,2567462%. Điều này chỉ ra rằng sở hữu tổ chức có tác động tích cực mạnh mẽ và có ý nghĩa thống kê ở độ tin cậy rất cao tới HQHĐ của các doanh nghiệp nghiên cứu.
Tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi các nhà quản lý doanh nghiệp không có ảnh hưởng mang ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10% tới HQHĐ của các doanh nghiệp.
Sở hữu nhà nước tăng lên 1% thì chỉ số ROE giảm đi 0,0884438%. Tuy nhiên, hệ số hồi quy của biến này có giá trị p-value là 0,268 thể hiện là phần trăm cổ phần của doanh nghiệp thuộc sở hữu nhà nước không có ảnh hưởng mang ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Quy mô doanh nghiệp có p=0,058 < 0,1 tức là biến quy mô doanh nghiệp có sự tác động mang ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của doanh nghiệp ở độ tin cậy α=90%. Hệ số hồi quy của biến quy mô doanh nghiệp là β9 = 0,0958409 được hiểu là cứ thêm quy mô doanh nghiệp tăng lên 1% thì chỉ số ROE tăng thêm 0,000958409%. Điều này chỉ ra rằng quy mô doanh nghiệp có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của các doanh nghiệp. Tác giả cho rằng khi các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam có quy mô lớn hơn (tức là tổng doanh thu cao hơn) thì họ có khả năng đạt được quy mô kinh tế lớn hơn do khả năng tái đầu tư vào máy móc thiết bị chế biến thực phẩm cũng như phát triển các dòng sản phẩm mới càng tốt hơn.
Số năm thành lập có p=0,001 < 0,01 tức là ở độ tin cậy α=99% biến này có sự tác động mạnh mẽ mang ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm trong mẫu. Khi số năm thành lập tăng thêm 1 năm sẽ làm giảm đi 0,0201415% trong chỉ số ROE. Từ đó có thể nhận thấy rằng số năm thành lập có tác động tiêu cực và có ý nghĩa thống kê lên HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam niêm yết trên các sàn giao dịch Chứng khoán.
Đòn bẩy vốn và Tính thanh khoản có giá trị p-value là 0,144 và 0,371 đều lớn hơn 0,1 thể hiện là hai biến này không có ảnh hưởng mang ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Nhìn chung, các kết quả ở bảng 5 cho thấy có bốn biến thể hiện cho QTCT có ảnh hưởng thống kê đáng kể tới HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam. Trong đó có hai biến là quy mô HĐQT và sự kiêm nhiệm của CEO thể hiện cho đặc điểm của HĐQT còn hai biến sở hữu nước ngoài và sở hữu tổ chức thể hiện cho cấu trúc sở hữu của doanh nghiệp. Đồng thời, các đặc tính doanh nghiệp cũng thể hiện ảnh hưởng thống kê đáng kể lên mối quan hệ giữa QTCT và HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam niêm yết trên thị trường chứng khoán.
5. Kết luận
Nghiên cứu này được thực hiện với mục đích gia tăng hiểu biết về ảnh hưởng của quản trị công ty ở các doanh nghiệp CBTP niêm yết khi xây dựng cơ chế quản trị công ty nói chung cũng như cấu trúc Hội đồng quản trị nói riêng. Do đó, các công ty thuộc ngành này nên tham khảo kết quả nghiên cứu để có thể áp dụng thích hợp khi xây dựng cơ chế quản trị công ty một cách linh hoạt, năng động và hiệu quả. Sau đây là những đề xuất giải pháp về quản trị công ty hướng đến các công ty ngành chế biến thực phẩm niêm yết:
- Tăng số lượng thành viên trong HĐQT trong các công ty CBTP (tuy nhiên k được quá 11 thành viên theo như quy định của bộ tài chính). Việc tăng quy mô của HĐQT sẽ giúp công ty có tổ chức công việc có hiệu quả, đưa ra các quyết định hợp lý. Nhưng bên cạnh đó, các DN CBTP cần có cơ cấu thành phần HĐQT rõ ràng, phân cấp quyền, nghĩa vụ, cách thức tổ chức và phối hợp hoạt động của các thành viên trong HĐQT.
- Cũng từ kết quả nghiên cứu, rất cần thiết để các công ty CBTP niêm yết xây dựng một tỷ lệ sở hữu vốn của thành viên tổ chức một cách hợp lí và thu hút sự tham gia đầu tư của các thành viên tổ chức vào hoạt động của công ty. Chính sách này không những gắn kết lợi ích giữa cổ đông với cấp quản lí mà còn khích lệ, thúc đẩy các nhà quản lí hoạt động hiệu quả hơn nhằm tối đa hóa giá trị cho cổ đông.
- Bên cạnh đó, tỉ lệ sở hữu nước ngoài trong các doanh nghiệp CBTP lại tác động ngược chiều đến hiệu quả hoạt động công ty. Do đó, không nên có nhiều tỷ lệ sở hữu của thành viên thành viên nước ngoài vì những ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả hoạt động công ty khi tỷ lệ này gia tăng.
- Cũng trong kết quả thu được, bài viết khuyến cáo xây dựng cấu trúc kiêm nhiệm vị trí giám đốc điều hành và vị trí chủ tịch Hội đồng quản trị vì ảnh hưởng thuận chiều đến hiệu quả hoạt động công ty. Tuy nhiên thông tư 121/2012/TT-BTC đã bãi bỏ, thay vào đó là nghị định số 71/2017/NĐ-CP hướng dẫn về quản trị công ty áp dụng với các công ty đại chúng, trong đó quy định chủ tịch hội đồng quản trị công ty đại chúng không được kiêm nhiệm chức danh giám đốc.
Các doanh nghiệp CBTP phải coi QTCT như một yêu cầu tự thân, nội tại vì chính lợi ích của doanh nghiệp cũng như sự phát triển bền vững và lâu dài của doanh nghiệp, phải xem việc nâng cao năng lực QTCT như một trong những yếu tố quyết định cấu thành năng lực cạnh tranh của doanh nghiệp. Với những hạn chế như đã phân tích ở trên, tăng cường QTCT trong các doanh nghiệp CBTP trước hết cần hết sức chú trọng việc xây dựng hệ thống quản trị. Bởi, các nhà đầu tư dù là trong nước hay bên ngoài luôn tìm kiếm các doanh nghiệp có cấu trúc QTCT tốt. QTCT là cơ sở của "luật chơi" trong đó các doanh nghiệp được quản lý nội bộ và được giám sát bởi HĐQT nhằm bảo vệ quyền lợi của các chủ thể tài trợ nguồn lực cho doanh nghiệp.
