-
Thông tin
-
Quiz
Tạp chí Kinh tế và Tài chính hàng quý | Học viện Hành chính Quốc gia
Hiệu quả của tính độc lập của hội đồng quản trị ở các công ty có quyền tự quyết cao Tài liệu giúp bạn tham khảo, ôn tập và đạt kết quả cao. Mời đọc đón xem!
Thống kê lao động (HRF2006) 121 tài liệu
Học viện Hành chính Quốc gia 768 tài liệu
Tạp chí Kinh tế và Tài chính hàng quý | Học viện Hành chính Quốc gia
Hiệu quả của tính độc lập của hội đồng quản trị ở các công ty có quyền tự quyết cao Tài liệu giúp bạn tham khảo, ôn tập và đạt kết quả cao. Mời đọc đón xem!
Môn: Thống kê lao động (HRF2006) 121 tài liệu
Trường: Học viện Hành chính Quốc gia 768 tài liệu
Thông tin:
Tác giả:
Preview text:
lOMoARcPSD|507 308 76
Tạp chí Kinh t ế và T ài chính hàng q uý 85 (2022) 103–11 7
Danh s ách nội d ung có s ẵn t ại ScienceDirec t
Tạp c hí Kinh t ế và Tài c hính hàng quý
trang chủ c uối cùng c ủa tạp c hí: www.elsevier.com/locate/qre f
Hiệu quả của tính độc lập của hội đồng quản trị ở các công ty có quyền tự quyết cao Hui L iang James a,,
Nilakshi B orahb, Roger L irelya
MộtKhoa Kế t oán, Tài chính và L uật Kinh d oanh, Trường C ao đẳng Kinh d oanh S oules, Đại h ọc Texas t ại Tyler, 3900 U niversity Blvd, Tyler, T X 75799, Hoa Kỳ
bKhoa T ài chính, Đại học Wisconsin-La C rosse, La Crosse, WI 54601, Hoa Kỳ thông tin b ài v iết trừu t ượng Lịch s ử bài viết:
Chúng tôi x em x ét tác đ ộng c ủa quyền tự q uyết định c ủa nhà q uản l ý đối v ới tính đ ộ
c l ập của h ội đ ồng q uản t rị và công t y
Đã nhận v ào ngày 2 3 tháng 8 n ăm 2019
trên m ỗi hình t hức t rong giai đ oạn 1 998-2013. C húng tôi nhận t hấy r ằng c ác c ông t y c
ó quyền quyết đ ịnh c ao, t hường có đ ặc
Đã nhận ở d ạng sửa đổi ngày 1 2 tháng 8 năm 2020
điểm l à khả n ăng k hác biệt h óa s ản p hẩm c ao, tốc đ ộ tăng t rưởng t hị trường c ao v à
nhiều phương á n hành đ ộng t iềm n ăng d ành
Được c hấp n hận n gày 29 t háng 1 0 n ăm 2 020
cho các g iám đ ốc điều h ành, c ó tỷ lệ giám đ ốc độc l ập n hỏ hơn v à khả n ăng song h à
nh g iữa C EO-chủ tịch t hấp h ơn. H ơn nữa, h iệu
Có s ẵn trực t uyến v ào ngày 5 tháng 11 năm 2020
quả hoạt đ ộng c ủa c ông t y có mối quan h ệ n ghịch đảo v ới tính đ ộc l ập c ủa hội đ ồng
q uản t rị trong các c ông t y có quyền quyết
định c ao và tác đ ộng t iêu c ực sẽ lớn h ơn k hi chúng liên q uan đ ến c hi p hí thu t hập
t hông tin c ao. Phát h iện c ủa c húng tôi c hỉ Từ khóa:
ra rằng m ột c uộc c ải cách t hống n hất v ề “một q uy mô phù h ợp c ho tất c ả” đối v ới h
ội đ ồng q uản t rị c ông ty c ó thể làm g iảm Thành p hần h ội đồng
hiệu q uả của h ội đ ồng quản t rị ở m ột số l oại h ình công t y. Cơ cấu lãnh đ ạo
© 2 020 H ội đồng q uản t rị c ủa Đại h ọc I l inois. Đ ược x uất bản b ởi E lsevier Inc. M ọi Tôn trọng q uản l ý quyền được b ảo lưu. Hiệu s uất công t y Phân l oại J EL: G34 G38 1. G iới thiệu
Không c ó s ự đồng t huận trong c ác tài l iệu hiện c ó v ề cơ c ấu l ãnh đạo t ối ưu.
Những người ủng h ộ l ãnh đạo đ ộc lập c ho r ằng việc k ết hợp v ai trò c ủa C EO và c hủ
Lý t huyết đại d iện c ho rằng c ác nhà q uản l ý có x u h ướng lựa c họn các d ự á n không
tịch sẽ c ản trở t ính h iệu quả c ủa hội đ ồng quản t rị trong v iệc giám s át h ành động
phải lúc n ào c ũng mang l ại lợi í ch tốt n hất c ho cổ đ ông ( Jensen, 1 986). của các C EO ( Co
re, H olthausen, & Larcker, 1 999; Fama & Jensen, 1 983; Goyal & Park,
Hội đồng q uản trị c ủa m ột công t y, thực h iện chức n ăng tư v ấn v à g iám sát b an lãnh
2002 ; J ensen, 1 993; Lipton & Lorsch, 1 992).
Ngược lại, n hững người ủ ng hộ l ãnh đ ạo
đạo c ấp cao, l à một t rong n hững cơ c hế quản t rị nội b ộ n hằm kiểm s oát xung đ ột đ ại
kép c ho rằng t ính hai m ặt làm g iảm c hi phí t hông tin v à t ạo điều k iện cho v iệc ra
diện giữa n gười quản l ý và c ổ đ ông. Nhiều n ghiên cứu t rong lĩnh v ực quản t rị doanh
quyết đ ịnh nhanh c hóng ( Adams, A lmeida, & Ferreira, 2 005; Anderson & A nthony, 1 986;
nghiệp khám p há cơ c ấu v à hiệu q uả của h ội đ ồng quản t rị và c ho r ằng mức đ ộ đ ộc
Brickley, C oles, & J arrel , 1 997; F inkelstein & D'Aveni, 1 994). Mặc d ù thiếu s ự
lập c ủa hội đ ồng quản t rị ảnh h ưởng đ ến khả n ăng thực h iện các c hức n ăng quan t rọng
đồng thuận, c ác nghiên c ứu nhìn c hung đều đ ồng ý r ằng c ơ cấu l ãnh đ ạo tối ư u phụ
của hội đ ồng quản t rị. Từ q uan đ iểm lý t huyết, các g iám đốc đ ộc l ập có t hể g iảm
thuộc v ào sự c ân b ằng giữa ư u điểm v à n hược điểm c ủa tính h ai mặt.
thiểu xung đ ột đại d iện giữa n gười quản l ý v à cổ đ ông t hông qua v iệc giám s át. Tuy
nhiên, hiệu q uả của v iệc g iám sát p hụ thuộc v ào sự s ẵn c ó c ủa thông t in.
Bởi v ì c ác nhà q uản lý c ấp c ao được b ổ nhiệm v ào các v ị t rí điều h ành với m ục
tiêu d uy t rì và c ải thiện h iệu suất v à h iệu quả c ủa tổ c hức ( Barker, P atterson, &
Về bản c hất, các t hành viên H ĐQT độc l ập “ phụ thuộc” v ào thông t in nội b ộ đ ể thực
Muel er, 2 001), điều quan t rọng là p hải hiểu đ iều gì c ản t rở các n hà lãnh đ ạo v à,
hiện chức n ăng của m ình. Cả n ghiên cứu l ý t huyết và t hực nghiệm đ ều chỉ r a r ằng mức
mặt khác, h iểu điều g ì c ho phép h ọ gây ả nh h ưởng. kết quả c ủa t ổ chức.
độ p hản đối t ối ư u của g iám đốc đ ộc l ập phụ t huộc vào s ự c ân bằng g iữa việc c ải
thiện h oạt động g iám sát v à t ư vấn h iệu quả v ới c hi phí t hông tin t ăng l ên ( Ad ams
Sự t ùy ý q uản l ý c ó thể đ ược định n ghĩa là p hạm v i quản l ý h ành động c ó sẵn c ho
& F erreira, 2007; D uchin, Matsusaka, & O zbas, 2010; Harris & Raviv, 2 008; Hermalin
người ra q uyết định ( ví dụ: n gười quản l ý cấp c ao) t rong một t ình huống n hất định
& W eisbach, 1998; Raheja, 2 005). ( Ha
mbrick & Finkelstein, 1 987). Quyền q uyết định c ao hơn m ang lại c ho c ác nhà l ãnh
đạo n hiều lựa c họn hơn ( Ca
mpbel, C ampbel, S irmon, B ierman, & T uggle, 2 012) và
phạm vi h ành đ ộng rộng h ơn ( Ha
mbrick & A brahamson, 1 995). Hambrick v à F inkelstein
(1987) cho rằng c ác yếu t ố q uyết định p hạm vi h ành đ ộng quản l ý đến t ừ b a nguồn:
môi t rường nhiệm v ụ (đặc b iệt là n gành của n ó), c ác yếu t ố n ội bộ c ủa tổ c hức v à con người. Tác giả tương ứ ng.
Địa chỉ email: hjames@uttyler.edu ( HL
James), nborah@uwlax.edu (N. Borah), rlirely@uttyler.edu ( R. Lirely ).
https://doi.org/10.1016/j.qref.2020.10.021 1062-9769 /
© 2020 H ội đồng q uản trị của Đại học Ilinois. Đ ược x uất bản bởi Elsevier I
nc. M ọi quyền được b ảo lưu. Downloaded by no ce (nnc2@gmail.com) lOMoARcPSD|50730876 Machine Translated by Google Khả năng lãnh đ ạo.
