Như vậy, kết quả hồi quy cho thấy các đặc tính HĐQT là quy mô HĐQT, các cuộc họp HĐQT, việc Chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm chức danh TGĐ, thành viên HĐQT lớn tuổi có mối quan hệ ngược chiều với ROA có độ tin cậy hơn. Kết quả hồi quy này cũng có nghĩa là ngân hàng mà có quy mô HĐQT càng bé, với các thành viên HĐQT lớn tuổi càng ít, chủ tịch HĐQT không kiêm nhiệm chức danh TGĐ, tổ chức các cuộc họp HĐQT trong năm càng ít có xu hướng hỗ trợ và tư vấn hiệu quả hơn cho Ban lãnh đạo ngân hàng. Từ đó sẽ góp phần làm tăng hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
Bảng 4.7 dưới đây mô tả kết quả hồi quy các biến đặc tính HĐQT (BoardSize, Meetings, Duality, IndepDirector, PoliticalDirector) với biến ROE, biến Preprovision profit ratio, biến NPL ratio, biến Stock of NPLs.
Bảng 4.7- Kết quả hồi quy các mô hình mối quan hệ giữa các đặc tính HĐQT và lần lượt là các biến ROE, Preprovision profit ratio, NPL ratio, Stock
of NPLs bằng phương pháp GMM
Hồi quy ước lượng GMM | ||||
ROE | Preprovision profit ratio | NPL ratio | Stock of NPLs | |
Mô hình (7) | Mô hình (8) | Mô hình (9) | Mô hình (10) | |
L1.ROE | 47.63686*** (5.51) | |||
L1.Preprovision profit ratio | 56.33231*** (5.34) | |||
L1.NPLratio | 42.93018* (1.75) | |||
L1.StockofNPLs | 44.98224*** (2.88) | |||
L1.BoardSize | -0.13933 (-0.31) | -0.11493** (-2.15) | 0.37306** (2.02) | 12.11196 (1.61) |
L1.Meetings | -0.4953*** (-3.21) | -0.03516*** (-3.65) | 0.06544* (1.80) | 2.36667 (1.02) |
L1.Duality | -1.27196 (-0.62) | -0.48943 (-1.54) | 1.27584 (1.16) | 46.17026 (1.15) |
L1.IndepDirector | 1.88755 (0.09) | -1.87337 (-0.69) | 23.00129** (2.19) | 948.8504* (1.91) |
L1.PoliticalDirector | -7.92748* (-1.92) | -0.33135 (-0.65) | -0.52095 (-0.34) | -7.66191 (-0.09) |
BankSize | 1.521 (0.97) | -0.03871 (-0.26) | 0.32449 (0.60) | 66.13522** (2.05) |
LoanRatio | -1.57633 (-0.23) | 0.91134 (1.36) | -4.08445** (-2.42) | -73.40137 (-1.41) |
CapitalRatio | 25.52015 (0.77) | 0.97723 (0.28) | 11.65835 (0.93) | 5.116042 (1.06) |
Có thể bạn quan tâm!
-
Phương Pháp Đo Lường Hiệu Quả Hoạt Động Của Ngân Hàng -
Ma Trận Hệ Số Tương Quan Giữa Các Biến Nghiên Cứu Được Trình Bày Bên Dưới -
Kiểm Định Hiện Tượng Phương Sai Sai Số Thay Đổi -
Tóm Tắt Kết Quả Nghiên Cứu Thực Nghiệm So Với Dấu Dự Đoán -
Các đặc tính của Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động của ngân hàng thương mại Việt Nam - 9 -
Các đặc tính của Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động của ngân hàng thương mại Việt Nam - 10
Xem toàn bộ 113 trang tài liệu này.
