Tác động của quản trị doanh nghiệp lên hiệu suất doanh nghiệp và tính thanh khoản của cổ phiếu

50
NGHIÊN CỨU - TRAO ĐỔI
- Thuyết các bên liên quan cho rằng, có nhiều 
thành phần liên quan khác, bao gồm cả các cơ quan 
chính phủ, các nhóm chính trị, các hiệp hội thương 
mại, tổ chức công đoàn, các cộng đồng, tổ chức tài 
chính, các nhà cung cấp, nhân viên và khách hàng. 
Do đó, các nhà quản lý của các công ty nên cân bằng 
nhiều chuỗi mâu thuẫn các bên liên quan khác nhau 
(Friedman & Miles, 2006) trong khi vẫn tối đa hóa giá 
trị công ty. Một số gợi ý từ lý thuyết các bên liên quan 
là: Tăng quyền cho cổ đông trong việc tham gia vào 
quyết định quản trị quan trọng; Thay đổi các thành 
phần của ban quan trị bằng cách bao gồm nhiều giám 
đốc bên ngoài; Cho phép các đại diện người lao động 
ở một số cấp độ quản trị nào đó...
Tuy nhiên, giống như lý thuyết đại diện, lý thuyết 
các bên liên quan cũng có những thiếu sót do những 
khẳng định của nó rằng, lợi ích của nhiều bên liên 
quan có thể được thỏa hiệp hoặc cân bằng. 
- Thuyết nhà quản lý (stewardship) phát triển bởi 
Davis & Donaldson (1997), phát sinh như một đối 
trọng với lý thuyết cơ quan, giải quyết một số hạn 
chế của nó. Lý thuyết này bác bỏ tư lợi cho cá nhân, 
các nhà quản lý có nhiều khả năng phục vụ tổ chức.
Có nhiều nghiên cứu về hiệu quả hoạt động của 
công ty trên thế giới và Việt Nam như: Lawrence 
D. Brown và Marcus L. Caylor (2004), Trần Giang 
(2006), Võ và Phan (2013), Đào và Hoàng (2014), 
Diamond (1985), Bacidore và Sofianos (2002), 
Bacidore và Sofianos (2002) và Chung, et al. (2009), 
Karmani và Ajina (2012), Prommin (2010). Tuy 
nhiên, Jensen & Chew (1995) và các nhà nghiên cứu 
sau này lại tìm thấy tác động ngược chiều giữa quy 
mô hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động, tức là 
thiên về xu thế khuyến nghị các công ty có quy mô 
Cơ sở lý thuyết và phương pháp nghiên cứu
Cơ sở lý thuyết
Các lý thuyết cơ bản của quản trị doanh nghiệp 
(DN) gồm: 
- Thuyết đại diện liên quan đến giải quyết các vấn 
đề có thể tồn tại trong mối quan hệ giữa các bên, đó là, 
giữa chủ tịch (cổ đông) và các đại diện (giám đốc điều 
hành công ty). Hai vấn đề giải quyết bằng lý thuyết 
này bao gồm: Các vấn đề đầu tiên phát sinh khi có sự 
xung đột về các mục tiêu của các bên; Vấn đề phát sinh 
khi giữa các bên có sự khác biệt thái độ đối với rủi ro.
TáC ĐộNG CỦA QuảN Trị DOANH NGHIệP lêN HIệu suẤT 
DOANH NGHIệP Và TíNH THANH KHOảN CỦA Cổ PHIẾu 
ĐàO THANH BìNH, lAI THị HIỀN - Đại học Hà Nội *
Bằng việc sử dụng mô hình bình phương tổng quát (GLS) trên 50 công ty đã được niêm yết trên 
thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2012 - 2014, nghiên cứu chỉ ra rằng, thường xuyên 
tổ chức họp hội đồng quản trị và thực hiện kiểm toán nội bộ sẽ có ảnh hưởng tích cực đến hoạt 
động công ty và tính thanh khoản của cổ phiếu. Ngược lại, tính đối ngẫu của người đứng đầu, sự 
độc lập của các thành viên trong hội đồng quản trị, sự có mặt của giám đốc điều hành trong ban 
quản trị và vốn sở hữu của cổ đông chính có ảnh hưởng tiêu cực lên hoạt động công ty và tính 
thanh khoản của cổ phiếu. 
Từ khóa: Thị trường chứng khoán, cổ phiếu, doanh nghiệp, quản trị doanh nghiệp
By using the Generalized Least Squares model 
(GLS) applied for 50 listed companies on the 
Vietnam’s Stock Exchange for 2012-2014, 
the research discovers that frequent board of 
management meetings and internal controls have 
positive impacts on the company operation and 
stock liquidity. In contrast, the duality between 
leadership and the independence of the members of 
the management board, the presence of managing 
director in management board and the principal 
ownership of equity have negative effects to the 
company operation and stock liquidity.