Trong loạt t hử nghiệm thứ hai, chúng t ôi x em x ét t ác đ ộng c ủa q uyền t ự q uyết định t rong
quản lý đối với mối liên hệ g iữa t ính đ ộc l ập c ủa h ội đ ồng q uản t rị. và hiệu suất v ững chắc. HLJames và c ộng sự.
Các tài liệu cho t hấy r ằng m ối l iên h ệ g iữa t hành p hần hội đ ồng quản trị và hiệu quả hoạt đ
ộng p hụ t huộc v ào đặc điểm của c ông ty.3 Coles, Daniel, và N aveen, ( 2008) cho t hấy tỷ lệ giám đ
đặc điểm tuổi t ác.1 Hambrick và Finkelstein ( 1987) đề xuất rằng mức độ
ốc độc lập có liên quan đến h iệu q uả h oạt đ ộng t ốt h ơn t rong c ác c ông ty c ó nhiều vấn đề về
tùy ý quản lý ở cấp đ ộ ngành là
đại diện hơn v à m ức đ ộ t hấp h ơn.
được xác đ ịnh chung bởi một số yếu tố, b ao gồm khả năng khác biệt của sản p hẩm, tăng
thông tin bất cân xứng v à hiệu quả hoạt đ ộng k ém ở c ác c ông t y c ó í t vấn đề đại diện và
trưởng thị trường, cơ c ấu ngành, sự thiếu vắng sức mạnh các lực lượng bên ngoài, cường độ vốn
sự bất cân xứng t hông t in c ao h ơn. T rong c ùng m ột tĩnh mạch, Duchin và cộng sự. (2010) và những yếu tố khác.
cho t hấy m ối l iên h ệ t ích c ực ( tiêu c ực) khi chi phí thu t hập thông tin thấp (cao). B ởi v ì chi
Hầu hết các nghiên c ứu về q uyền t ự q uyết của n hà quản lý đ ều t ập t rung v ào v ai t rò đặc
phí t hu thập thông tin cao hơn ở c ác c ông t y c ó q uyền q uyết đ ịnh c ao, thêm nhiều giám
điểm của n gành trong việc tạo ra quyền t ự quyết định trong ngành mức độ. N gược lại, c húng tôi đ
đốc bên n goài có thể l àm g iảm g iá t rị c ông t y. P hù h ợp v ới d ự đoán này, c húng tôi nhận
iều t ra t hực nghiệm t ác động c ủa q uyền tự q uyết định theo tuổi c ủa c on n gười ở cấp đ ộ c ông ty đ
thấy tác động t iêu c ực v à c ó ý n ghĩa mối tương tác giữa t ỷ lệ thành viên HĐQT đ ộc l ập và
ối v ới tính đ ộc l ập c ủa hội đ ồng q uản t rị v à hoạt động của công ty từ năm 1998 đ ến năm 2013.
quyết định quản lý trong h ồi quy hiệu s uất c ủa c húng t ôi. H ơn n ữa, t ác đ ộng tiêu cực sẽ
Chúng tôi đo lường t ính độc lập của hội đồng quản trị bằng tỷ l ệ phần trăm các giám đốc độc lập
lớn hơn khi các công t y l iên k ết v ới chi phí cao để có được t hông tin.
( hội đồng quản trị thành phần) v à liệu có hay không có sự đối l ập giữa CEO và chủ tịch (Khả năng
Chúng tôi t iến hành một loạt các bài k iểm t ra đ ộ b ền. Đ ể k iểm s oát c ho tính nội sinh
lãnh đạo). Chúng tôi đ o lường mức độ tự quyết định ở c ấp độ công ty bằng số dư ư ớc tính từ sự
tiềm tàng phát s inh từ s ai l ệch b iến s ố b ị b ỏ q ua v à s ai l ệch l ựa chọn mẫu, chúng tôi s ử
hồi quy của xu hướng c ấp ngành.
dụng phương pháp s o s ánh đ iểm x u h ướng cách tiếp cận n ày (Heckman & Robb, 1986; R
điểm2 về đặc điểm của công t y, bao gồm cả thông tin bất c ân xứng, tài sản vô
osenbaum & R ubin, 1 983).
hình, cơ hội tăng t rưởng và hiệu ứng cố định theo n ăm.
Cụ thể, chúng tôi kết nối t ừng công ty c ó q uyền q uyết đ ịnh c ao v ới m ột c ông t y c ó quyền q
Các tài liệu c ho thấy rằng, ở những công t y có quyền quyết định cao, các CEO c ó một loạt
uyết định thấp bằng cách sử dụng n hiều đ ặc đ iểm c ủa c ông t y v à C EO ( cao chi phí thu thập
các hoạt động tiềm n ăng với ít hạn chế hơn về h ành động của họ. Sự kết hợp này g óp phần
thông t in, đồng bằng C EO, t uổi c ông t y, R &D, t uổi đ òn b ẩy c ủa công ty, số lượng phân khúc
làm tăng thêm sự bất cân x ứng thông tin, do đ ó làm giảm hiệu quả của hội đồng quản t rị trong
kinh d oanh v à t ốc đ ộ t ăng t rưởng d oanh t hu). C ác phân tích được lặp lại với m ẫu ghép đôi. C
việc giám sát các h ành vi quản lý mang tính cơ hội v à xác minh chất l ượng của các dự án
húng t ôi l iên t ục t ìm t hấy một mối quan h ệ tiêu cực đáng kể giữa q uyền q uyết đ ịnh c ủa n gười
(Duchin và cộng s ự, 2010; Gaver & Gaver,
q uản l ý v à t ính độc lập c ủa hội đồng quản trị và thành v iên H ĐQT đ ộc l ập sự đại diện làm
1993; Smith & Watts, 1992). Bởi v ì chi phí để có thêm các giám đốc độc lập có thể l ớn hơn
giảm g iá trị công ty ở n hững c ông t y c ó q uyền t ự q uyết c ao h ơn. Hơn nữa, c húng tôi thực hiện
lợi ích của nó, quyền quyết đ ịnh cao các công ty nên được l iên kết với mức độ độc lập giám
quy trình h ồi q uy b ình p hương n hỏ n hất h ai g iai đoạn. Theo Hermanin v à Weisbach (1991);
đ ốc thấp hơn. Phù hợp với dự đoán này, chúng tôi thấy r ằng khả năng tùy ý cao các công ty
Coles et al. ( 2008), và Wang (2012), chúng tôi đ ưa c ác g iá t rị c ó đ ộ t rễ h ai n ăm c ủa các b iến
có tỷ lệ t hành viên HĐQT độc lập nhỏ hơn. C ác giả thuyết t hay thế về quản trị doanh nghiệp
cấu trúc hội đồng quản trị làm c ông c ụ. Ở g iai đ oạn đ ầu t iên, các biến số cấu trúc hội đồng
c ho rằng các cơ chế quản trị k hác nhau có thể được sử dụng thay t hế cho
quản t rị v à s ự t ương t ác c ủa c húng v ới q uản l ý quyền quyết định đ ược hồi quy theo cấu t rúc h
cung cấp sự giám sát p hù hợp (Dey, Nikolaev, & Wang, 2 016; Gompers, Ishi , & Metrick, 2010). Ít
ội đ ồng c ó đ ộ t rễ h ai n ăm các biến số và sự tương tác t rong khi k iểm s oát C EO v à c ông t y đặc
thành viên HĐQT độc lập hơn có thể l àm suy yếu việc giám sát hiệu q uả. Theo đó, cơ cấu lãnh
trưng. Trong giai đoạn thứ h ai, các g iá t rị d ự đ oán c ủa b ảng cấu trúc và sự tương tác g iữa các
đạo cần đ ược thiết kế để chống lại quyền l ực của CEO và đảm bảo giám s át thích hợp. Phù hợp
giá t rị d ự đ oán v à
với dự đ oán này, chúng tôi thấy rằng các c ông ty có quyền quyết định cao c ó liên quan đến khả
quyền quyết định của n gười quản lý được s ử d ụng n hư c ác b iến h ồi q uy. K ết q uả b ao gồm tìm
năng kiêm nhiệm c hủ tịch
thấy m ối liên hệ tiêu cực giữa t ính đ ộc l ập c ủa g iám đ ốc và h iệu suất vững chắc. CEO thấp h ơn.
Các nghiên cứu t rước đây ghi nhận m ối q uan h ệ t iêu c ực g iữa c ấu t rúc h ội đ ồng quản trị
Để đánh giá t hêm tác động của chi phí thông t in đến vị trí và khả năng lãnh đạo của
hiện t ại và đặc điểm công ty t rong q uá k hứ (Bhagat & B lack,
hội đồng quản t rị, chúng tôi chia mẫu mỗi năm t hành hai mẫu phụ dựa trên v iệc liệu chi phí
2002; Hermalin & Weisbach, 1 998). Hơn n ữa, Wintoki, L inck v à
thông tin của c ông ty có cao hơn hay không hoặc dưới mức trung bình của m ẫu. Chi phí
Netter, (2012) cho r ằng hiệu q uả hoạt đ ộng c ủa công t y trong q uá khứ c ó thể ả nh hưởng cơ cấu
thông tin được đo l ường với r ủi ro đặc trưng (Bhagat, Marr., & Thompson, 1985; Fama &
hội đồng quản trị hiện t ại. Chúng t ôi s ử d ụng h ai c ách t iếp c ận đ ể k iểm soát nguyên nhân n
Jensen, 1983; K elly, 2005) và lỗi dự báo của nhà p hân tích (Atiase & Bamber, 1994;
gược/sai l ệch biến bị b ỏ q ua t iềm ẩ n. Đ ầu t iên, c húng t ôi bao gồm g iá trị công ty bị trễ trong hồi
Krishnaswami v à Subramaniam, 1999, Duchin và cộng sự, 2010). Kết q uả cho thấy tác động
q uy h iệu s uất đ ể n ắm b ắt môi trường hợp đồng. Thứ hai, chúng t ôi t hay t hế c ác g iá t rị h iện t ại c
tiêu cực c ủa quyền tự quyết định theo độ tuổi của con người đ ối với tỷ lệ thành viên HĐQT
ủa t ất c ả các biến độc lập bằng c ác giá trị trễ c ủa c húng v à l ặp l ại phân tích. Kết q uả c ủa c húng tôi
đ ộc lập là mạnh hơn khi các c ông ty có chi phí thu thập thông t in cao hơn. Ngược lại, việc
tiếp t ục được g iữ vững.
giảm khả n ăng lãnh đạo kép là quan trọng hơn ở những công ty có chi phí thu t hập thông
tin thấp hơn. Nhìn chung, c ác bằng chứng cho thấy rằng c ác công ty xem xét thông tin chi
phí khi xác đ ịnh mức độ độc lập tối ưu của hội đ ồng quản trị.