Tài liệu tham khảo
- Achchuthan, Sivapalan, and Kajananthan Rajendran (2013), 'Corporate Governance Practices and Working Capital Management Efficiency: Special Reference to Listed Manufacturing Companies in Sri Lanka', Information & Knowledge Management 3, số 2.
- Arora, Akshita, and Chandan Sharma (2016), 'Corporate governance and firm performance in developing countries: evidence from India', Corporate Governance 16, số 2, tr. 420-436.
- Azhar, Kaukab Abid, and Waqas Mehmood (2018), 'Does Corporate Governance Affect Performance? Evidence from the Textile Sector of Pakistan', Journal of Southeast Asian Research.
- Black, Bernard, và Woochan Kim (2012), 'The effect of board structure on firm value: A multiple identification strategies approach using Korean data', Journal of Financial Economics 104, số 1, tr. 203-226.
- Dalton, Dan R., và Catherine M. Dalton (2011), 'Integration of Micro and Macro Studies in Governance Research: CEO Duality, Board Composition, and Financial Performance', Journal of Management 37, số 2, tr. 404-411.
- Ehikioya, Benjamin I (2009), 'Corporate governance structure and firm performance in developing economies: evidence from Nigeria', Corporate Governance: The international journal of business in society 9, số 3, tr. 231-243.
- Fama, Eugene F., and Michael C. Jensen (1983), 'Separation of Ownership and Control', The Journal of Law and Economics 26, số. 2.
- Heenetigala, K., và Armstrong (2011), 'Impact of Corporate Governance on Firm Performance in an Unstable Economic and Political Environment: Evidence from Sri Lanka', Social Science Research Network,.
- Mehran và Hamid (1995), 'Executive compensation structure, ownership, and firm performance', Journal of Financial Economics 38, số 2, tr. 163-184.
- Milton và John Smith (2001), 'The Role of SMEs in Commercialising University Research & Development: The Asia-Pacific Experience', Small Business Economics 16, số 2, tr. 141–148.
- Mishra và Sundeep (2014), 'Consensus statement on management of dyslipidemia in Indian subjects." The Heart of India 66, số 3, tr. 1-51.
- Niêm giám thống kê, (2017), nhà xuất bản Thống kê.
- Paniagua, R Rivelles, J Sapena (2018), 'Corporate governance and financial performance: The role of ownership and board structure', Journal of Business Research số 89, 229-234.
- Porta, Rafael La, Florencio Lopez‐De‐Silanes, Andrei Shleifer, và Robert Vishny (2002), 'Investor Protection and Corporate Valuation', The journal of the American finance 57, số 3, tr. 1147-1170.
- Sheikh, Nadeem Ahmed, Zongjun Wang, và Shoaib Khan (2013), 'The impact of internal attributes of corporate governance on firm performance: Evidence from Pakistan', International Journal of Commerce and Management 23, số 1, tr. 38-55.
- Yasser, Qaiser Rafique (2011), 'Corporate Governance And Performance: An Analysis Of Pakistani Listed Firms', Global Journal of Management and Business 11, số 10.
[1] Trường Đại học Ngoại thương, Email: thuyttt@ftu.edu.vn
[2] Luật Chứng khoán, 2006, số 70/2006/QH11, khoản 9, điều 6.
Tại khoản 9 Điều 6 Luật Chứng khoán năm 2006 quy định: cổ đông lớn là cổ đông sở hữu trực tiếp hoặc gián tiếp từ 5% trở lên số cổ phiếu có quyền biểu quyết của tổ chức phát hành.
Tác động của quản trị công ty lên hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Tăng Thị Thanh Thủy[1]
Tóm tắt
Bài viết nghiên cứu tác động của quản trị công ty lên hiệu quả hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Mô hình nghiên cứu gồm 12 biến, bao gồm 8 biến liên quan đến quản trị công ty và 4 biến thể hiện đặc tính doanh nghiệp, nghiên cứu ảnh hưởng của quản trị công ty lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu cho thấy bốn biến quản trị công ty, quy mô hội đồng quản trị, sự kiêm nhiệm của CEO, sở hữu nước ngoài và sở hữu tổ chức, có ảnh hưởng thống kê đáng kể tới hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Từ khóa: quản trị công ty, hiệu quả hoạt động, chế biến thực phẩm, hội đồng quản trị, cơ cấu sở hữu.
Abstract
The paper examines the impact of corporate governance on the firm performance of listed food manufacturing companies on the Vietnamese stock exchanges. The research model consists of 12 variables: 8 variables related to corporate governance and 4 firm characteristics to study the effect of corporate governance on firm performance. The research uses the observation form consisting of 42 food processing companies listing Vietnam's stock market from 2008 to 2017. The results of the research show that board size, dual CEO, foreign ownership and institutional ownership had a statistically significant effect on firm performance.
Keywords: Corporate governance, firm performance, food manufacturing, board of director, ownership structure
1. Đặt vấn đề
Theo kết quả khảo sát năm 2017 của Tổ chức Tài chính Quốc tế (IFC) về thẻ điểm Quản trị công ty (QTCT) của 6 nước ASEAN (ASEAN Corporate Governance Scorecard 2017 – 2018), thẻ điểm quản trị (Corporate Governance Scorecard) nhằm đánh giá chất lượng quản trị doanh nghiệp của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam. Báo cáo khảo sát ghi nhận hoạt động quản trị thực tế của các công ty niêm yết ở Việt Nam là không hiệu quả, thậm chí có một khoảng cách rất xa so với hoạt động quản trị ở các nước ở xung quanh. Tuy nhiên, các doanh nghiệp có điểm số cao nhất về chất lượng quản trị doanh nghiệp đều có kết quả kinh doanh tốt hơn các nhóm còn lại, thể hiện qua các chỉ tiêu về khả năng sinh lời ROA, ROE của các doanh nghiệp.
Trong cơ cấu ngành công nghiệp Việt Nam, ngành công nghiệp chế biến thực phẩm luôn chiếm tỷ trọng cao và có giá trị dẫn đầu so các ngành công nghiệp khác, đóng góp to lớn cho nền kinh tế quốc dân. Công nghiệp chế biến thực phẩm là một trong những ngành công nghiệp chủ lực của Việt Nam hiện nay. Với thị trường hơn 90 triệu dân của Việt nam, hơn 75 % dân số hoạt động trong ngành nông nghiệp thì ngành chế biến thực phẩm là một ngành có nhiều tiềm năng phát triển. Tuy nhiên, ngoài một số doanh nghiệp đứng đầu ngành, thì HQHĐ kinh doanh của các DN chưa thực sự nổi bật. Để ngành công nghiệp chế biến thực phẩm này đạt được hiệu quả kinh doanh tối ưu, các doanh nghiệp sẽ phải tìm cho mình cách thức quản trị công ty phù hợp, bơi từng quyết định của quản trị trong doanh nghiệp sẽ ảnh hướng lớn đến hiệu quả kinh doanh. Để có những quyết định và hướng đi phù hợp, doanh nghiệp sẽ phải xây dụng một hội đồng quản trị đủ năng lực, phải có một cơ chế sở hữu hiệu quả. Vì vậy, nghiên cứu tác động của các nhân tố quản trị công ty lên hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp chế biến thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2008-2017, từ đó đưa ra định hướng và giải pháp để phát triển ngành công nghiệp này.