Keywords: Stock market, stock, enterprise, enterprise 
management
Ngày nhận bài: 19/3/2018
Ngày hoàn thiện biên tập: 2/4/2018 
Ngày duyệt đăng: 6/4/2018
*Email: daobinh@yahoo.com
TÀI CHÍNH - Tháng 4/2018
51
hội đồng quản trị nhỏ.
Trong bài nghiên cứu này, các biến số phụ 
thuộc gồm: 
- Hiệu quả hoạt động công ty được đo lường dựa 
trên các chỉ số về lợi nhuận như ROA, và ROE.
- Tính thanh khoản của cổ phiếu: Dựa trên các 
nghiên cứu của Prommin (2013), hai biến bao gồm 
ước tính:
+ Phi thanh khoản (ILLIQ)
Illiquidity ratio= 1/D_j ∑|Rj|/((Vol_j×P_j))
Trong đó, Dj là số ngày một tài sản đã được chỉ rõ; 
| Rj| là giá trị tuyệt đối của lợi nhuận hàng ngày; Volj 
là khối lượng giao dịch hàng ngày; và Pj là tài sản báo 
giá trên d ngày
+ Tỷ lệ thanh khoản (LIQRAT)
LR_i=∑_tVOL_(i,t)⁄(∑_tR_(i,t) )
Trong đó, VOLj,t là khối lượng hàng ngày, Ri,t là 
lãi cổ phiếu hàng ngày, t là số ngày giao dịch trong 
một tháng.
Các biến số độc lập gồm: Quy mô hội đồng quản 
trị (HĐQT); Sự hiện diện của giám đốc điều hành 
trong HĐQT; Sự hiện diện của các giám đốc độc lập 
trong HĐQT; Vai trò kép của Chủ tịch và Giám đốc 
điều hành; Tần số cuộc họp HĐQT; Kiểm toán kế 
toán; Sự sở hữu của cổ đông chính.
Mô hình nghiên cứu tổng quát:
ROAi,t or ROEi,t = β0+ β1BSi,t+ β2INDEPi,t 
+ β3EXECi,t + β4DUALi,t + β5LOG(MEETi,t) 
+ β6EXAUDi,t + β7INAUDi,t + β8MAJORi,t + 
β9STATEi,t +β10LOG(FSIZEi,t) + β11LEVi,t + 
β12LOG(AGEi,t) + εi,t
LIQRATi,t or ILLIQi,t= β0+ β1BSi,t+ β2INDEPi,t 
+ β3EXECi,t + β4DUALi,t + β5LOG(MEETi,t) 
+ β6EXAUDi,t + β7INAUDi,t + β8MAJORi,t + 
β9STATEi,t + β10LOG(FSIZEi,t) + β11LEVi,t + 
β12LOG(AGEi,t) + β13TANGi,t + β14VOLAi,t+ β15(1/
PRICEi,t) +εi,t
Phương pháp nghiên cứu
Mẫu nghiên cứu gồm 50 công ty đã được niêm yết 
trên Sở Giao dịch chứng khoán Hà Nội và Sở Giao 
dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh từ năm 2012 đến 
năm 2014. 50 công ty với 12 ngành nghề khác nhau: 
Thực phẩm và đồ uống, xây dựng và xây dựng vật 
chất, tiện ích, kim loại và khai thác khoáng sản, cao 
su, bất động sản, năng lượng, hóa chất, hàng tiêu 
dùng, khám sức khỏe, giao thông, công nghệ. Dữ liệu 
cho hiệu suất cũng như tính thanh khoản được thu 
thập từ các nguồn dữ liệu đã được công bố và báo 
cáo tài chính đã được kiểm toán cung cấp trên trang 
web chính thức của Công ty Chứng khoán VNDirect. 
Các dữ liệu quản trị thu được từ các báo cáo hàng 
năm và các báo cáo có liên quan được đăng trên trang 
web của công ty. 
Sau khi thu thập và xử lý số liệu, nghiên cứu sử 
dụng mô hình bình phương tổng quát (GLS) để phân 
tích các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động 
cũng như tính thanh khoản của cổ phiếu.
kết quả nghiên cứu
Mô hình Pooled OLS
Dạng tổng quát của mô hình:
Y_it=α+βX_it+ε_it; (u_i=0)
Trong đó Yi,t là biến phụ thuộc của sự quan sát 
i trong khoảng thời gian t; Xi,t là biến độc lập quan 
sát i trong khoảng thời gian t, α là hệ số tự do, được 
cho là bất biến giữa các DN và khoảng thời gian, ui là 
tác động riêng biệt (cắt ngang hoặc thời gian cụ thể).