Những p hát hiện này nhất quán với quan đ iểm cho rằng thành phần hội đ ồng quản trị và cơ
cấu lãnh đạo phát t riển để đáp ứng với việc ký kết h ợp đồng. nhu cầu (Adams & Ferreira, 2 007;
3 Mối l iên hệ giữa g iá trị công t y và tính đ ộc lập c ủa giám đốc l à không t huyết phục. Brickley v à cộng
Adams và cộng sự, 2005; Anderson &
sự. ( 1994) và Masulis và M obbs (2014) báo cáo mối l iên quan t ích cực giữa sự đại d iện của g iám đốc bên n
Anthony, 1986; B rickley và cộng sự, 1997; Duchin v à cộng sự, 2010; Fama & Jensen, 1983; Finkelstein
goài và sự g iàu có c ủa cổ đông. N gược lại,
& D'Aveni, 1994; Goyal & Park, 2 002;
Hermanin v à Weisbach ( 1991); Agrawal v à Knoeber (1996); Yermack (1996); Klein (1998); B
hagat v à Black (2002), và Fields a nd Keys ( 2003) ghi l ại một mối q uan hệ không đ áng kể. lOMoARcPSD|50730876
1 Môi t rường công v iệc được đặc t rưng bởi c ác yếu tố t rong ngành c ủa công t y và cách t hức công t y Machine Translated by Google
hoạt động t rong ngành c ủa nó. C ác yếu tố t ổ chức bên t rong bao g ồm quán tính lực l ượng, các b ên liên
quan c ó quyền l ực và nguồn l ực sẵn c ó. Cuối cùng, đ ặc điểm c á nhân c ủa một n hà điều hành c ó thể hạn c
hế hoặc n âng cao mức đ ộ mà họ t ạo ra nhiều k hóa học. hành động (Hambrick & Finkelstein, 1987). HLJames và c ộng s ự.
2 Hambrick v à Abrahamson (1995) đưa ra xếp h ạng tùy theo n gành cho c ác ngành c ó mã SIC bốn chữ s
ố, sau đó đ ược mở rộng đ ể bao g ồm nhiều hơn các ngành công n ghiệp ở Finkelstein et a l. (2009). Chúng tôi xếp h
Cuối cùng, s ự t hay đổi c hậm trong c ấu t rúc b ảng làm t ăng m ối quan h ệ
ạng theo ý t rung bình t heo h ai chữ s ố Mã S IC để tối đ a hóa số l ượng kết q uả phù hợp n hư trong Adams e t al. ( 2005) và
tương quan n ối tiếp g iữa c ác quan s át h àng năm, d ẫn đ ến sai s ố chuẩn n hỏ h ơn
Han v à cộng s ự. ( 2016).
sai s ố chuẩn t hực v à do đ ó làm t ăng k hả năng x ảy ra s ai sót l oại I (bác b ỏ giả t
Tạp chí K inh tế v à Tài chính h àng quý 8 5 (2022) 103–117
huyết không k hi đ úng r ồi). Chúng t ôi l ặp lại p hân t ích bằng c ách s ử dụng m ột
mẫu thay thế v ới các q uan s át trong k hoảng thời g ian h ai năm v ào các n ăm
Harris và Raviv, 2008; H ermalin & Weisbach, 1 998; J ensen, 1 993; Lipton & Lorsch, 1992; R aheja, 2005). Hơn n
1999, 2001, 2 003, 2 005, 2 007, 2009, 2 011 v à 2013 ( Boone, Field, K arpoff, & Raheja,
ữa, n hững k ết q uả n ày chỉ ra t ầm quan trọng của việc bổ sung t hêm q uyền t ùy ý n hư m ột k hía c ạnh k
2007; C icero, Wintoki , & Y ang, 2013; H ermalin & W eisbach, 1998; L ehn, P atro, &
hác đ ể kiểm soát sự khác biệt trong t hành phần h ội đ ồng q uản t rị v à
Zhao, 2 009; W intoki và cộng s ự, 2 012). Các kết q uả phần l ớn là n hất q uán. 104
Nghiên c ứu n ày đóng g óp c ho tài l iệu trên n hiều m ặt. B ằng cách c hỉ r a sự khác
Core et al., 1 999; F ama & Jensen, 1 983; Goyal & P ark, 2002 ; J ensen, 1 993; Lipton & L
biệt m ang t ính hệ t hống t rong c ơ cấu l ãnh đạo g iữa c ác công t y có q uyền quản l ý cao
orsch, 1 992). Đạo luật D odd-Frank, được k ý thành l uật v ào n ăm 2010, y êu c ầu các c ông
h ơn v à thấp h ơn, chúng t ôi c hứng m inh rằng s ự b ất cân x ứng về t hông tin, c ơ hội t
ty t iết l ộ trong t uyên b ố ủy quyền v ề cơ c ấu lãnh đ ạo c ủa họ v à giải t hích l ý do tại s ao
ăng t rưởng và ảnh h ưởng q uản lý l àm thay đ ổi sự c ân bằng g iữa các y ếu tố q uyết
n ó được c họn. Những n gười ủ ng h ộ lãnh đ ạo kép c ho rằng c ác C EO thường c ó k iến
định c ơ c ấu lãnh đ ạo tối ư u. Thứ h ai, n ghiên c ứu này b ổ sung cho các n ghiên c ứu g ần
thức t ốt n hất về c hiến l ược của c ông t y và v iệc phân c hia v ai trò l àm tăng s ự bất c ân x
đây v ề cấu t rúc hội đ ồng q uản trị k hông p hù hợp v ới tất cả mọi n gười (Coles v à c ộng s
ứng thông tin v à làm g iảm l ợi ích c ủa v iệc giám s át h iệu quả ở một s ố công t y (
ự, 2008; D ey, E ngel, & Liu, 2 011; D uchin v à cộng sự, 2 010) bằng c ách t iết lộ c ác thành p
Anderson & Anthony, 1 986; B rickley et al., 1 997).
hần h ội đ ồng quản t rị khác n hau v à Cơ cấu l ãnh đạo đ ược q uan sát t hấy ở các tập đ
oàn l ớn có t hể một p hần là d o quyền tự quyết đ ịnh c ủa người q uản l ý. Cuối c ùng, n
Hơn n ữa, l ý thuyết q uản l ý về l ãnh đạo k ép t hừa nhận r ằng v iệc củng c ố quyền lực m
ghiên cứu n ày bổ s ung thêm c ác tài liệu v ề mối l iên hệ g iữa h iệu quả h oạt đ ộng của c
ang l ại sự c hỉ huy r õ ràng v à quá t rình r a quyết đ ịnh h iệu quả h ơn t rong toàn c ông ty,
ông t y và tính đ ộc l ập của hội đ ồng q uản trị. C ác n hà quản l ý, các n hà n ghiên cứu h ọc
d ẫn đến n âng c ao hiệu q uả h oạt động (Adams v à cộng s ự, 2 005; Finkelstein & D'Aveni, 1
t huật và c ác cổ đông đ ều nhấn m ạnh v ào việc c ó nhiều đ ại d iện g iám đốc đ ộc lập h ơn 994).
như m ột phương t iện đ ể đạt đ ược h iệu quả h oạt động t ốt h ơn của c ông t y. Các k ết
quả trong b ài viết n ày g ợi ý rằng đ iều n ày có t hể không x ảy r a đối v ới các c ông t y có
Cơ cấu t ổ chức n ội b ộ, các y ếu t ố môi t rường v à đặc đ iểm quản l ý ảnh h ưởng đến
q uyền q uyết định c ao.
quyền q uyết đ ịnh c ủa nhà q uản lý (Hambrick & A brahamson, 1995; H ambrick &
Finkelstein, 1 987). Các n gành c ó tính k hác biệt h óa s ản phẩm c ao h ơn, nhiều c ơ hội t ăng
Bài v iết được t ổ c hức như s au. P hần 2 thảo luận c ác n ghiên c ứu liên q uan và p hát t
trưởng h ơn v à nhiều p hương á n h ành động t iềm n ăng dành c ho C EO có liên q uan đ ến
riển các g iả t huyết. Phần 3 thảo luận v ề d ữ liệu v à các b iến. P hần 4 cung cấp n hững p
quyền q uyết đ ịnh q uản l ý cao h ơn (Finkelstein & Hambrick, 1 996). Ở những c ông ty c ó
hát h iện chính. Phần 5 thảo l uận v ề các t hử nghiệm đ ộ b ền khác nhau v à p hần 6 là kết
quyền q uyết đ ịnh c ao, các n hà quản l ý c ó phạm v i hoạt đ ộng quản l ý rộng h ơn v ới ít h l uận.
ạn chế h ơn đối v ới h ành động c ủa h ọ trong m ột tình huống n hất đ ịnh (Hambrick & Finkelstein, 1 987).