Hồi quy ước lượng GMM | ||||
ROE | Preprovision profit ratio | NPL ratio | Stock of NPLs | |
Mô hình (7) | Mô hình (8) | Mô hình (9) | Mô hình (10) | |
List | 2.36054 (1.37) | 0.23531 (1.04) | 0.89912 (0.97) | 47.72882 (1.34) |
ForStgInvestor | 0.30887 (0.28) | 0.00529 (0.03) | 0.51813 (1.03) | 16.01611 (0.70) |
PLGState | 2.37812 (0.64) | 0.15602 (0.48) | 0.1791 (0.16) | -11.6892 (-0.21) |
PLGForeign | -3.37437 (-0.31) | 0.23978 (0.19) | -1.67801 (-0.39) | 86.53233 (0.58) |
PLGPrivate | -26.85115** (-2.44) | -1.66914* (-1.80) | 4.36228 (0.80) | 97.19662 (0.67) |
N | 96 | 96 | 93 | 93 |
AR (1) | 0.129 | 0.017 | 0.337 | 0.200 |
AR (2) | 0.492 | 0.160 | 0.211 | 0.180 |
Sargan test | 0.006 | 0.458 | 0.741 | 0.980 |
Hansen test | 0.993 | 0.994 | 0.996 | 0.999 |
Nguồn: Tác giả tổng hợp dựa trên kết quả xử lý dữ liệu trên phần mềm Stata 13 (Ghi chú:
Thống kê t (t- Statistic) được trình bày trong ngoặc đơn “()”, với *, **, *** tương
ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%. Biến công cụ cho phương trình:
Tiêu chuẩn:
Mô hình (7), mô hình (8), mô hình (9), mô hình (10): L2.BoardSize L2.IndepDirector L2.PoliticalDirector BankSize LoanRatio CapitalRatio Listed ForStgInvestor PLGState PLGForeign PLGPrivate.
GMM- loại (Số biến bị mất=0, biến công cụ riêng biệt cho từng giai đoạn: L2.ROE L2.Meetings L2.Duality)
Đối với biến ROE ở mô hình (7), kết quả hồi quy ở cột 1, Bảng 4.7 cho AR (1) có giá trị p-value > 0.1 nên chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là kiểm tra tự tương quan trong mô hình là không phù hợp. Thêm vào đó, kiểm định Sargan có giá trị p- value <0.1 nên bác bỏ giá thuyết H0, nghĩa là biến công cụ không ngoại sinh nên hồi quy bằng phương pháp GMM đối với biến ROE không phù hợp, cho kết quả hồi quy không đáng tin cậy.
Đối với biến NPL ratio ở mô hình (9), biến Stock of NPLs ở mô hình (10) kết quả hồi quy ở cột 3, cột 4, Bảng 4.7 cho AR (1) có giá trị p-value >0.1 nên chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là kiểm tra tự tương quan trong mô hình là không phù hợp nên hồi quy bằng phương pháp GMM đối với các biến này cũng không phù hợp và kết quả hồi quy không đáng tin cậy.
Đối với tỷ số lợi nhuận trước dự phòng ở mô hình (8), kết quả hồi quy ở cột 2, Bảng 4.7 cho thấy các cuộc họp của HĐQT có mối quan hệ ngược chiều với tỷ số lợi nhuận trước dự phòng ở mức ý nghĩa thống kê 1%, quy mô HĐQT có mối quan hệ ngược chiều với tỷ số lợi nhuận trước dự phòng ở mức ý nghĩa thống kê 5%. Tương tự như mô hình 1- mô hình 6 đã trình bày ở trên, tỷ lệ sở hữu cổ phần của cổ đông lớn nhất là tư nhân cũng có mối quan hệ ngược chiều với tỷ số lợi nhuận trước dự phòng ở mức ý nghĩa thống kê 10%. Và cũng tương tự như ROA, tỷ số lợi nhuận trước dự phòng cũng có mối quan hệ cùng chiều với chính độ trễ thứ nhất của nó ở mức ý nghĩa thống kê 1%, thể hiện xu hướng phụ thuộc rất lớn vào tỷ số lợi nhuận trước dự phòng sẵn có của mỗi ngân hàng.