Mô hình hiệu ứng cố định (FEM)
Công thức của mô hình được cụ thể như sau:
Y_it=(α+u_i )+βX_it+v_it
Trong đó, Yit là biến phụ thuộc của sự quan sát i 
trong khoảng thời gian t; Xit là biến độc lập quan sát 
i trong khoảng thời gian t, vit là sai số và ui là hệ số 
tự do cho mỗi đơn vị nghiên cứu.
Mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM)
Công thức của mô hình được cụ thể như sau:
Y_it=α+βX_it+(u_i+v_it)
Trong đó, ui là hiệu ứng ngẫu nhiên cụ thể cho cá 
nhân (nhóm) hoặc khoảng thời gian mà không được 
bao gồm trong phương trình hồi quy.
Kiểm tra thử nghiệm hiệu ứng cố định.
Phương trình kiểm định:
F=(((R_FEM^2-R_Pooled^2))⁄((n-1)))/(((1-R_
FEM^2))⁄((n×t-n-k)))
Trong đó, t là tổng số thời gian quan sát (tháng), n 
= số lượng các đơn vị nhóm (các DN), và k = số biến 
hồi quy không bao gồm hệ số tự do trong mô hình.
Nếu giả thuyết bị bác bỏ (ít nhất một nhóm/hệ 
số thời gian cụ thể không bằng 0). Có ảnh hưởng 
cố định đáng kể hoặc tăng đáng kể goodness-of-fit 
trong mô hình hiệu ứng cố định. Vì vậy, mô hình 
hiệu ứng cố định là tốt hơn so với các phương pháp 
pooled OLS.
Phương pháp Hausman (so sánh với phương pháp hiệu 
ứng cố định và hiệu ứng ngẫu nhiên)
Giả thuyết:
H0: Cov(u_i,X_it )=0 (Không có sự tương quan 
giữa biến giải thích và thành phần ngẫu nhiên)
H1: Cov(u_i,X_it )≠0 (Có sự tương quan giữa biến 
52
NGHIÊN CỨU - TRAO ĐỔI
giải thích và thành phần ngẫu nhiên)
Kiểm định thống kê: W= (β_FEM -β _
REM)^2/(Var(β_FEM )-Var(β_REM)) ~ x2(k))
Quyết định: if W>giá trị tham chiếu 
=> loại bo ̉H0 => thành phần ngẫu nhiên 
là không có thống nhất. Vì vậy, hiệu 
ứng cố định nên được lựa chọn.
Dự phòng thử nghiệm hiệu ứng cố định 
(Pooled OLS hay FEM)
Để xác định tác động của quản trị 
DN vào hoạt động công ty và tính 
thanh khoản, đầu tiên nên gộp dữ liệu 
chuỗi thời gian cắt ngang được kiểm 
tra. Kết quả hồi quy được tóm tắt 
trong bảng 2 cho thấy, mặc dù các mô 
hình này có một số lượng lớn các biến 
đáng kể, các giá trị của R-squared là 
không thực sự cao, đặc biệt là các mô 
hình hồi quy cho ROE (chỉ có 29.39%). 
Hơn nữa, kể từ khi các biến hồi quy 
được gộp cả qua thời gian và giữa 
các DN, nó có thể bỏ qua một số ứng 
dụng quan trọng. Do đó, để đạt được 
sự hiểu biết sâu sắc hơn, các mô hình 
FEM cũng làm việc để điều tra các 
chuỗi thời gian và hiệu ứng cắt ngang 
một cách riêng biệt.
Kết quả hồi quy thu được từ chạy 
FEM sử dụng Eview7 được trình bày 
trong bảng.
Kiểm định Hausman (FEM or REM)
Kiểm tra lỗi
- Đa cộng tuyến (Multicollinearity).
Từ bảng ma trận tương quan và mô 
hình hồi quy, lỗi đa cộng có thể không 
xảy ra trong mô hình nghiên cứu khi hệ 
số tương quan giữa các biến đều dưới 
0,6. Hai biến sở hữu của cổ đông chính 
và cổ đông nhà nước có mối tương quan 
cao nhất nhưng các hệ số cho những biến 
này dừng lại ở -0,584, có thể coi là không 
nghiêm trọng.
- Phương sai thay đổi (Heteroskedasticity).