2. Phát t riển v ăn học v à giả t huyết
Demsetz v à L ehn ( 1985) chỉ ra r ằng phạm v i rủi r o đạo đ ức tăng l ên k hi có s ự không c
Chức n ăng c ủa hội đ ồng b ao gồm g iám s át và t ư vấn về t uổi t ác của c on người. C
hắc c hắn v ề môi t rường. K hi đó, t ừ quan đ iểm l ý thuyết, c ác c ông t y có quyền q uyết đ
ác g iám đốc n ội b ộ có m ối quan h ệ chặt c hẽ hơn v ới c ác nhà q uản lý v à do đ ó có k hả
ịnh cao s ẽ được h ưởng l ợi từ v iệc giám s át c hặt chẽ n hưng v ới chi phí cao h ơn. C húng t
ôi dự đ oán rằng c hi p hí thông t in c ao hơn c ó thể s ẽ lấn á t lợi í ch của v iệc g iám sát h
năng t iếp c ận thông t in t ốt hơn n hưng l ại là n hững n gười giám sát y ếu hơn. H iệu q uả
iệu q uả trong v iệc g iảm chi p hí đ ại diện ở các công t y có quyền q uyết đ ịnh c ao. D o đó,
của c ác giám đ ốc b ên ngoài t rong v iệc đ ảm bảo l ợi ích của c ổ đông đ ược p hục vụ đ ầy
đủ p hụ thuộc v ào l ượng t hông tin n ội b ộ mà họ có. L ợi ích r òng c ủa việc b ổ sung t
c ác công t y có q uyền q uyết định c ao nên liên k ết v ới hội đ ồng q uản trị í t độc l ập hơn.
hêm c ác thành v iên đ ộc lập v ào hội đ ồng quản trị s ẽ tăng l ên k hi các n hà quản l ý c ó
Đ iều n ày dẫn đ ến g iả thuyết đầu tiên:
cơ hội t ận d ụng lợi í ch cá n hân nhưng l ại giảm đ i d o chi p hí thu t hập thông t in.
H1. Các c ông t y có quyền q uyết đ ịnh c ao có t ỷ lệ t hành viên H ĐQT đ ộc lập t hấp hơn.
Các n ghiên c ứu lý t huyết chỉ ra r ằng hội đ ồng do n gười n goài c hi phối c ó thể tối ưu c
ho các c ông ty g ặp vấn đ ề nghiêm trọng v ề đ ại diện, t rong k hi h ội đồng d o người t
Sự lãnh đ ạo k ép có t hể là t ối ưu c ho các c ông t y có quyền q uyết đ ịnh c ao vì l ợi ích
rong c uộc chi p hối c ó thể c ó lợi c ho các c ông t y có thông t in nội b ộ có g iá trị h ơn (
c ủa v iệc có c ơ cấu c hỉ huy đ ược x ác định r õ ràng v à quy t rình r a quyết đ ịnh n hanh h ơn
Adams & F erreira, 2007; D uchin v à cộng s ự, 2 010; Harris & R aviv , 2008; H ermalin &
sẽ t ăng l ên cùng v ới sự k hông c hắc chắn. M ặt k hác, t ính hai mặt c ủa CEO-chủ tịch c ó
Weisbach, 1 998; R aheja, 2005).4 Theo kinh n ghiệm, các n ghiên c ứu p hát hiện r a rằng c
thể g ây hại c ho n gười n ắm giữ c ổ phần, b ởi v ì CEO thường c ó khả n ăng thương l ượng
ác c ông ty c ó nhu c ầu tư v ấn lớn h ơn có h ội đồng quản t rị l ớn hơn v ới nhiều n gười b
m ạnh h ơn v à có thể t ham g ia vào c ác hành v i c ơ hội hơn k hi đ ược quyền q uyết đ ịnh n
ên n goài h ơn, trong k hi c ác công t y có sự bất c ân xứng v ề thông t in c ao hơn b ao gồm
hiều hơn (Han, N anda, & Silveri, 2016). Trong trường h ợp n ày, c ác cơ c hế quản t rị k hác
h ội đ ồng quản t rị n hỏ hơn v ới sự đại d iện n ội bộ c ao hơn ( Boone et al ., 2 007; C oles v
phải t hay t hế sự đ ộc lập c ủa lãnh đ ạo đ ể mang l ại sự g iám sát p hù h ợp. Lập l uận n ày
à cộng s ự, 2 008; L ehn và cộng sự, 2 009; L inck, Netter, & Yang, 2 008). Duchin và cộng s
phù h ợp với g iả thuyết thay t hế được đ ề xuất t rong Gompers e t al. ( 2010), người p hỏng
ự. ( 2010) cho thấy r ằng s ự hiện d iện c ủa các t hành v iên hội đ ồng q uản trị b ên ngoài d
đ oán rằng m ột hội đồng q uản t rị mạnh h ơn c ó thể được s ử d ụng như m ột cơ c hế quản
ẫn đ ến hiệu q uả h oạt động c ủa công t y t ốt hơn t rong m ôi trường c ó s ự bất c ân xứng
t rị đ ối kháng k hi c ó sự kiểm s oát n ội bộ k hông c ân xứng. T ương t ự như v ậy, Dey và c
Tạp c hí Kinh t ế và Tài c hính hàng q uý 85 (2022) 1 03–117
ộng sự. (2016) ghi n hận m ối quan h ệ tích c ực g iữa quyền s ở h ữu hai t ầng v à việc giám
s át c hủ nợ, c ho thấy c hủ n ợ có t hể được s ử dụng t hay t hế cho c ơ cấu l ãnh đạo để c
xung đ ột lợi í ch t iềm ẩn g iữa người q uản l ý và c ổ đông.
ung cấp g iám s át.5 C húng tôi đ ề xuất r ằng c ác công t y c ó quyền q uyết định c ao có n
Khi CEO đ ồng t hời là c hủ tịch h ội đ ồng quản t rị, h iệu q uả giám s át của h ội đồng q uản trị c ó thể
hiều k hả năng á p dụng s ự lãnh đ ạo đ ộc lập đ ể chống l ại c ân bằng quyền l ực c ủa CEO v
b ị giảm, đ iều n ày có t hể làm t rầm t rọng t hêm xung đ ột lợi í ch g iữa người q uản l ý và c ổ đông (
à đảm b ảo s ự giám s át độc l ập phù h ợp. Đ iều này d ẫn đ ến giả thuyết t hứ hai:
thông t in t hấp n hưng hiệu q uả h oạt động c ủa c ông ty k ém hơn k hi chi p hí t hu thập t hông t in cao.
Một t rong những v ấn đ ề gây t ranh c ãi nhất t rong q uản t rị doanh n ghiệp l à liệu c ó nên
t ách b iệt vai t rò c ủa CEO v à chủ t ịch hay k hông.
Trong n hững n ăm gần đ ây, k hả năng l ãnh đ ạo độc l ập đã t ăng từ d ưới 2 0% trong
H2. C ác công t y có q uyền t ự quyết c ao có n hiều k hả năng t ách b iệt vai t rò c ủa
S&P 500 h ai t hập kỷ t rước l ên dưới 5 0%. N hững người p hản đ ối sự l ãnh đ ạo kép
CEO v à chủ t ịch, d ẫn đến k hả n ăng xảy r a tình t rạng k iêm nhiệm C EO-chủ tịch bắt nguồn
t ừ l ập luận c ủa họ thấp h ơn.
4 M ột quan điểm k hác về c ơ cấu hội đ ồng quản t rị là quan đ iểm quản l ý cố thủ, t rong đó đ ề xuất rằng c ác CEO c ó thể thực h iện khả n ăng của mình đ ể tác đ ộng đến hiệu q uả 5 T ương tự n
hư vậy, James, B enson v à Wu, (2017) ghi nhận m ối quan h ệ tiêu c ực giữa giám s át và t ư vấn của h ội đồng quản t rị bằng c ách tác đ ộng đến v iệc đề cử v à bãi ưu đãi s ở hữu CEO v à cổ tức, n gụ ý rằng
c ổ tức đ óng vai trò t hay thế c ho quyền s ở hữu nhiệm các g iám đốc ( Hermalin & W eisbach, 1 998; Shivdasani & Yermack , 1999 ).
CEO trong việc k iểm soát c ác vấn đ ề đại diện v ề dòng t iền tự do. lOMoARcPSD|50730876 Machine Translated by Google HLJames và c ộng sự.
Tạp c hí Kinh t ế và T ài c hính hàng quý 8 5 ( 2022) 103–117 105
Để đánh g iá thêm tác động của c hi phí thông tin đến tính đ ộc lập của
3. Mẫu và biến hội đồng quản trị,
chúng t ôi sử dụng giá trị t rung bình của chi phí t hu
thập thông t in để chia mẫu thành h ai mẫu con. 3.1. Chọn mẫu
Nếu chi phí thông t in đóng vai trò quan t rọng, chúng ta nên q uan sát tính độc lập của h ội đồng quản trị để thay đ ổi một cách có hệ t hống trước tình
Chúng tôi b ắt đầu lựa
chọn mẫu v ới t ất c ả c ác c ông t y t rong c ơ s ở d ữ trạng t hông tin bất cân xứng. C ụ thể, các công ty c ó quyền quyết định cao
liệu ISS (Dịch v ụ cổ đông thể chế) ( trước đ ây g ọi l à
R iskmetrics v à I RRC). có thể có tỷ lệ thành v iên HĐQT độc lập thậm c hí còn thấp hơn và khả n ăng
Chúng tôi thu t hập thông tin kế toán c ho c ác c ông t y n ày t ừ C ompustat v à d
ữ lãnh đ ạo kép cao hơn khi c húng đi kèm với chi phí t hông tin cao hơn. Tuy
liệu về quyền sở h ữu, độ tuổi và n hiệm k ỳ c ủa C EO t ừ E xecucomp. C húng t ôi nhiên, t rong môi trường
có mức đ ộ bất cân xứng thông t in cao hơn, các công đo lường chi phí thu t hập thông tin t heo h ai c ách, ( 1) p hần d ư c ủa b iến ty có quyền quản l ý cao có thể miễn cưỡng đ ảm nhận
vai trò lãnh đ ạo kép nếu
động l ợi nhuận chứng khoán h àng ngày t hu đ ược t ừ C RSP v à ( 2) l ỗi d ự b áo c ủa họ cần s ử dụng cơ cấu lãnh đạo đ ể đối trọng với quyền l ực ngày càng tăng
nhà phân t ích thu được từ I/B/E/S. T heo t iêu c huẩn t rong t ài l iệu, c húng t ôi
của CEO do số lượng đ ại diện giám đốc đ ộc lập thấp hơn. Nếu đúng, s ự khác
loại trừ các c ông ty tài chính và t iện í ch ( mã S IC 6 000-6999 v à 4 900-4949).
biệt giữa tính độc l ập của hội đồng quản t rị và tính độc lập của l ãnh đạo
Để giảm t hiểu các vấn đề về l ựa chọn m ẫu, c húng t ôi ư ớc t ính c ác m ô h ình ở các công t y có quyền
quyết định c ao với chi phí thông t in cao hơn hoặc
với t ất cả các quan sát c ó sẵn.
thấp hơn là một c âu hỏi thực nghiệm mở. G iả thuyết thứ ba như sau:
Do đó, mẫu k hông cân bằng, với s ố l ượng d oanh n ghiệp k hác n hau m ỗi n ăm. Mẫu đầy
đủ bao g ồm 6.569 quan sát t ừ n ăm 1 998-2013.