Nhìn chung từ năm 2010 đến 2016, các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt nam tăng cả về chất và lượng, số lượng các DN tăng dần đều qua các năm với tổng số lao động hơn 55000 người (tính đến năm 2016). Vốn sản xuất bình quân tăng lên 2,3 lần, cùng với thu nhập bình quân hàng tháng của người lao động trong các doanh nghiệp này tăng 2,2 lần, lợi nhuận trước thuế của các doanh nghiệp chế biến cũng tăng lên 2,2 lần sau 6 năm.
Bảng 1. Một số chỉ số của ngành công nghiệp chế biến thực phẩm
|
STT |
Chỉ số |
2010 |
2013 |
2014 |
2015 |
2016 |
đơn vị |
|
1 |
Số doanh nghiệp CBTP |
4977 |
5820 |
6275 |
6630 |
7137 |
doanh nghiệp |
|
2 |
Tổng số lao động |
496446 |
518520 |
527593 |
542339 |
553879 |
người |
|
3 |
Số lao động nữ |
270168 |
266628 |
270862 |
267723 |
274627 |
người |
|
4 |
Vốn sản xuất kinh doanh bình quân hàng năm |
269913 |
460393 |
510795 |
578476 |
624046 |
tỷ đồng |
|
5 |
Giá trị tài sản cố định và đầu tư tài chính dài hạn |
111475 |
175035 |
198397 |
218114 |
243718 |
tỷ đồng |
|
6 |
Doanh thu thuần sản xuất kinh doanh |
477567 |
810897 |
925867 |
982452 |
1104735 |
tỷ đồng |
|
7 |
Tổng thu nhập của người lao động |
18708 |
31122 |
34837 |
41003 |
46511 |
tỷ đồng |
|
8 |
Thu nhập bình quân một tháng của người lao động |
3189 |
5031 |
5563 |
6416 |
7103 |
nghìn đồng |
|
9 |
Lợi nhuận trước thuế của doanh nghiệp |
23663 |
28215 |
38147 |
44526 |
51921 |
tỷ đồng |
|
10 |
Tỷ suất lợi nhuận |
4,86 |
3,43 |
4,07 |
4,48 |
4,63 |
% |
Nguồn: Niên giám thống kê năm 2017
2. Tình hình nghiên cứu
Các nghiên cứu về tác động của QTCT đến HQHĐ của các doanh nghiệp cho đến nay được nghiên cứu theo 2 hướng chính. Hướng thứ nhất, các tác giả thiết lập công thức xác định mức xếp hạng điều hành công ty và sử dụng mức xếp hạng đó làm biến độc lập trong mô hình nghiên cứu (Bauer và các cộng sự, 2004, Drobetz và các cộng sự, 2004). Kết quả các nghiên cứu này cho thấy mối tương quan dương giữa hai biến trên. Tuy nhiên, việc thiếu thông tin thứ cấp, khó thu thập thông tin sơ cấp từ các công ty ở các quốc gia khác nhau, sẽ làm cho việc xếp hạng trở nên khó khăn. Đến nay, chưa thấy các nghiên cứu tương tự được thực hiện tại các nước đang phát triển, đặc biệt là các nền kinh tế chuyển đổi. Vì vậy, các nhà nghiên cứu ở các nước đang phát triển phát triển hướng nghiên cứu thứ hai, kiểm định riêng rẻ mối tương quan giữa các yếu tố cấu thành nên hệ thống điều hành công ty với HQHĐ, nhằm tìm ra những nhân tốc tác động nổi trội (Phạm Quốc Việt, 2010) Hội đồng quản trị (HĐQT) là yếu tố quan trọng trong QTCT, là cơ chế giám sát thường xuyên và quan trọng nhất được sử dụng cho hoạt động quản lý, là trung tâm của cơ chế QTCT trong nền kinh tế thị trường và là người được công chúng và cổ đông tin tưởng. Lý thuyết QTCT thừa nhận vai trò then chốt của HĐQT trong việc duy trì hiệu quả tổ chức, đã có rất nhiều nghiên cứu về đặc tính của HĐQT tác động đến HQHĐ của công ty. Theo Jensen (1993), tồn tại mối liên hệ ẩn giữa tính chất của HĐQT và HQHĐ. Ông cho rằng với tư cách cao nhất của hệ thống kiểm soát nội bộ, HĐQT phải chịu trách nhiệm cuối cùng về hoạt động của công ty. Veliyath (1999) đã xác định rằng Hội đồng quản trị là cầu nối liên kết giữa chủ sở hữu doanh nghiệp và các giám đốc điều hành, nhiệm vụ của họ là bảo vệ lợi ích của cổ đông. Đặc biệt, Hội đồng quản trị có trách nhiệm thực hiện giám sát các nhà quản lý và đưa ra quyết định quan trọng trong công ty. Theo Kyereboah và các cộng sự (2007), tác động của QTCT tới hiệu quả kinh doanh được đánh giá bởi đặc điểm của Hội đồng quản trị và cấu trúc sở hữu trong doanh nghiệp. Các đặc điểm của một hội đồng quản trị thường được xem xét dưới dạng: quy mô của hội đồng quản trị, tính kiêm nhiệm vị trí giám đốc và chủ tịch HĐQT, sự tách biệt quyền sở hữu giữa chủ tịch hội đồng quản trị và các giám đốc điều hành, sự độc lập của hội đồng quản trị. Chủ sở hữu của doanh nghiệp bao gồm nhiều cá nhân, người quản lý, hộ gia đình, người nước ngoài, tổ chức và chính phủ và không phải tất cả chủ sở hữu đều tham gia quản lý. Tuy nhiên, họ có quyền tham gia vào việc lựa chọn ra các nhà quản lý và hội đồng quản trị để giám sát toàn bộ hoạt động của doanh nghiệp của họ. Trong một công ty, quyền sở hữu tài sản của công ty thuộc về các cổ đông, quyền quản lý các tài sản này nằm trong tay các nhà quản lý của công ty. La Porta và các cộng sự (1999) đã tìm thấy mối quan hệ tích cực giữa QTCT và HQHĐ của doanh nghiệp. Gompers và cộng sự (2003) thấy rằng các công ty có quản trị tốt sẽ có tỷ suất lợi nhuận ròng và doanh thu thuần cao nhưng lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) thấp. Ngược lại, Adjaoud và các cộng sự (2007) không tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa QTCT và hiệu suất được đo bằng lợi tức ròng trên vốn chủ sở hữu (ROE) và Thu nhập trên mỗi cổ phiếu (EPS). Nghiên cứu thực nghiệm của Miton (2001) tại 398 công ty ở các nước Hàn Quốc, Malaysia, Indonesia và Thái Lan nhận thấy rằng QTCT có tác động mạnh đến hiệu quả kinh doanh trong giai đoạn khủng hoảng năm 1997 -1998. Brown và Caylor (2004) đã thực hiện một nghiên cứu với 2,327 doanh nghiệp tại Mỹ với 51 nhân tố được phân loại thành 8 nhóm, và kết quả cho thấy QTCT càng tốt, giá trị và doanh thu càng lớn thì thu nhập của chủ sở hữu càng cao.