Thêm vào đó, kiểm định Sargan test và kiểm định Hansen test cho thấy giá trị p> 0.1, nghĩa là chấp nhận giả thuyết H0 của hai kiểm định trên, nghĩa là biến công cụ là ngoại sinh và mô hình có tính hiệu lực. Ngoài ra, kiểm định Arellano- Bond về tự tương quan đều có AR (1) cho giá trị p-value <0.1 (p-value=0.017) nên bác bỏ giả thuyết H0 và AR (2) cho giá trị p-value> 0.1 (p-value= 0.160) nên chấp nhận giả thuyết H0 (với giả thuyết H0: không tự tương quan và được áp dụng cho số dư sai phân). Qua đó, ta thấy kiểm định tự tương quan trong mô hình là phù hợp.
Như vậy, kết quả hồi quy ở Bảng 4.7 cho thấy chỉ có mô hình (8) là có ý nghĩa thống kê và có độ tin cậy, thuyết phục hơn so với các mô hình (7), mô hình (9), mô hình (10). Kết quả hồi quy này cũng có nghĩa là ngân hàng mà có quy mô HĐQT càng bé, tổ chức các cuộc họp HĐQT trong năm càng ít sẽ làm tăng hiệu quả hoạt động của ngân hàng hơn.
4.5 Thảo luận kết quả về mối quan hệ giữa các đặc tính HĐQT và hiệu quả hoạt động của các NHTM cổ phần Việt Nam
Nhìn chung, các kết quả hồi quy bằng phương pháp GMM được trình bày ở Bảng 4.6, Bảng 4.7 hỗ trợ giả thuyết cho rằng các thành viên HĐQT đóng vai trò quan trọng trong các ngân hàng thương mại cổ phần ở Việt Nam. Cụ thể:
Các cuộc họp của HĐQT có mối liên hệ ngược chiều (-) với hiệu quả hoạt động của ngân hàng ở mức ý nghĩa 1% (đại diện bởi biến ROA, biến Preprovision profit ratio). Hệ số hồi quy giữa biến Meeting với ROA qua các mô hình 1 đến mô hình 6 dao động trong khoảng từ 0.026 đến 0.032 cho biết khi các cuộc họp HĐQT càng tăng hoặc giảm 1% thì tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản sẽ giảm hoặc tăng dao động trong khoảng từ 0.026% đến 0.032%. Hệ số hồi quy giữa biến Meeting với Preprovision profit ratio là 0.03516 cho biết khi các cuộc họp HĐQT càng tăng hoặc giảm 1% thì tỷ lệ lợi nhuận trước dự phòng sẽ giảm hoặc tăng 0.03516%. Như vậy, từ thực tiễn Việt Nam, kết quả hồi quy này đã chứng minh cho giả thuyết nghiên cứu 8 (H8: Các cuộc họp HĐQT có mối quan hệ ngược chiều với hiệu quả hoạt động của ngân hàng). Thông thường, các cuộc họp sẽ có tác động tích cực đối với hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu của tác giả đối với các NHTM cổ phần ở Việt Nam cho kết quả ngược lại. Đây là một điểm mới so với các nghiên cứu trước đó, tuy nhiên kết quả nghiên cứu của tác giả ủng hộ kết quả nghiên cứu của Vafeas (1999) cho rằng tần suất các cuộc họp HĐQT có ý nghĩa tiêu cực (-) đến hiệu quả hoạt động, điều này có thể là kết quả của cuộc họp HĐQT thường xuyên hơn để giải quyết hiệu quả hoạt động kém. Có thể do trong giai đoạn 2006- 2016, các NHTM cổ phần tại Việt Nam họp nhiều nhưng để giải