H3. S ự đ ộc l ập của h ội đ ồng q uản t rị v à lãnh đ ạo t rong c ác c ông t y có q uyền 3.2. Biến quyết đ ịnh c ao p hụ
thuộc v ào c hi p hí t hu t hập thông t in c ủa c ông t y.
3.2.1. Tính độc lập của h ội
Các kết q uả khác nhau mô tả n ghiên cứu về mối quan h ệ giữa tính độc lập đồng quản trị Chúng t ôi đo lường t ính đ ộc l ập c ủa h ội đ ồng q uản t rị b ằng của hội đồng quản trị v à
hiệu quả hoạt động của c ông ty. Một số nghiên c ứu
tính độc lập c ủa giám đốc (Pro. Các g iám đ ốc đ ộc l ập) v à t ính đ ộc l ập c ủa kết luận rằng v iệc bổ sung thêm giám đ ốc bên ngoài
sẽ cải thiện h iệu quả
lãnh đạo ( hai chủ tịch CEO). C huyên nghiệp. T hành v iên H ĐQT đ ộc l ập l à s ố hoạt động c ủa công ty (1997, Brickley, C oles, & Terry, 1 994; Cotter,
lượng thành viên H ĐQT không phải là n hân v iên c ủa c ông t y v à k hông c ó m ối Shivdasani, & Zenner, 1997; Hermalin & Weisbach, 1998; R osenstein & Wyatt, liên hệ với
công ty t hông qua quan hệ l àm v iệc h oặc q uan h ệ k inh d oanh 1990), trong k hi những nghiên cứu k hác thấy rằng điều đ ó làm suy yếu hiệu
trước đây, tính t heo tổng số thành viên
H ĐQT. suất ( Agrawal & Knoeber, 1996; Y ermack, 1996). Một s ố nghiên cứu cho thấy
Tính đối ngẫu CEO-chủ tịch trong một b iến c hỉ b áo n hận g iá t rị b ằng 1 n ếu
mối quan hệ giữa thành p hần hội đồng quản t rị và giá trị công ty t hay đổi
CEO cũng giữ chức vụ c hủ tịch và b ằng 0 n ếu n gược l ại.
theo đ ặc điểm của công ty. Coles và cộng sự. (2008) tìm thấy mối quan hệ
tích cực giữa giá trị c ông ty và sự đại diện đ ộc lập của giám đốc đối v ới
3.2.2. T ôn trọng quản lý
các công ty có chi phí t hu thập thông tin t hấp và các vấn đề đại diện n ghiêm trọng hơn.Hannan và Freeman ( 1977) thừa nhận r ằng c ác t ổ c hức b ị g iới h ạn b ởi á p Ngược lại, họ c hỉ ra
rằng giá trị công t y giảm khi có sự đại d iện độc lập
lực b ên trong và bên ngoài. N gược lại, Andrews ( 1971) lập l uận r ằng k ết q uả của g iám đốc đối với các c ông ty có chi phí thu t
hập thông tin cao hơn v à
của tổ chức được đ ịnh hình bởi các c hiến l ược d o b an q uản l ý l ựa c họn. có nhiều cơ hội tăng t rưởng hơn. Tương tự, Duchin et al. (2010) cho t hấy
Hambrick và Finklestein ( 1987) phát t riển m ô h ình q uản l ý t ùy ý đ ể d ung h òa rằng việc bổ sung t hêm các giám đốc bên n goài sẽ cải thiện đáng k ể hiệu quả những q uan
điểm trái ngược nhau n ày. H ọ đ ề x uất r ằng c ác l ực l ượng k hác hoạt đ ộng của công ty khi c hi phí thông tin thấp n hưng lại ảnh hưởng đến
nhau c ó thể tăng cường hoặc l àm suy y
ếu q uyền t ự q uyết đ ịnh q uản l ý t ùy hiệu quả hoạt động khi c hi phí thông tin cao. Rechner và Dalton (1991) và
thuộc vào cấp độ của t ừng lực lượng. H ọ t óm t ắt b a n guồn g ốc
c ủa p hạm v i Pi và Timme (1993) ghi lại mối liên h ệ tích cực giữa tính đ ộc lập của lãnh
hành động c ủa người quản lý: m ôi trường l àm v iệc ( đặc b iệt l à n gành), c ác đạo và h iệu
quả hoạt động của c ông ty, trong khi Brickley v à cộng sự (1997)
yếu tố nội bộ c ủa tổ chức và đặc đ iểm q uản l ý. M ôi t rường n hiệm v ụ n hấn không t ìm thấy bằng chứng nào v ề mối
quan hệ này. Boyd ( 1995), cố gắng
mạnh đến đ ặc điểm ngành của c ông ty v à c ách t hức c ông t y h oạt đ ộng t rong thiết lập m ối quan hệ lãnh đạo-kết quả hoạt động trong b ối
cảnh lý thuyết ngành c ủa mình. Lực lượng đ ặc nhiệm có t hể t ăng q uyền q uyết đ ịnh q uản l ý người đ ại diện và lý thuyết quản l ý, không thể ủng hộ g iả thuyết của ông về
khi các đặc điểm của s ản phẩm thay đ ổi đ áng k ể g iữa c ác đ ối t hủ c ạnh t ranh mối liên h ệ tiêu cực giữa tính h ai mặt và hiệu suất n hưng báo cáo rằng một trong ngành
và g iảm quyền quyết định q uản l ý k hi n gành đ ược q uản l ý c hặt phân tích bổ sung cho t hấy mối liên hệ này r ất khác nhau giữa các q uốc gia. chẽ hoặc có các đ ối thủ cạnh tranh,
nhà c ung c ấp v à n gười m ua h ùng m ạnh các ngành nghề. Faleye ( 2007) nhận thấy t ính hai mặt của CEO-chủ t ịch làm (Hambrick & Finkelstein, 1 987; Porter, 1 980 ) . C ác y ếu t ố b ên t
rong t ổ tăng tỷ lệ giá t rị thị trường trên giá t rị sổ sách đối với các c ông ty phức
chức b ao gồm lực quán tính, c ác bên l iên q uan c ó q uyền l ực v à n guồn l ực s ẵn tạp nhưng
l ại giảm tỷ lệ này đối v ới các công ty không phức t ạp. có. Các nhà q uản lý có ít quyền quyết đ ịnh h ơn t rong c ác t ổ c hức c ó t ính
Nhìn chung, các nghiên c ứu chỉ ra rằng tác đ ộng định giá của thành p hần quán tính cao vì họ t hường bị hạn c hế b ởi c ác v ai t rò v à h ệ t hống k iểm s oát hội đ ồng quản trị và khả
n ăng lãnh đạo không phải l à “phù hợp cho tất c ả”.
được x ác định chính thức (Kelly & A mburgey, 1 991). Hơn n ữa, c ác b ên l iên Do lợi ích của v iệc bổ sung thêm các giám đ ốc độc
lập bị giảm d o chi phí
quan nội bộ có quyền l ực mạnh mẽ c ó t hể g iảm b ớt q uyền t ự d o q uản l ý v ì h ọ thu thập t hông tin cao hơn ở c ác công ty có quyền q uyết định cao, chúng tôi
thường chống l ại những thay đổi (Beeker, 1 997). Cuối c ùng, c ường đ ộ v ốn v à dự đoán rằng s ự độc lập của giám đ ốc sẽ có mối tương quan n ghịch với hiệu
nguồn lực s ẵn có có thể tạo điều k iện t huận l ợi h oặc h ạn c hế q uyền t ự q uyết quả hoạt động của c ông ty. Việc tách biệt v ai trò của CEO và chủ t ịch có định. Các công ty có l ượng
vốn đầu t ư đ áng k ể c ó k hả n ăng c am k ết t hực h iện thể được sử dụng n hư một cơ chế quản trị t hay thế để đảm bảo sự đ ộc lập các hành động hiện có, d o đó làm giảm p hạm v i h
ành đ ộng c ủa n hà q uản l ý trong g iám sát. Điều này dẫn đ ến mối quan hệ tiêu c ực giữa tính hai mặt c ủa (Hambrick & Macmil an, 1 985). Ngược l ại, c ác n hà q uản l ý c ó t hể t heo đ uổi
CEO-chủ tịch và giá trị công t y đối với các công t y có quyền quyết định
nhiều l ựa chọn hơn trong các c ông ty c ó n hiều n guồn l ực c ó t hể c huyển n hượng cao. Tuy nhiên, c hi
phí thu thập thông t in cao hơn sẽ làm suy y ếu tính hiệu
hơn (Hambrick & Finkelstein, 1 987). Về đ ặc đ iểm q uản l ý, đ ặc đ iểm c á n hân quả của v iệc giám sát từ một b an lãnh
đạo riêng biệt, d o đó làm giảm tác
của n hà điều hành có thể h ạn chế hoặc n âng c ao m ức đ ộ m à a nh t a/cô t a t ạo động tích cực của t ính hai mặt đối với giá t rị công ty. Do đó, mối q uan hệ
ra nhiều hướng hành đ ộng (Hambrick & F inkelstein, 1 987).
giữa tính h ai mặt của CEO-chủ tịch v à giá trị công ty trong c ác công ty có quyền quyết định cao l à
một câu hỏi thực nghiệm m ở. Giả thuyết thứ t ư của chúng tôi là: 106
Thông qua một cuộc k hảo sát nhóm đ ược t hực h iện b ởi c ác c huyên g ia h ọc H4. S ự
đ ộc l ập của h ội đồng quản t rị gắn l iền với g iá trị c ông ty t hấp hơn đ ối với c ác thuật và c ác nhà phân tích chứng k hoán, Hambrick v à A brahamson ( 1995) tạo công ty c ó q uyền t ự q uyết cao. ra
các x ếp hạng tùy ý trong n gành bằng m ã S IC b ốn c hữ s ố. S au đ ó, lOMoARcPSD|50730876 Machine Translated by Google
Han e t a l. ( 2016) cho r ằng c hất l ượng thông t in và q uyền quyết đ ịnh c ủa n gười quản l ý c ó l iên
quan t hông q ua t ác động c ủa c húng đối v ới q uyền lực của C EO. C ụ t hể, họ c hỉ r a r ằng q uyền HLJames và c ộng s ự.
quản l ý t ăng l ên và c hất l ượng t hông tin g iảm đ i trong q uyền lực c ủa C EO.