Một số nghiên cứu La Porta, Lopez-De-Silanes, Shleifer, & Vishny (2002); Maury & Pajuste (2005); lại tìm thấy mối liên hệ của việc phân tán quyền sở hữu và hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp. Nghiên cứu sử dụng ROE để đo lường trực tiếp hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp như các nghiên cứu trước đó (Dalton & Dalton, 2011).
Trên thế giới cũng như ở Việt Nam vẫn chưa có lý thuyết thống về cách lựa chọn các biến trong việc xây dựng các chỉ số QTCT, nên mỗi tác giả xây dựng chỉ số này một cách khác nhau dựa trên đặc thù của mỗi quốc gia. Phần lớn các nghiên cứu đều đồng thuận với quan điểm cho rằng QTCT có tác động tích cựu đến HQHĐ của doanh nghiệp.
Bảng 2. Một số nghiên cứu về mối tương quan giữa QTCT và HQHĐ trên thế giới
|
Tác giả |
Quốc gia |
Kết quả nghiên cứu |
|
Kang và Shivdasani (1995) |
Nhật |
Không |
|
Brown và Caylor (2004) |
Mỹ |
Cùng chiều |
|
Bauer và cộng sự (2004) |
Châu Âu |
Ngược chiều |
|
Bhagat và Bolton (2008) |
Nhiều nước |
Không |
|
Kajola (2008) |
Nigeria |
Hỗn hợp |
|
Ehikioya (2009) |
Nigeria |
Cùng chiều |
|
Ihrahim và cộng sự (2010) |
Pakistan |
Hỗn hợp |
|
Heenetiagala và Armstrong (2011) |
Sri Lanka |
Cùng chiều |
|
Yasser và cộng sự (2011) |
Pakistan |
Không |
|
Guo và Kga (2012) |
Sri Lanka |
Hỗn hợp |
|
Velnampy (2013) |
Sri Lanka |
Không |
|
Achchuthan và Rajendran (2013) |
Sri Lanka |
Không |
|
Mishra (2014) |
Ấn Độ |
Cùng chiều |
|
Arora và Sharma (2016) |
Ấn Độ |
Hỗn hợp |
|
Buallay và cộng sự (2017) |
Saudi Arabia |
Không |
|
Maranho và Leal (2018) |
Mỹ La Tinh |
Cùng chiều |
|
Azhar và Mehmood (2018) |
Parkistan |
Không |
|
Paniagua, J và các cộng sự (2018) |
Nhiều nước |
Hỗn hợp |
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
3. Phương pháp nghiên cứu
Để thực hiện được mục tiêu này, nghiên cứu này sử dụng công cụ phân tích chính là mô hình hồi quy và cụ thể là mô hình hồi quy đa biến. Đây là một trong những phương pháp được sử dụng phổ biến nhất đã được sử dụng bởi nhiều nhà nghiên cứu trước đây để nghiên cứu mối quan hệ giữa QTCT và HQHĐ của doanh nghiệp. Nghiên cứu này sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng trong việc phân tích ảnh hưởng của QTCT lên hiệu quả kinh doanh của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm trên Việt Nam trong giai đoạn 10 năm từ năm 2008 đến năm 2017. Cụ thể, mô hình FEM là mô hình được sử dụng nhằm hồi quy về mối quan hệ định lượng giữa QTCT và HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Hình 1. Khung mô hình nghiên cứu
3.1 Biến
Các biến được nghiên cứu từ nền tảng lý thuyết và nghiên cứu này giả thiết rằng HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm bị ảnh hưởng của các khía cạnh sau của QTCT: đặc điểm của HĐQT (quy mô HĐQT, tỉ lệ thành viên nữ trong HĐQT, tỉ lệ thành viên HĐQT độc lập và sự kiêm nhiệm của CEO) và cấu trúc sở hữu (sở hữu nước ngoài, sở hữu tổ chức, sở hữu của cấp quản lý, sở hữu nhà nước). Có nhiều bằng chứng thực nghiệm chứng minh HQHĐ của các doanh nghiệp bị ảnh hưởng bởi mức độ sở hữu nước ngoài, sở hữu tổ chức, sở hữu của cấp quản lý và sở hữu của nhà nước. Các nghiên cứu liên quan cũng ủng hộ quan điểm về quy mô HĐQT, tỉ lệ thành viên nữ trong HĐQT, tỉ lệ thành viên HĐQT độc lập và sự kiêm nhiệm của ban giám đốc có ảnh hưởng đến việc QTCT và HQHĐ của doanh nghiệp.