Thực tế, các kiểm định để kiểm tra sự 
tồn tại của lỗi phương sai thay đổi và tự 
tương quan tự động không thể được tiến 
hành với mô hình tạo ra từ dữ liệu bảng. 
Tuy nhiên, có một cách để phát hiện ra 
lỗi này là vẽ biểu đồ chuẩn tắc để xem 
xét phân phối của chúng có chuẩn tắc 
Bảng 1: kẾt qUả hồi qUy pooLEd oLs pooLEd oLs modELs
Model 1 Model 2 Model 3 Model 4
rOA rOE lIQrAT IllIQ
C 1,103*** 0,458 2,781*** 4,794***
Bs -0,019** 0,02 -0,003 0,043
INDEP -0,405*** -0,685*** -0,056 0,41
EXEC -0,025** -0,083*** -0,038 -0,057
DuAl 0,234*** 0,319*** -0,433*** 0,466***
lOG(MEET) -0,130*** -0,102*** 0,167*** -0,116**
EXAuD 0,011 0,067 0,286*** -0,325***
INAuD 0,156*** 0,157*** 0,719*** -0,769***
MAJOr -0,219*** -0,341*** -1,920*** 2,553***
sTATE 0,141*** 0,256*** -0,356*** 0,737***
lOG(FsIZE) -0,003 0,027 0,472*** -0,763***
lEV -1,241*** -1,201*** -1,089*** 2,102***
lOG(AGE) 0,105*** 0,186*** 0,075 -0,165**
TANG -1,609*** 1,374***
VOlA -2,214** 3,786***
1/PrICE 2,896*** 6,457***
r2 52,65% 29,39% 36,98% 50,05%
Adjusted r2 52,33% 28,92% 36,45% 49,63%
F-stat 165,56 61,99 69,8 119,17
Bảng 2: kẾt qUả hồi qUy hiệU Ứng CỐ định– Cắt ngang
FiXEd EFFECt modELs - CRoss sECtion
Model 1 Model 2 Model 3 Model 4
rOA rOE lIQrAT IllIQ
C 1,796*** 1,397 -28,075*** 40,927***
Bs -0,032*** -0,1196*** 0,0055 0,0233
INDEP -0,385*** -0,8736*** 0,0866 0,2171
EXEC -0,0026 -0,0211 -0,1639*** 0,230***
DuAl 0,015 -0,0376 -0,199 0,2689*
lOG(MEET) 0,065*** 0,160*** 0,1794* -0,1490**
EXAuD 0,0086 -0,2005** 0,3049 -0,293
INAuD 0,284*** 0,6592*** 0,3499 -0,263
MAJOr -0,485*** -1,1642*** -0,5681* 1,1776***
sTATE -0,332*** -0,4073*** -0,0397 -0,090
lOG(FsIZE) 0,0038 0,0794 1,2143*** -1,3047***
lEV -0,5756*** -0,8867*** -0,7154** 1,8472***
lOG(AGE) -0,1465* -0,0492 3,780*** -5,446***
TANG -1,682*** 1,697***
VOlA -3,7978*** 5,8918***
1/PrICE -1,887** 8,909***
r2 85,94% 80,17% 71,99% 78,67%
Adjusted r2 85,45% 79,48% 70,96% 77,88%
F-stat 174,1691 115,2051 69,67095 99,96379
TÀI CHÍNH - Tháng 4/2018
53
hay không. Do đó, biểu đồ chuẩn tắc được dùng 
cho từng mô hình.
kết luận và kiến nghị
Kết quả phân tích mối quan hệ giữa các đặc 
điểm quản trị và hiệu suất và thanh khoản của các 
công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán của 
Việt Nam cho thấy, tần số các cuộc họp HĐQT, sự 
tồn tại của ủy ban kiểm toán 
nội bộ và công ty kiểm toán 
BIG4 sẽ tác động tích cực đến 
cả lợi nhuận công ty và thanh 
khoản. Ngược lại, sự hiện diện 
của các nhà quản lý điều hành 
trong HĐQT, vai trò của tính 
đối ngẫu của giám đốc điều 
hành và chủ tịch cũng như tỷ lệ 
sở hữu của cổ đông lớn hiện ảnh hưởng 
tiêu cực đến hiệu suất và thanh khoản. 
Liên quan đến quy mô HĐQT, việc gia 
tăng quy mô HĐQT sẽ làm giảm hiệu 
suất của công ty, đưa ra các tín hiệu 
về sự minh bạch và quản lý hiệu quả 
đến nhà đầu tư. Bên cạnh đó, trái với 
kỳ vọng nghiên cứu, sự tham gia của 
các giám đốc độc lập trong cơ cấu hội 
đồng quản trị gây ảnh hưởng tiêu cực 
đến hiệu suất công ty và không gây bất 
kỳ sự cải thiện về thanh khoản cổ phiếu.