7 C húng t ôi cảm ơ n m ột t rọng tài g iấu t ên v ề đ ề xuất n ày.
Finkelstein, H ambrick và Cannel a, ( 2009) mở rộng x ếp hạng đ ể b ao gồm nhiều n gành hơn. T heo Adams và c
Tạp c hí K inh t ế v à Tài chính hàng quý 85 (2022) 103–117
ộng sự. ( 2005) và Han và c ộng s ự. (2016), chúng tôi tùy ý x ếp hạng t rung bình t heo mã SIC h ai chữ số đ ể
tối đ a hóa s ố lượng k ết quả phù hợp có t hể. H ơn nữa, c húng tôi h ồi quy điểm c ông b ố t hông tin cấp ngành
trong đ ó Rm,t l à l ợi nhuận thị t rường, Rsmb l à l ợi n huận m à c ác c ổ p hiếu n hỏ c ao c ấp k iếm
v ề các đ ặc điểm c ủa công t y để n ắm bắt tác đ ộng của s ự bất cân xứng t hông tin,6 t ài sản vô h ình và c ơ h
được s o với các c ổ phiếu l ớn, R hml thể h iện mức l ợi n huận c ao h ơn m à các c ổ phiếu c ó giá t rị sổ s ách t rên
ội tăng t rưởng đ ối với quyền t ự quyết định của nhà quản l ý v à s ử dụng s ố d ư ước t ính để đ o l ường quyền
g iá trị thị t rường cao k iếm được s o v ới g iá t rị s ổ sách t rên g iá t rị t hị trường t hấp c ủa- c ổ phiếu t ài sản và R
tự q uyết định ở cấp đ ộ công t y
umd l à phần t hưởng c ao n hất m à n gười c hiến t hắng t rong quá khứ k iếm được s o v ới người thua c uộc t rong q uá k hứ.
Thước đo c hi phí t hông tin thứ h ai của c húng t ôi l à sai s ố dự b áo c ủa N hà p hân tích, được đo b ằng c
(Res d is).7 Mô-đun được s ử d ụng để ư ớc tính q uyền quyết đ ịnh n hư sau:
hênh lệch t uyệt đối g iữa dự b áo t hu n hập trung b ình c ủa n hà p hân t ích v à thu nhập t hực tế, đ ược chia t
heo g iá trị t uyệt đ ối c ủa d ự b áo t rung b ình. K hó k hăn đ ối v ới c ác giám đốc b ên ngoài để c ó đ ược thông t in
cá n hân gia t ăng d o sai s ót t rong d ự b áo (Atiase & Bamber, 1 994; Duchin v à c ộng sự, 2 010; Krishnaswami v à
Điểm s ố trung b ình S IC2it = ˇ0 + ˇ1Tăng t rưởng d oanh số b án hàng + ˇ2R&Dit + ˇ3Capxit
S ubramaniam, 1 999). Lỗi d ự b áo c ủa nhà phân t ích l à:
+ ˇ4Rủi ro đặc t rưng + Yeart+ ε i,t (1)
trong đ ó Điểm t rung b ình SIC2it l à m ức xếp hạng t ùy ý t rung bình t heo mã S IC hai c hữ số cho công t y i
Giá t rị t rung b ình(dự b áo c ủa n hà p hân tích)i,t EPSi,t
trong năm t. C húng tôi đ o lường c ác cơ h ội tăng t rưởng bằng m ức tăng t rưởng D oanh số b án hàng, được x
Lỗi dự b áo của nhà p hân tíchi,t = (3)
|Mean(dự b áo c ủa n hà p hân t ích)i,t|
ây dựng b ằng d oanh số b án hàng h iện t ại trừ đi d oanh số b án hàng t rước
đó, chia t heo d oanh số b án hàng t rước đó. Chúng t ôi đo l ường tài sản vô h ình b ằng R&D, t ức là chi tiêu c ho
trong đ ó EPSi,t d ự b áo là t hu nhập t hực t ế trên m ỗi c ổ p hiếu.
R&D ( số 0 thay t hế các giá trị c òn thiếu), chia t heo t ổng t ài sản. C húng tôi bao gồm Capx, đ ược x ây dựng d
Trong hồi quy t ính độc l ập của hội đồng q uản t rị, c húng t ôi k iểm soát t ác đ ộng c ủa c hi phí thông tin
ựa trên c hi tiêu v ốn chia t heo tổng t ài sản. C ác công t y c ó nhiều tài s ản vô h ình hơn d ự kiến s ẽ c ó mức c hi
đến t ính đ ộc lập của hội đ ồng quản t rị b ằng c ách s ử d ụng c hỉ s ố c hi p hí t hông tin t ổng h ợp. Chi p hí thông
tiêu v ốn thấp h ơn. Chúng t ôi đo l ường sự b ất cân x ứng thông t in bằng r ủi ro đ ặc trưng, đ ược định n ghĩa b
tin c ao là một b iến chỉ b áo b ằng 1 n ếu c hỉ s ố c hi p hí t hông t in tổng hợp c ao hơn mức trung b ình m ẫu và n
ằng logarit c ủa 1 cộng v ới phương sai c ủa số dư h àng t ồn kho hàng n gày đ ược ư ớc tính t ừ mô h ình 4 yếu
gược l ại b ằng 0 , t rong đ ó c hỉ s ố c hi p hí thông t in tổng h ợp được ư ớc tính b ằng c ách s ử d ụng phân t ích n
tố F ama F rench và Carhart, được c hia t ỷ l ệ theo p hương s ai của l ợi nhuận chứng khoán h àng n gày.
hân t ố trên h ai b iến đ ại d iện được t iêu chuẩn hóa cho chi p hí thông tin: 1 ) R ủi ro đ ặc t rưng v à 2 ) C ác n hà
p hân t ích d ự báo l ỗi. Các công t y c ó chi p hí thu thập t hông tin c ao h ơn/thấp h ơn c ó c hi p hí t hông t in c ao t hay đ ổi bằng 1 /0.
3.2.3. H iệu q uả hoạt đ ộng của công t y Khi n ghiên c ứu tác động c ủa cấu trúc h ội đồng q uản t rị lên giá trị c ông ty,
chúng tôi đ ánh giá h iệu quả h oạt động c ủa công t y b ằng c ách sử d ụng g iá trị tài sản t heo g iá trị thị trường
3.2.5. B iến điều k hiển
t rên s ổ s ách, được t ính b ằng giá t rị thị trường c ủa vốn c ổ phần p hổ thông cộng v ới giá t rị sổ sách c ủa tài s
Sự cố t hủ về m ặt quản l ý l àm tăng n hu c ầu g iám s át m ạnh m ẽ h ơn (Adams & F erreira, 2 007;
ản trừ đi g iá trị sổ s ách c ủa vốn cổ p hần p hổ thông, đ ược chia t ỷ lệ. t heo giá t rị sổ s ách của t ài sản (Coles
Hermalin & W eisbach, 1998; Linck v à cộng s ự, 2 008;Raheja, 2 005). Toproxy c ho s ự c ố t hủ c ủa CEO, c húng tôi s
v à c ộng sự, 2 008; Demsetz & Lehn, 1 985; Himmelberg, H ubbard, & Palia, 1 999; Lang & Stulz, 1 994; M orck,
ử dụng l ogarit t ự nhiên c ủa m ột c ộng v ới t uổi C EO ( Ln(tuổi C EO)) v à logarit tự nhiên c ủa một cộng v ới số n
Shleifer, & Vishny, 1 988;
ăm một CEO đ ã giữ c hức v ụ C EO ( Ln(nhiệm k ỳ CEO)) ( Coles et cộng sự, 2 008; Linck và c ộng s ự, 2008). Khi c
Palia, 2 001; Yermack, 1996). Có h ai vấn đề c ó thể x ảy ra k hi đo lường g iá trị thị trường trên s ổ s ách của t ài
ác C EO đ ược c oi l à c ó năng l ực c ao, h ọ c ó thể có n hiều ảnh hưởng h ơn và t ập trung quyền r a quyết đ ịnh
sản. Đ ầu tiên, nó c ũng c ó thể là đ ại diện c ho các c ơ hội t ăng trưởng, về m ặt lý t huyết, có t hể là l ý do d ẫn
vào c hính h ọ (Hermalin & W eisbach, 1998; Raheja, 2005). Chúng t ôi đo l ường hiệu q uả h oạt đ ộng c ủa c ông t
đến những t hay đ ổi về cơ c ấu hội đ ồng quản t rị chứ không phải l à k ết quả của những t hay đ ổi đó (Boone
y bằng R OA, đ ược t ính bằng t hu n hập hoạt đ ộng t rước khi k hấu hao, c hia t heo t ổng t ài s ản.
và c ộng s ự, 2007; Lehn v à c ộng s ự, 2009; Linck và c ộng s ự. , 2008). Thứ hai, g iá trị thị trường t rên s ổ s ách c
ủa tài sản có t hể bị thổi p hồng n ếu công t y đầu tư d ưới m ức do t ính t hanh khoản hoặc h ạn chế t ài chính.