Các biến được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm: (1) biến phụ thuộc (HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm; (2) các biến độc lập thể hiện hai khía cạnh của QTCT (đặc điểm của HĐQT và cấu trúc sở hữu); và (3) các biến kiểm soát. Mô hình nghiên cứu và cách thức đo lường các biến được tóm tắt trong bảng 3 dưới đây:
Bảng 3. Bảng tóm tắt các biến
|
Tên biến |
Cách đo lường |
|
Biến phụ thuộc |
|
|
Lợi nhuận trên vốn (ROE) |
Lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (%) |
|
Các biến độc lập |
|
|
Quy mô HĐQT (Bsize) |
Số lượng thành viên trong HĐQT (người) |
|
Tỉ lệ thành viên nữ trong HĐQT (Bfe) |
Số thành viên nữ trên tổng số thành viên HĐQT (%) |
|
Tỉ lệ thành viên độc lập trong HĐQT (Bnex) |
Số thành viên không chuyên trách trên tổng số thành viên HĐQT (%) |
|
Sự kiêm nhiệm của CEO (Duality) |
=1 nếu CEO là thành viên trong HĐQT =0 nếu CEO không là thành viên trong HĐQT |
|
Sở hữu nước ngoài (ForOwn) |
Tổng phần trăm sở hữu nước ngoài của doanh nghiệp (%) |
|
Sở hữu tổ chức (InsOwn) |
Tổng phần trăm số cổ phần được nắm giữ bởi các cổ đông lớn[2] của doanh nghiệp (%) |
|
Sở hữu cấp quản lý (ManaOwn) |
Tổng tỷ lệ % sở hữu cá nhân của các thành viên thuộc BGĐ (%) |
|
Sở hữu nhà nước (StateOwn) |
Tổng phần trăm sở hữu nhà nước trong doanh nghiệp (%) |
|
Các biến kiểm soát |
|
|
Quy mô doanh nghiệp (Fsize) |
Logarit tự nhiên của tổng doanh thu bán hàng và cung cấp dịch vụ của doanh nghiệp |
|
Số năm hoạt động (Fage) |
Số năm hoạt động của doanh nghiệp (năm) |
|
Đòn bẩy vốn (Leverage) |
Nợ dài hạn trên tổng tài sản (%) |
|
Tính thanh khoản (Liquidity) |
Tài sản ngắn hạn trên nợ ngắn hạn (%) |
|
Ảnh hưởng của ngành (Sai số ui) |
Các yếu tố khác ảnh hưởng đến sai số |
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
3.2 Giả thuyết
Có 2 nội dung của QTCT để tác giả xem xét tác động lên HQHĐ của các DN chế biến thực phẩm Việt Nam là đặc điểm hội đồng quản trị (các giả thuyết 2a, 2b, 2c, 2d) và cơ cấu sở hữu (các giả thuyết 3a, 3b, 3c, 3d), đồng thời cùng các biến kiểm soát có tác động đến HQHĐ của các DN nghiên cứu (các giả thuyết 4a, 4b, 4c, 4d)
Dựa vào nền tảng lý thuyết và các bằng chứng thực nghiệm trước đây, các giả thuyết sau đây sẽ được kiểm định trong nghiên cứu này:
Giả thuyết 1: QTCT có tác động đến HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 2a: Quy mô HĐQT càng lớn thì HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam càng cao.
Giả thuyết 2b: Các thành viên nữ trong HĐQT có tác động tích cực đến HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 2c: Các thành viên độc lập trong HĐQT góp phần tích cực đến HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 2d: Việc CEO của doanh nghiệp là thành viên HĐQT góp phần tích cực đến HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 3a: Mức độ sở hữu nước ngoài cao hơn sẽ đem lại HQHĐ cao hơn cho doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 3b: Mức độ sở hữu tổ chức càng cao thì HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam càng cao.
Giả thuyết 3c: Mức độ sở hữu của cấp quản lý càng cao thì HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam càng cao.
Giả thuyết 3d: Mức độ sở hữu nhà nước càng cao thì HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam càng cao.
Giả thuyết 4a: Quy mô doanh nghiệp ảnh hưởng tích cực lên HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 4b: Số năm thành lập ảnh hưởng tích cực lên HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 4c: Đòn bẩy vốn thể hiện ảnh hưởng tích cực lên HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Giả thuyết 4d: Tính thanh khoản thể hiện ảnh hưởng tích cực lên HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
3.3 Mô hình
Nghiên cứu này sử dụng mô hình hồi quy đa biến với dữ liệu bảng như sau:
|
HQHĐ i,t = |
β0 + β1Bsizei,t + β2Bfei,t + β3Bnexi,t + β4Dualityi,t + β5ForOwni,t + β6InsOwni,t + β7ManaOwni,t + β8StateOwni,t + β9Fsizei,t + β10Fage +β11Leverage +β12Liquidityi,t + ui,t |
|
Trong đó
|
- HQHĐ - là hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam - Các chỉ số phụ i, t đại diện tương ứng cho doanh nghiệp và năm (thời gian). - β0 - Hệ số chặn của mô hình. - Βk - Hệ số hồi quy của các biến với k=1,2,…, 12 - ui,t - Phần sai số |
Cụ thể, trong nghiên cứu này, mô hình hồi quy đa biến với HQHĐ thể hiện qua chỉ số ROE như sau:
|
ROE i,t = |
β0 + β1Bsizei,t + β2Bfei,t + β3Bnexi,t + β4Dualityi,t + β5ForOwni,t + β6InsOwni,t + β7ManaOwni,t + β8StateOwni,t + β9Fsizei,t + β10Fage +β11Leverage +β12Liquidityi,t + ui,t |
Dữ liệu được sử dụng là dữ liệu cân bằng (strongly balanced data) và việc lựa chọn mẫu giới hạn trong các chỉ số được cập nhật từ các Báo cáo thường niên của các doanh nghiệp này trong thời gian 10 năm từ năm 2008 đến năm 2017. Từ đó, tác giả thu được mẫu quan sát bao gồm 42 doanh nghiệp chế biến thực phẩm trong đó có 15 doanh nghiệp niêm yết trên sàn Giao dịch chứng khoán Hà Nội và 27 doanh nghiệp niêm yết trên sàn Giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh. Do đó, mẫu quan sát bao gồm 420 quan sát với sự kết hợp giữa dữ liệu thời gian (10 năm) và dữ liệu chéo (42 doanh nghiệp).
- 4. Kết quả
4. 4.1. Kết quả thống kê
Bảng 4 dưới đây trình bày kết quả thống kê mô tả có mục đích xác định phân bổ, xu hướng trung tâm và sự phân tán của các biến QTCT cùng với biến ROE thể hiện cho HQHĐ của doanh nghiệp và các biến thể hiện đặc tính của doanh nghiệp.