quyết tình hình hoạt động kém. Số lượng các cuộc họp nhiều nhưng không có chất lượng do các thành viên HĐQT đóng vai trò tiên phong trong các cuộc họp thảo luận và trao đổi ý kiến về cách làm thế nào để giám sát và tư vấn cho Ban điều hành để nâng cao hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Nhưng do số lượng các cuộc họp quá nhiều nên các thành phần dự họp không có thời gian để chuẩn bị tốt tài liệu để có những ý kiến, đề xuất để giải quyết vấn đề hiệu quả. Thực tế, thời gian qua, các ngân hàng Việt Nam cũng hoạt động không tốt nên ngân hàng nhà nước phải tiến hành tái cơ cấu các tổ chức tín dụng nhằm giữ vững sự ổn định, an toàn hệ thống ngân hàng cũng giải thích phần nào cho kết quả nghiên cứu của tác giả. Tuy nhiên, do chỉ nghiên cứu tại 26 NHTM cổ phần Việt Nam trong giai đoạn 2006- 2016 nên chưa thể đưa ra kết luận là các cuộc họp càng thường xuyên sẽ làm giảm hiệu quả hoạt động của ngân hàng nói chung. Vì vậy, điểm cần lưu ý chính trong kết quả nghiên cứu là mối quan hệ ngược chiều (-) giữa các cuộc họp HĐQT với hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
Quy mô HĐQT có mối liên hệ ngược chiều (-) với hiệu quả hoạt động của ngân hàng ở mức ý nghĩa 5% (đại diện bởi biến ROA, biến Preprovision profit ratio) là minh chứng cho giả thuyết 1 (H1: Quy mô HĐQT có mối quan hệ ngược chiều với hiệu quả hoạt động của ngân hàng). (ngoại trừ trường hợp hồi quy ROA với các biến đặc tính HĐQT BoardSize, Meetings, Duality, IndepDirector, BusyDirector là không có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê). Hệ số hồi quy giữa biến BoardSize với ROA qua các mô hình 1 đến mô hình 6 dao động trong khoảng từ 0.072 đến 0.090 cho biết khi quy mô HĐQT càng tăng hoặc giảm 1% thì tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản sẽ giảm hoặc tăng dao động trong khoảng từ 0.072% đến 0.090%. Hệ số hồi quy giữa biến BoardSize với Preprovision profit ratio là 0.11493 cho biết khi quy mô HĐQT càng tăng hoặc giảm 1% thì tỷ lệ lợi nhuận trước dự phòng sẽ giảm hoặc tăng 0.11493%. Kết quả nghiên cứu này của tác giả ủng hộ kết quả nghiên cứu của Jensen (1993) cho rằng HĐQT của công ty lớn thường ít hiệu quả hơn do các vấn đề về hợp tác, kiểm soát và sự linh hoạt trong việc ra quyết định, hoặc gây ra sự kiểm soát quá mức đối với các Tổng Giám đốc (CEOs).
Yermack (1996) và Eisenberg và cộng sự (1998) cho rằng các công ty có quy mô Hội đồng quản trị nhỏ có kết quả kinh doanh vượt trội hơn. Và kết quả nghiên cứu của Qi Liang, Pisun Xu, Pornsit Jiraporn (2013) cho rằng HĐQT với quy mô lớn đại diện cho việc quản trị không hiệu quả và có ảnh hưởng bất lợi đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Tại Việt Nam, kết quả nghiên cứu của tác giả ủng hộ kết quả nghiên cứu của Vò Hồng Đức và Phan Bùi Gia Thủy (2013) và PGS, TS.Phạm Hữu Hồng Thái, Phan Thị Mỹ Kiều (2018) cho rằng quy mô HĐQT có mối quan hệ ngược chiều với giá trị DN. Như vậy, thực tiễn trên thế giới và Việt Nam đều thống nhất với quan điểm cho rằng quy mô HĐQT càng lớn sẽ khó khăn cho việc truyền đạt thông tin và không linh hoạt trong việc ra quyết định do nhiều thành viên HĐQT sẽ có nhiều quan điểm, do đó dễ dẫn đến bất đồng, không hợp tác và khó khăn thống nhất trong việc ra quyết định. Kết quả nghiên cứu của tác giả có ý nghĩa đóng góp vào thực tiễn tại Việt Nam.