Fich và Shivdasani (2006) đề x uất r ằng v iệc bổ s ung t ốc độ t ăng t rưởng doanh t hu trong hồi q uy để kiểm
soát c ác cơ h ội tăng t rưởng v à t iềm năng đ ầu tư d ưới m ức.
Quyền sở h ữu của n gười quản l ý cao h ơn l àm g iảm c hi p hí đ ại d iện b ằng cách m ang l ại c ho người
quản l ý n hững động c ơ k huyến k hích mạnh m ẽ hơn đ ể làm v iệc vì l ợi í ch t ốt n hất c ủa c ổ đông (Jensen &
Meckling, 1976). Sự l iên kết c hặt c hẽ h ơn v ề l ợi í ch g iữa C EO v à c ổ đ ông c ó thể l àm giảm l ợi ích của việc g
iám s át của c ác g iám đ ốc đ ộc l ập (Raheja, 2 005).8 Chúng t ôi đo lường q uyền sở h ữu của CEO với C EO delta,
3.2.4. C hi phí thu t hập thông t in Fama v à
đ ược t ính bằng s ự t hay đ ổi t rong t ài sản c ủa CEO khi g iá cổ p hiếu thay đ ổi 1% (Core & G uay, 2 002), quy m
Jensen (1983) gợi ý rằng sự b ất cân x ứng thông t in lớn hơn giữa n gười trong c uộc v à người ngoài có n ô 100.000.
hiều khả năng x ảy ra ở các công t y c ó b iến động l ợi nhuận c ổ phiếu c ao hơn. Bhagat v à c ộng s ự. (1985) tìm
thấy m ối quan h ệ t ích cực g iữa biến đ ộng l ợi nhuận chứng k hoán hàng n gày c ủa một công t y cụ t hể và t
hông tin b ất cân xứng. Kel y ( 2005) c ho thấy rằng biến động đ ặc ứng c ao là d ấu hiệu c ủa một môi trường t
Các n ghiên c ứu phát h iện ra r ằng c ác c ông t y p hức hợp đ ược h ưởng l ợi n hiều h ơn t ừ một ban giám đ
hông tin k ém. Thước đ o đ ầu tiên c ủa chúng tôi về c hi phí thu thập t hông tin l à rủi r o đặc trưng, đ ược x ây
dựng d ựa trên p hương s ai của lượng hàng t ồn kho h àng ngày đ ược ư ớc tính t ừ m ô hình 4 yếu tố F ama-
ốc lớn hơn v ới nhiều người b ên n goài h ơn (Boone v à c ộng s ự, 2 007; C oles v à cộng sự, 2 008; Lehn v à cộng s
Pháp và C arhart, được tính t heo phương s ai c ủa lợi nhuận hàng t ồn kho h àng ngày. M ô hình 4 yếu t ố là s ự
ự, 2009; L inck và c ộng s ự, 2 008). Chúng t ôi đ o l ường m ức đ ộ p hức t ạp của m ột công t y bằng s ức m ạnh,
m ở rộng của mô h ình 3 y ếu tố Fama-Pháp v ới hệ s ố động l ượng:
đòn bẩy và s ố l ượng c ác p hân k húc k inh d oanh. L n(tuổi c ông ty) là l ogarit của s ố năm k ể từ l ần đầu tiên c
ông t y x uất hiện t rên C RSP. Đ òn b ẩy c ủa c ông ty l à tổng n ợ h iện tại v à nợ d ài hạn, c hia t heo t ổng tài s ản.
Ri,t = ˇm,iRm,t + ˇsmb,iRsmb,t + ˇhml,iRhml,t + ˇumd,iRumd,t + εi,t, ( 2)
N um s eg l à s ố lượng p hân đoạn kinh d oanh đ ược ước t ính từ c ác tệp p hân đoạn C ompustat. C húng t ôi s ử d
6 Mặc dù Hambrick v à F inkelstein (1987)
không chỉ r a r õ r àng rằng v iệc t iếp c ận thông t in ả nh hưởng đ ến phạm v i h ành đ ộng của n gười q uản l ý,
ụng tăng t rưởng B án hàng v à R &D để n ắm bắt cơ h ội tăng t rưởng c ủa c ác c ông t y (Cicero v à c ộng s ự, 2 013; 107
L inck v à cộng s ự, 2 008; Smith & Watts, 1 992; W intoki và c ộng sự, 2 012). Các c ông t y có m ức d òng t iền tự do c ao hơn
trị c ông t y (Mehran, 1995; M ishra, R andoy, & Jenssen, 2002) và không liên quan đến giá trị công
ty (Brick, Palia, & W ang, 2 005; Cheung & Wei, 2006; Coles, Lemmon, & Meschke, 2012; Himmelberg và c ộng s ự,
có t hể gặp p hải vấn đ ề đại d iện n ghiêm t rọng h ơn (Fama & J ensen, 1 983). Dòng tiền tự d o l à thu n hập trước l ãi vay, t 1999; P alia, 2 001).
huế v à khấu h ao Các n ghiên c ứu thực n ghiệm c ho t hấy quyền sở hữu của CEO có mối quan hệ tích cực với giá số 8 108 109 110 111 112 113 lOMoARcPSD|507 308 76 HLJames và c ộng s ự.
Tạp c hí Kinh t ế v à Tài c hính hàng quý 85 ( 2022) 103–117 Bảng 6 (Tiếp t heo)
Bảng A . Kiểm định đ ơn b iến tùy ý t hấp Tùy ý cao Sự k hác biệt ( giá trị P ) ROA 3.3186*** (0,46) R&D 7.6484*** (1,82) Đòn bẩy v ững chắc 0,6854*** (0,22) Dòng tiền tự d o 2,4946*** (0,71) Số phân đoạn 0,0104*** (0,00) Không t hay đ ổi 2 ,7291*** 3.0446*** (0,23) (0,90)
Hiệu ứng n gành và n ăm Có Đúng Quan s át 2.302 2,302 R2 0,167 0,410
Bảng này t rình bày kết q uả của các b ài kiểm t ra độ t in cậy bằng c ách s ử d ụng m ẫu
phù hợp v ới điểm x u hướng. T rong g iai đ oạn đ ầu tiên, chúng t ôi chạy mô h ình hồi quy logistic khả n ăng
của m ột công t y có q uyền t ự quyết c ao như một c hức n ăng của đ ồng b ằng CEO, c hi p hí thông tin c ao, tuổi c ông t y, t ốc độ t ăng trưởng d oanh t hu, R &D, đòn bẩy công ty,
số l ượng phân khúc kinh doanh và n ăm
hiệu ứ ng cố đ ịnh. Các c ông ty đ ược p hân l oại l à các c ông t y có m ức độ t ùy ý cao/t
hấp nếu R es dis ở trên/dưới m ức trung b ình c ủa mẫu. K hả năng ư ớc tính (điểm x u hướn g) được sử d ụng để s o sánh
mỗi quan s át t rong năm công t y v ới mức độ t hận t rọng cao đ ến một quan s át t rong nă m công t y k hác v ới mức độ t hận t rọng thấp s ử d ụng đ iểm x u hướng g ần nhất. M ẫu phù hợp bao g ồm 2.302
quan sát n ăm công t y. Bảng A báo c áo số l iệu thống k ê T để so s ánh t heo c ặp về g
iá trị trung b ình c ủa các biến đ ộc lập h ội đồng q uản t rị và c ác biến phù hợp
được t hực h iện. B ảng B báo cáo kết q uả hồi quy về t ính đ ộc lập c ủa hội đồng q uản
trị theo q uyền q uyết định c ủa người q uản l ý bằng c ách s ử d ụng m ẫu phù hợp. Các biến
phụ thuộc l à P ro.independence
các giám đ ốc trong M ô hình ( 1) v à tính k iêm n hiệm C EO-chủ tịch t rong M ô hình ( 2). B
ảng C trình b ày kết quả hồi q uy về q uyền tự q uyết định c ủa nhà q uản lý, tính độc
lập của h ội đồng quản trị v à
hiệu s uất. Mô h ình ( 1) bao gồm các ủ y quyền đ ộc lập của hội đồng q uản trị v à sự t
ương t ác của h ọ với quyền q uyết đ ịnh của người q uản lý. Mô hình (2) cộng t ất c ả c á
c b iến đ iều k hiển. T ham k hảo Bảng 1 để biết
mô t ả b iến chi t iết. Tất cả c ác b iến liên t ục đ ược winorized ở mức 1 % trên v à d ưới
c ủa phân p hối m ẫu. C ác lỗi tiêu c huẩn mạnh m ẽ đ ược n hóm l ại ở cấp đ ộ công ty
được b áo c áo trong ngoặc đ ơn. N gành này được x ác đ ịnh theo 4 9 p hân l oại n gành của Fama v à F rench ( 1997) . ***, * * v à * b iểu thị m ức ý nghĩa ở mức 1%, 5% v à 1 0%, tương ứ ng.
từ m ẫu được x ử l ý gồm các c ông ty c ó m ức độ t ùy ý cao hơn,
đưa r a c ác h ệ s ố k hông đ áng kể t rong k hi t rên thực t ế chúng c ó ý nghĩa
từ đ ó g iảm bớt mối l o ngại v ề t ính nội sinh. T hủ tục này m ang lại
( lỗi loại I I). Do đ ó, n ếu h ệ s ố ư ớc t ính 2SLS l à đáng k ể,
2.302 q uan sát trong n ăm công ty. K ết quả hồi quy logistic của
giả t huyết n ày c ần đ ược ủ ng h ộ m ạnh mẽ. T heo d õi Hermanin
so s ánh điểm x u hướng đ ược báo c áo trong Phụ lục A1 ( có sẵn
và W eisbach (1991); C oles v à c ộng sự. ( 2008) và Wang ( 2012), chúng tôi theo yêu cầu).