Bảng 4. Bảng thống kê mô tả các biến
|
Tên biến |
Số quan sát (Obs) |
Trung bình (Mean) |
Độ lệch chuẩn (Std. Dev.) |
Giá trị nhỏ nhất (Min) |
Giá trị lớn nhất (Max) |
|
ROE |
380 |
0,1181 |
0,2841 |
-3,674 |
0,9821 |
|
Quy mô HĐQT |
348 |
5,53 |
1,2178 |
3 |
10 |
|
Tỉ lệ thành viên nữ trong HĐQT |
348 |
0,1939 |
0,1881 |
0 |
0,8 |
|
Tỉ lệ thành viên độc lập trong HĐQT |
348 |
0,5925 |
0,2238 |
0 |
1 |
|
Sở hữu nước ngoài |
354 |
0,0367 |
0,0843 |
0 |
0,4403 |
|
Sở hữu tổ chức |
354 |
0,3355 |
0,2781 |
0 |
0,9913 |
|
Sở hữu của các nhà quản lý |
354 |
0,0947 |
0,1469 |
0 |
0,7312 |
|
Sở hữu nhà nước |
354 |
0,1325 |
0,2043 |
0 |
0,8959 |
|
Quy mô doanh nghiệp |
380 |
27,75149 |
1,418796 |
23,88326 |
31,56549 |
|
Số năm hoạt động tính đến năm 2017 |
42 |
27,45 |
20,74 |
6 |
127 |
|
Đòn bẩy vốn |
380 |
0,0605 |
0,0863 |
0 |
0,4768 |
|
Tính thanh khoản |
380 |
2,0407 |
2,4423 |
0,6738 |
26,6453 |
Nguồn: Tính toán của tác giả
Từ dữ liệu thu thập từ 42 doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán trong thời kỳ năm 2008 đến năm 2017, các kết quả chỉ ra rằng quy mô HĐQT có giá trị trung bình là 5,53 ± 1,2178 người, tức là khoảng trên dưới 5 người. Số lượng thành viên HĐQT ít nhất là 3 người và nhiều nhất là 10 người, điều này là hoàn toàn phù hợp theo Điều 151 của Luật Doanh nghiệp 2014. Trong HĐQT ở các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu, tỉ lệ thành viên nữ là khá thấp với trung bình khoảng 19,39%. Đồng thời, tỉ lệ thành viên nữ trong HĐQT có sự chênh lệch lớn giữa các doanh nghiệp khi tỉ lệ thấp nhất là 0% còn tỉ lệ cao nhất lại lên tới 80% hay chỉ số về độ lệch chuẩn là khá lớn, gần bằng với giá trị trung bình. Trong khi đó, tỉ lệ thành viên độc lập trong HĐQT có mức trung bình là khoảng 59%, ở mức tương đối cân bằng giữa số thành viên chuyên trách và độc lập của HĐQT mặc dù sự khác biệt giữa các công ty trong tỉ lệ này là rất lớn, với giá trị nhỏ nhất và lớn nhất chênh nhau là 100%.
Ti lệ trung bình giữa các nhóm phân loại cấu trúc sở hữu có sự khác biệt tương đối nhiều. Phần trăm cổ phần được nắm giữ bởi các nhà đầu tư nước ngoài có giá trị trung bình là 3,67%, với độ lệch chuẩn là hơn 8%. Lượng cổ phần nắm giữ bởi các nhà đầu tư nước ngoài dao động từ 0% đến 44,03%, tức là ở mức dưới 50% với mọi doanh nghiệp. Các cổ đông tổ chức nắm giữ trung bình 33,55% ở các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam nhưng đồng thời cũng có sự phân bổ khác biệt giữa các doanh nghiệp. Có doanh nghiệp không có cổ đông tổ chức nào và doanh nghiệp có các tổ chức nắm giữ nhiều nhất là 99,13%. Sở hữu của các nhà quản lý trong các doanh nghiệp này có giá trị trung bình là hơn 9%, độ lệch chuẩn với cả hai phía của giá trị trung bình là hơn 14%. Điều này thể hiện sự khác biệt lớn giữa sự sở hữu cổ phần của các nhà quản lý của các doanh nghiệp khác nhau. Mặt khác, giá trị trung bình của sở hữu nhà nước ở các doanh nghiệp này là 13,25%. Các doanh nghiệp khác nhau cũng có mức sở hữu nhà nước khác nhau, dao động từ 0 đến 89,59%.
Chỉ số thể hiện HQHĐ của doanh nghiệp sử dụng trong nghiên cứu này là ROE. Chỉ số ROE trung bình của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam niêm yết trên các sàn chứng khoán là 11,81% ± 28,41%. Giá trị ROE nhỏ nhất là khoảng -300% và giá trị ROE lớn nhất là khoảng 98%. Kết quả thể hiện sự khác biệt rất lớn về HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam trong giai đoạn 10 năm từ 2008 đến năm 2017.
Tổng doanh thu trung bình của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm trong giai đoạn 2008-2017 là khoảng 347 tỉ VNĐ (với log trung bình là 27,75), với giá trị tối đa là hơn 511 tỉ VNĐ (giá trị log là 23,88) và giá trị tối thiểu là hơn 236 tỉ VNĐ (giá trị log là 31,57). Đến năm 2017, số năm hoạt động trung bình của 42 doanh nghiệp trong mẫu là hơn 27 năm, doanh nghiệp mới thành lập nhất được 6 năm và doanh nghiệp lâu đời nhất có thời gian hoạt động lên đến 127 năm. Bên cạnh đó, chỉ số trung bình về đòn bẩy vốn là khoảng 6% với dao động từ 0% đế mức 47,68% còn chỉ số trung bình của tính thanh khoản là 2,04 (độ lệch chuẩn là 2,44). Những chỉ số này chỉ ra rằng có sự khác biệt rất lớn về quy mô và đặc tính khác của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
4.2. Kết quả mô hình hồi quy
Mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi và từ đó nghiên cứu sử dụng "robust" để sửa lỗi mô hình FEM.