Từ các kết quả phân tích, nghiên cứu 
đưa ra một số kiến nghị sau:
Thứ nhất, công ty và nhà quản lý: 
Không nên có quá nhiều thành viên trên 
HĐQT. Chủ tịch HĐQT nên được tách ra 
từ các vị trí của giám đốc điều hành do 
các tác động bất lợi của nó đến cả hiệu 
suất công ty và thanh khoản, sự hiện diện 
của các giám đốc độc lập trong việc đóp 
góp cho hiệu suất công ty là không có tác 
dụng tại Việt Nam. Quyền sở hữu không 
nên tập trung vào chỉ một vài cổ đông lớn.
Thứ hai, các nhà đầu tư: Trước khi 
quyết định đầu tư vào bất kỳ cổ phiếu, 
các nhà đầu tư nên đặt tính thanh khoản 
lên đầu vì tính thanh khoản của cổ phiếu 
tác động trực tiếp đến lợi nhuận mà nhà 
đầu tư thu được. 
Tài liệu tham khảo:
1. Dao Binh, Hoang Giang (2012). Corporate Governance and 
Performance in Vietnamese Commercial Banks, Journal of 
Economics and Development, Vol. 14, No.2, pp. 72–95;
2. Kitamura, Y. (2001). Corporate Finance and Market Competition: Evidence 
from the Basic Survey of Japanese Business Structure and Activities in the late 
1990s, Mimeo;
3. Nickell, S., D. Nicolitsas, and N. Dryden (1997). What Makes Firms Perform 
Well?,European Economic Review, Vol. 41, pp. 783-796;
4. Pham Khanh, Tran Tu (2012). Developing Corporate Governance Index 
for Vietnamese banks and Testing Its Impact on Bank Performance, 
Working Paper.
Bảng 3: tóm tắt kẾt qUả thử nghiệm Cho kiỂm định hiệU Ứng ngẫU nhiÊn 
Cho Roa, LiqRat & iLLiq
Mô hình Kiểm định thống kê (F) F-giá trị tham chiếu Quyết định Chọn mô hình
rOA 165.563 F_((0.05,49,1738) )≈1.52 Loại H¬0 FEM
rOE 90.841 F_((0.05,49,1738) )≈1.52 LoạiH¬0 FEM
lIQrAT 44.248 F_((0.05,49,1735) )≈1.52 LoạiH¬0 FEM
IllIQ 47.496 F_((0.05,49,1735) )≈1.52 LoạiH¬0 FEM
Bảng 4: kẾt qUả hồi qUy hiệU Ứng ngẫU nhiÊn
mô hình hiệU Ứng ngẫU nhiÊn 
 Model 1 Model 2 Model 3 Model 4
rOA rOE lIQrAT IllIQ
C 1,607*** 1,1447 -12,8376*** 24,156***
Bs -0,0343*** -0,11288*** 0,0442 -0,04178
INDEP -0,3995*** -0,8776*** 0,2923 -0,00078
EXEC 0,0002 -0,0162 -0,1934*** 0,2518***
DuAl 0,0308 -0,0151 -0,113 0,1109
lOG(MEET) 0,051*** 0,1460*** 0,2522*** -0,2324***
EXAuD 0,0105 -0,1675** 0,1724 -0,228
INAuD 0,2494*** 0,5709*** 0,2973 -0,278
MAJOr -0,4987*** -1,137*** -0,937*** 1,4298***
sTATE -0,2877*** -0,3615*** -0,0951 0,0275
lOG(FsIZE) -0,0308 0,0555 1,064*** -1,4154***
lEV -0,616*** -0,9097*** -1,1883*** 2,5625***
lOG(AGE) -0,0022 0,0615 1,3626*** -1,979***
TANG -1,9287*** 2,1443***
VOlA -4,385*** 6,6433***
1/PrICE -1,765** 8,8227***
r2 18,06% 21,79% 23,86% 35,77%
Adjusted r2 17,51% 21,26% 23,22% 35,23%
Bảng 5: tỔng hợp kẾt qUả Của kiỂm định haUsman Cho RoE, LiqRat & iLLiq
Mô hình Kiểm định thống kê (W)
Giá trị tham 
chiếu (x2(k))
Quyết định Mô hình được chọn
rOA 174.1691 21.0261 Loại H¬0 FEM
rOE 28.412 21.0261 Loại H¬0 FEM
lIQrAT 151.298 24.958 Loại H¬0 FEM
IllIQ 159.190 24.958 LoạiH¬0 FEM