Thành viên HĐQT lớn tuổi có mối quan hệ ngược chiều (-) với hiệu quả hoạt động của ngân hàng ở mức ý nghĩa 10% (đại diện bởi biến ROA) là minh chứng cho giả thuyết nghiên cứu 5 (H5: Thành viên HĐQT lớn tuổi có mối quan hệ ngược chiều với hiệu quả hoạt động của ngân hàng). Hệ số hồi quy giữa biến OldDirector với ROA là 0.03197 cho biết thành viên HĐQT lớn tuổi càng tăng hoặc giảm 1% thì tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản sẽ giảm hoặc tăng 0.03197%. Kết quả nghiên cứu này của tác giả ủng hộ kết quả nghiên cứu của Core và cộng sự (1999) cho rằng thành viên HĐQT mà lớn hơn 69 tuổi đồng nghĩa với hệ thống quản trị công ty yếu hơn và sẽ chi trả cho Ban Giám đốc còn nhiều hơn, hay nghiên cứu của Fahlenvrach (2009), Li và Srinivasan (2011) cho rằng tuổi của CEO gia tăng sẽ làm giảm hiệu quả hoạt động của công ty. Tại Việt Nam, kết quả nghiên cứu của tác giả giống với kết quả nghiên cứu của Phan Bùi Gia Thúy, Trần Đức Tài (2017), cho rằng tồn tại hiệu ứng biên giảm dần của ROA khi gia tăng thành viên HĐQT lớn tuổi. Nguyên nhân là do thành viên HĐQT lớn tuổi có ưu điểm là nhiều kinh nghiệm quản lý nhưng cũng có khuynh hướng bảo thủ và độc đoán dẫn đến ra quyết định tiềm ẩn nhiều rủi ro do đó có tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động. Trong
khi các nhà quản lý trẻ tuổi có khuynh hướng sáng tạo và chấp nhận đổi mới, kỹ năng và nắm bắt vấn đề nhanh nhạy nên dễ tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động hơn. Kết quả nghiên cứu của tác giả vì vậy có ý nghĩa đóng góp thêm vào các nghiên cứu tại Việt Nam.
Việc Chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm chức danh TGĐ có mối quan hệ ngược chiều (-) với hiệu quả hoạt động của ngân hàng ở mức ý nghĩa 5% (đại diện bởi biến ROA) là minh chứng cho giả thuyết nghiên cứu 7 (H7: Việc chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm chức danh TGĐ có mối quan hệ ngược chiều với hiệu quả hoạt động của ngân hàng). Hệ số hồi quy giữa biến Duality với ROA là 0.48939 cho biết việc Chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm chức TGĐ của doanh nghiệp khác càng tăng hoặc giảm 1% thì tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản sẽ giảm hoặc tăng 0.48939%. Kết quả nghiên cứu này của tác giả ủng hộ kết quả nghiên cứu của Jensen (1993) lập luận rằng việc Chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm chức danh TGĐ hay bổ nhiệm kép của chủ tịch HĐQT và TGĐ, tập trung quá nhiều quyền lực vào một cá nhân có thể là nguyên nhân của việc ra quyết định không đem lại lợi ích tốt nhất đối với các cổ đông thiểu số. Yermack (1996) cho rằng việc Chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm TGĐ giảm đi sự độc lập của HĐQT. Trong ngành ngân hàng, Pi và Timme (1993) cho rằng hiệu quả chi phí và lợi nhuận trên tổng tài sản thấp hơn khi TGĐ đóng vai trò như Chủ tịch HĐQT trong ngành ngân hàng Mỹ. Tại Việt Nam, kết quả nghiên cứu của tác giả ngược với kết quả nghiên cứu của Pham và ctg (2015) và Phan Bùi Gia Thúy, Trần Đức Tài (2017), cho thấy những công ty tồn tại quyền kiêm nhiệm sẽ có hiệu quả hoạt động cao hơn so với công ty không có cấu trúc này. Lý giải kết quả này có thể dựa trên nghiên cứu của Truong và ctg (1998). Các tác giả cho rằng có sự khác biệt về phong cách lãnh đạo ở Việt Nam so với quốc tế được gọi là văn hóa “khoảng cách quyền lực cao”. Do đó, kết quả nghiên cứu của tác giả có đóng góp mới vào các nghiên cứu tại Việt Nam. Và kết quả này phần nào phản ánh thực trạng tình hình hoạt động của ngành ngân hàng Việt Nam hiện nay, góp phần giúp các nhà hoạch định chính sách tại Việt Nam ban hành, sửa đổi bổ sung các văn bản pháp luật có liên quan nhằm đảm bảo an toàn hoạt động cho hệ thống ngân hàng Việt