Bảng 5. Kết quả mô hình hồi quy FEM có robust
|
ROE |
Coef. |
Std. Err. |
T |
P>t |
[95% Conf. Interval] |
|
|
Quy mô HĐQT |
0,0180781 |
0,0085421 |
2,12 |
0,040 |
0,000827 |
0,0353292 |
|
Tỉ lệ thành viên nữ trong HĐQT |
-0,0111929 |
0,0958619 |
-0,12 |
0,908 |
0,204789 |
0,1824041 |
|
Tỉ lệ thành viên HĐQT không chuyên trách |
0,0047637 |
0,0546203 |
0,09 |
0,931 |
0,105544 |
0,1150716 |
|
Sự kiêm nhiệm của CEO |
0,0665034 |
0,0338105 |
1,97 |
0,056 |
0,001778 |
0,1347852 |
|
Sở hữu nước ngoài |
-0,9411324 |
0,5433272 |
-1,73 |
0,091 |
2,038404 |
0,1561392 |
|
Sở hữu tổ chức |
0,2567462 |
0,0705047 |
3,64 |
0,001 |
0,114359 |
0,3991333 |
|
Sở hữu của các nhà quản lý |
0,0694833 |
0,1597334 |
0,43 |
0,666 |
0,253104 |
0,3920714 |
|
Sở hữu nhà nước |
-0,0884438 |
0,0788398 |
-1,12 |
0,268 |
-0,24766 |
0,0707765 |
|
Quy mô doanh nghiệp |
0,0958409 |
0,0491785 |
1,95 |
0,058 |
0,003477 |
0,1951589 |
|
Số năm hoạt động |
-0,0201415 |
0,0055334 |
-3,64 |
0,001 |
0,031316 |
0,0089666 |
|
Đòn bẩy vốn |
-0,1415667 |
0,0949248 |
-1,49 |
0,144 |
0,333271 |
0,0501377 |
|
Tính thanh khoản |
0,0045385 |
0,0050139 |
0,91 |
0,371 |
0,005587 |
0,0146642 |
|
_cons |
-2,28703 |
1,280311 |
-1,79 |
0,081 |
4,872671 |
0,2986108 |
|
sigma_u |
0, 4497814 |
|
|
|
|
|
Nguồn: Tính toán của tác giả
Kết quả mô hình hồi quy của nghiên cứu như sau:
|
ROE i,t = |
-2,254809 + 0,0180781Bsize - 0,0111929Bfe + 0,0047637Bnex + 0,0665034Duality - 0,9411324ForOwn + 0,2567462InsOwn + 0,0694833ManaOwn - 0,0884438StateOwn + 0,0958409Fsize - 0,0201415Fage - 0,1415667Leverage + 0,0045385Liquidity + 0,4497814 |
Kết quả chỉ ra rằng quy mô HĐQT có tác động tích cực có ý nghĩa thống kê lên HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam niêm yết trên các sàn giao dịch Chứng khoán. Đồng thời, kết quả này cũng được ủng hộ bởi hệ số tương quan giữa ROE và quy mô HĐQT.
Tuy nhiên, tỉ lệ thành viên nữ trong HĐQT và tỉ lệ thành viên độc lập không có ảnh hưởng mang ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10% tới HQHĐ của các doanh nghiệp nghiên cứu
Biến sự kiêm nhiệm của CEO có tác động mang ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của doanh nghiệp ở độ tin cậy α=90%. Những doanh nghiệp có CEO đồng thời là thành viên của HĐQT có xu hướng làm tăng ROE lên 0,0665034%.
Sở hữu nước ngoài có sự tác động mang ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm trong mẫu. 1% tăng lên trong phần trăm cổ phần sở hữu bởi nhà đầu tư nước ngoài sẽ làm giảm đi 0,9411324% trong chỉ số ROE. Từ đó có thể nhận thấy rằng sở hữu nước ngoài có tác động tiêu cực và có ý nghĩa thống kê lên HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam niêm yết trên các sàn giao dịch Chứng khoán.
Sở hữu tổ chức có sự tác động mang ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của doanh nghiệp ở độ tin cậy α=99%. Việc các cổ đông lớn tăng thêm 1% cổ phần nắm giữ thì chỉ số ROE sẽ tăng thêm 0,2567462%. Điều này chỉ ra rằng sở hữu tổ chức có tác động tích cực mạnh mẽ và có ý nghĩa thống kê ở độ tin cậy rất cao tới HQHĐ của các doanh nghiệp nghiên cứu.
Tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi các nhà quản lý doanh nghiệp không có ảnh hưởng mang ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10% tới HQHĐ của các doanh nghiệp.
Sở hữu nhà nước tăng lên 1% thì chỉ số ROE giảm đi 0,0884438%. Tuy nhiên, hệ số hồi quy của biến này có giá trị p-value là 0,268 thể hiện là phần trăm cổ phần của doanh nghiệp thuộc sở hữu nhà nước không có ảnh hưởng mang ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Quy mô doanh nghiệp có p=0,058 < 0,1 tức là biến quy mô doanh nghiệp có sự tác động mang ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của doanh nghiệp ở độ tin cậy α=90%. Hệ số hồi quy của biến quy mô doanh nghiệp là β9 = 0,0958409 được hiểu là cứ thêm quy mô doanh nghiệp tăng lên 1% thì chỉ số ROE tăng thêm 0,000958409%. Điều này chỉ ra rằng quy mô doanh nghiệp có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của các doanh nghiệp. Tác giả cho rằng khi các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam có quy mô lớn hơn (tức là tổng doanh thu cao hơn) thì họ có khả năng đạt được quy mô kinh tế lớn hơn do khả năng tái đầu tư vào máy móc thiết bị chế biến thực phẩm cũng như phát triển các dòng sản phẩm mới càng tốt hơn.
Số năm thành lập có p=0,001 < 0,01 tức là ở độ tin cậy α=99% biến này có sự tác động mạnh mẽ mang ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm trong mẫu. Khi số năm thành lập tăng thêm 1 năm sẽ làm giảm đi 0,0201415% trong chỉ số ROE. Từ đó có thể nhận thấy rằng số năm thành lập có tác động tiêu cực và có ý nghĩa thống kê lên HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam niêm yết trên các sàn giao dịch Chứng khoán.
Đòn bẩy vốn và Tính thanh khoản có giá trị p-value là 0,144 và 0,371 đều lớn hơn 0,1 thể hiện là hai biến này không có ảnh hưởng mang ý nghĩa thống kê tới HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam.
Nhìn chung, các kết quả ở bảng 5 cho thấy có bốn biến thể hiện cho QTCT có ảnh hưởng thống kê đáng kể tới HQHĐ của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm ở Việt Nam. Trong đó có hai biến là quy mô HĐQT và sự kiêm nhiệm của CEO thể hiện cho đặc điểm của HĐQT còn hai biến sở hữu nước ngoài và sở hữu tổ chức thể hiện cho cấu trúc sở hữu của doanh nghiệp. Đồng thời, các đặc tính doanh nghiệp cũng thể hiện ảnh hưởng thống kê đáng kể lên mối quan hệ giữa QTCT và HQHĐ của doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam niêm yết trên thị trường chứng khoán.
5. Kết luận
Nghiên cứu này được thực hiện với mục đích gia tăng hiểu biết về ảnh hưởng của quản trị công ty ở các doanh nghiệp CBTP niêm yết khi xây dựng cơ chế quản trị công ty nói chung cũng như cấu trúc Hội đồng quản trị nói riêng. Do đó, các công ty thuộc ngành này nên tham khảo kết quả nghiên cứu để có thể áp dụng thích hợp khi xây dựng cơ chế quản trị công ty một cách linh hoạt, năng động và hiệu quả. Sau đây là những đề xuất giải pháp về quản trị công ty hướng đến các công ty ngành chế biến thực phẩm niêm yết:
- Tăng số lượng thành viên trong HĐQT trong các công ty CBTP (tuy nhiên k được quá 11 thành viên theo như quy định của bộ tài chính). Việc tăng quy mô của HĐQT sẽ giúp công ty có tổ chức công việc có hiệu quả, đưa ra các quyết định hợp lý. Nhưng bên cạnh đó, các DN CBTP cần có cơ cấu thành phần HĐQT rõ ràng, phân cấp quyền, nghĩa vụ, cách thức tổ chức và phối hợp hoạt động của các thành viên trong HĐQT.
- Cũng từ kết quả nghiên cứu, rất cần thiết để các công ty CBTP niêm yết xây dựng một tỷ lệ sở hữu vốn của thành viên tổ chức một cách hợp lí và thu hút sự tham gia đầu tư của các thành viên tổ chức vào hoạt động của công ty. Chính sách này không những gắn kết lợi ích giữa cổ đông với cấp quản lí mà còn khích lệ, thúc đẩy các nhà quản lí hoạt động hiệu quả hơn nhằm tối đa hóa giá trị cho cổ đông.
- Bên cạnh đó, tỉ lệ sở hữu nước ngoài trong các doanh nghiệp CBTP lại tác động ngược chiều đến hiệu quả hoạt động công ty. Do đó, không nên có nhiều tỷ lệ sở hữu của thành viên thành viên nước ngoài vì những ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả hoạt động công ty khi tỷ lệ này gia tăng.
- Cũng trong kết quả thu được, bài viết khuyến cáo xây dựng cấu trúc kiêm nhiệm vị trí giám đốc điều hành và vị trí chủ tịch Hội đồng quản trị vì ảnh hưởng thuận chiều đến hiệu quả hoạt động công ty. Tuy nhiên thông tư 121/2012/TT-BTC đã bãi bỏ, thay vào đó là nghị định số 71/2017/NĐ-CP hướng dẫn về quản trị công ty áp dụng với các công ty đại chúng, trong đó quy định chủ tịch hội đồng quản trị công ty đại chúng không được kiêm nhiệm chức danh giám đốc.
Các doanh nghiệp CBTP phải coi QTCT như một yêu cầu tự thân, nội tại vì chính lợi ích của doanh nghiệp cũng như sự phát triển bền vững và lâu dài của doanh nghiệp, phải xem việc nâng cao năng lực QTCT như một trong những yếu tố quyết định cấu thành năng lực cạnh tranh của doanh nghiệp. Với những hạn chế như đã phân tích ở trên, tăng cường QTCT trong các doanh nghiệp CBTP trước hết cần hết sức chú trọng việc xây dựng hệ thống quản trị. Bởi, các nhà đầu tư dù là trong nước hay bên ngoài luôn tìm kiếm các doanh nghiệp có cấu trúc QTCT tốt. QTCT là cơ sở của "luật chơi" trong đó các doanh nghiệp được quản lý nội bộ và được giám sát bởi HĐQT nhằm bảo vệ quyền lợi của các chủ thể tài trợ nguồn lực cho doanh nghiệp.
Tài liệu tham khảo
- Achchuthan, Sivapalan, and Kajananthan Rajendran (2013), 'Corporate Governance Practices and Working Capital Management Efficiency: Special Reference to Listed Manufacturing Companies in Sri Lanka', Information & Knowledge Management 3, số 2.
- Arora, Akshita, and Chandan Sharma (2016), 'Corporate governance and firm performance in developing countries: evidence from India', Corporate Governance 16, số 2, tr. 420-436.
- Azhar, Kaukab Abid, and Waqas Mehmood (2018), 'Does Corporate Governance Affect Performance? Evidence from the Textile Sector of Pakistan', Journal of Southeast Asian Research.
- Black, Bernard, và Woochan Kim (2012), 'The effect of board structure on firm value: A multiple identification strategies approach using Korean data', Journal of Financial Economics 104, số 1, tr. 203-226.
- Dalton, Dan R., và Catherine M. Dalton (2011), 'Integration of Micro and Macro Studies in Governance Research: CEO Duality, Board Composition, and Financial Performance', Journal of Management 37, số 2, tr. 404-411.
- Ehikioya, Benjamin I (2009), 'Corporate governance structure and firm performance in developing economies: evidence from Nigeria', Corporate Governance: The international journal of business in society 9, số 3, tr. 231-243.
- Fama, Eugene F., and Michael C. Jensen (1983), 'Separation of Ownership and Control', The Journal of Law and Economics 26, số. 2.
- Heenetigala, K., và Armstrong (2011), 'Impact of Corporate Governance on Firm Performance in an Unstable Economic and Political Environment: Evidence from Sri Lanka', Social Science Research Network,.
- Mehran và Hamid (1995), 'Executive compensation structure, ownership, and firm performance', Journal of Financial Economics 38, số 2, tr. 163-184.
- Milton và John Smith (2001), 'The Role of SMEs in Commercialising University Research & Development: The Asia-Pacific Experience', Small Business Economics 16, số 2, tr. 141–148.
- Mishra và Sundeep (2014), 'Consensus statement on management of dyslipidemia in Indian subjects." The Heart of India 66, số 3, tr. 1-51.
- Niêm giám thống kê, (2017), nhà xuất bản Thống kê.
- Paniagua, R Rivelles, J Sapena (2018), 'Corporate governance and financial performance: The role of ownership and board structure', Journal of Business Research số 89, 229-234.
- Porta, Rafael La, Florencio Lopez‐De‐Silanes, Andrei Shleifer, và Robert Vishny (2002), 'Investor Protection and Corporate Valuation', The journal of the American finance 57, số 3, tr. 1147-1170.
- Sheikh, Nadeem Ahmed, Zongjun Wang, và Shoaib Khan (2013), 'The impact of internal attributes of corporate governance on firm performance: Evidence from Pakistan', International Journal of Commerce and Management 23, số 1, tr. 38-55.
- Yasser, Qaiser Rafique (2011), 'Corporate Governance And Performance: An Analysis Of Pakistani Listed Firms', Global Journal of Management and Business 11, số 10.
[1] Trường Đại học Ngoại thương, Email: Địa chỉ email này đang được bảo vệ từ spam bots. Bạn cần bật JavaScript để xem nó.
[2] Luật Chứng khoán, 2006, số 70/2006/QH11, khoản 9, điều 6.
Tại khoản 9 Điều 6 Luật Chứng khoán năm 2006 quy định: cổ đông lớn là cổ đông sở hữu trực tiếp hoặc gián tiếp từ 5% trở lên số cổ phiếu có quyền biểu quyết của tổ chức phát hành.