bao g ồm c ác g iá t rị t rễ h ai n ăm c ủa c ác b iến độc l ập c ủa h ội đ ồng quản trị
Trong g iai đoạn t hứ hai, chúng t ôi sử d ụng mẫu phù hợp đ ể k iểm t ra s ự k hác
như n hững nhạc c ụ. Trong g iai đoạn đầu tiên, c húng t ôi h ồi q uy t ính đ ộc l ập c ủa h ội đ ồng q uản trị
biệt v ề t ính độc lập của bảng b ằng cách sử d ụng t hử nghiệm đ ơn b iến cho
các b iến s ố và s ự t ương t ác c ủa c húng m ột c ách tùy ý t rong h ai n ăm
so sánh t ừng cặp của các p hương tiện v à b áo cáo kết quả trong
các g iá t rị t rễ t rong khi k iểm soát tất c ả c ác b iến đ ộc l ập k hác trong p hương
Phần A của Bảng 6. T ỷ l ệ phần t răm trung b ình của các giám đ ốc đ ộc l ập l à
trình (6) . Ở g iai đoạn thứ h ai, g iá t rị d ự đ oán của 0,7
221 ở các c ông ty c ó q uyền tự q uyết t hấp hơn và 0 ,7099 ở c ác c ông ty
tính độc lập của hội đồng quản trị và c ác tương t ác được sử d ụng như các biến hồi quy.
với sự quyết đ ịnh cao h ơn. Sự k hác biệt 0 ,0122 có ý n ghĩa ở
Sai s ố c huẩn ở c ả h ai g iai đoạn đ ược ước l ượng b ằng White's
mức 10%. N goài ra, g iá trị trung bình c ủa tính đối ngẫu C EO-Chủ t ịch
(1980) các l ỗi t iêu chuẩn m ạnh mẽ v ề t ính không đ ồng nhất đ ược nhóm l ại ở
là 0 ,6021 ở c ác công ty c ó q uyền q uyết định t hấp, so v ới 0 ,5482 ở c ác c ông ty
cấp đ ộ c ông ty đ ể t ăng hiệu q uả ư ớc t ính. Kết q uả đ ược báo c áo trong
có q uyền q uyết đ ịnh cao. Sự k hác biệt 0 ,0539 c ó ý nghĩa ở mức 1 % Bảng 7.
mức độ. Ngoài ra, c ác biến kiểm soát k hông khác b iệt đáng k ể giữa h ai n hóm công
Chúng tôi n hận t hấy r ằng s ự đ ộc l ập của hội đồng quản trị trước đây là y ếu tố
ty, cho thấy k hả năng tùy ý c ao
quyết định đ áng k ể đ ến t ính đ ộc lập c ủa hội đồng quản trị hiện tại. Quan trọng hơn,
và c ác công t y c ó quyền q uyết đ ịnh t hấp k hông t hể phân b iệt đ ược v ề những khía c ạnh đ ó.
các h ệ s ố âm v à c ó ý n ghĩa đối v ới s ự t ương t ác g iữa
Hồi quy OLS về t ính độc lập của h ội đồng sử d ụng phương p háp so s ánh
Dự đ oán Pro. G iám đốc đ ộc l ập v à Res k hông đề x uất giám đ ốc
mẫu được báo cáo t rong Bảng B . Chúng t ôi bao gồm cùng m ột b ộ đ ối c hứng
Sự độc l ập l àm s uy y ếu g iá t rị d oanh n ghiệp ở các c ông ty c ó t rình độ c ao h ơn
các biến như các biến t rong hồi quy cơ s ở c ủa chúng t ôi. Hệ s ố c ủa
tùy ý . S ố l iệu thống k ê c ủa b ài k iểm tra S anderson-Windmeijer C hi2
Res d is vẫn âm v à có ý n ghĩa ở m ức 1%. Nói chung,
khác b iệt đáng kể s o v ới 0 , c ho t hấy m ô hình k hông
những k ết quả này c ho thấy c ác c ông ty c ó q uyền q uyết định c ao c ó mức đ ộ độc l ập thấp hơn
chưa được xác đ ịnh r õ r àng. Thống k ê F của t hử n ghiệm S anderson-Windmeijer
đại diện giám đốc v à khả năng l ãnh đạo kép thấp h ơn.
trong tuần, c ác c ông cụ k hác b iệt đáng kể s o v ới 0 , b ác b ỏ g iả t huyết k hông
Chúng tôi b áo cáo kết quả thử nghiệm v ề t ác dụng điều t iết
cho r ằng các c ông cụ n ày y ếu. c ủa H ansen
quyền q uyết đ ịnh của nhà quản l ý về m ối liên h ệ giữa t ính độc l ập c ủa h ội đ ồng
Thống k ê J không c ó ý nghĩa, c ho t hấy c húng ta k hông t hể b ác b ỏ g iá t rị r ỗng
quản trị v à giá trị c ông ty b ằng cách sử d ụng m ẫu phù hợp t rong B ảng C.
giả t huyết r ằng các c ông cụ l à h ợp l ệ. N ói c hung, 2 SLS c ủa c húng t ôi
Hệ số â m v à c ó ý nghĩa v ề t ương tác g iữa
kết q uả h ồi q uy t ương t ự v ề mặt đ ịnh lượng v ới k ết q uả c hính c ủa c húng t ôi.
Chuyên nghiệp. C ác giám đốc độc lập và R es dis chỉ ra r ằng s ự đ ộc l ập c ủa g iám
Wintoki v à c ộng sự. ( 2012)
cho r ằng b ảng hiện tại đ ược quan sát
đốc cao h ơn có liên q uan đến giá trị doanh n ghiệp t hấp hơn k hi c ác c ông ty
Cấu t rúc c ủa m ột c ông ty, ở một m ức đ ộ n ào đ ó, đ ược x ác đ ịnh bởi l ịch s ử c ông ty
có mức độ t ự q uyết c ao hơn. Hệ s ố t ương t ác
hiệu s uất. Chúng t ôi b ao g ồm g iá t rị t ài s ản t heo giá t hị t rường bị t rễ
giữa t ính hai mặt CEO-Chủ tịch và R es dis là t iêu c ực nhưng không đ áng kể. N hìn
để k iểm s oát t ính k hông đ ồng n hất c ủa c ông t y k hông đ ược q uan s át h oặc b iến b ị b ỏ qua
chung, k ết quả t ừ việc s o s ánh điểm xu h ướng
thiên v ị.13 Kết q uả đ ược báo c áo t rong Bảng 8 . B iến q uan tâm
mẫu cung cấp bằng c hứng nhất q uán.
vẫn l à t huật n gữ t ương tác g iữa Pro. Giám đ ốc đ ộc l ập
Để t iếp tục giải quyết v ấn đề n ội sinh, c húng tôi thực h iện
và R es d is. Phù h ợp v ới n hững phát h iện chính c ủa c húng t ôi, nghiên c ứu đ ộc l ập
thủ tục hồi quy bình phương n hỏ nhất h ai giai đoạn t iêu chuẩn. N hư đ ã c hỉ r a
sự đại diện c ủa giám đốc l àm giảm hiệu q uả hoạt đ ộng của công t y trong các c ông ty có
trong Bartels (1991); L arcker và R usticus (2010), và Wang
(2012) , sai số c huẩn c ủa công cụ ư ớc tính 2SLS c ao hơn
của công cụ ư ớc tính OLS, l àm tăng khả năng t ìm thấy
114 13 C húng tôi cảm ơ n một t rọng tài giấu t ên vì l ời đề n ghị. 115 116 lOMoARcPSD|50730876
Cicero, D., Wintoki, B., & Yang, T. ( 2013). Các c ông ty đ ại chúng đ iều chỉnh cơ c ấu hội đồng q uản
trị n hư thế nào ? T ạp chí Tài chính Doanh nghiệp , 23, 108–127. Machine Translated by Google
Coles, J., Daniel, N ., & Naveen, L . (2008). Bảng: m ột kích thước có phù hợp với t ất cả không ? T
ạp chí Kinh tế Tài chính , 87, 3 29–356.
Coles, J., L emmon, M., & M eschke, F. (2012). Các mô h ình c ấu trúc v à tính n ội sinh t rong tài chính doanh HLJames và c ộng sự.
n ghiệp : Mối liên h ệ giữa q uyền s ở hữu c ủa nhà quản l ý v à hiệu q uả hoạt đ ộng của doanh
nghiệp . Tạp chí Kinh t ế
Tài chính , 103, 1 49–168.
Tạp chí K inh tế và Tài c hính hàng quý 85 ( 2022) 103–117
tốc đ ộ t ăng t rưởng nhanh h ơn v à q uyền tự d o c ủa C EO l ớn hơn. N hững đ ặc điểm này l
àm t hay đ ổi c ả đ iểm mạnh v à đ iểm y ếu của v iệc c ó g iám đ ốc độc l ập và s ự cân b ằng q
Core, J., & Guay, W. (2002). Ước tính giá t rị quyền chọn c ổ phiếu của nhân v iên danh mục đầu t ư và độ nhạy c ảm của
uyền l ực giữa C EO v à c hủ t ịch, dẫn đ ến m ức đ ộ đ ộc lập t ối ưu k hác nhau c ủa h ội đ ồng
chúng với g iá cả và sự b iến động. Tạp chí N ghiên cứu Kế t oán , 40, 613–630.
quản t rị. C húng t ôi thấy r ằng c ác c ông t y có m ức độ t ự quyết đ ịnh c ao h ơn c ó tỷ l ệ g
Core, J., H olthausen, R ., & Larcker, D. ( 1999). Quản trị doanh nghiệp , thù lao cho giám đ ốc điều hành v à hiệu quả hoạt
động của công ty . T ạp chí Kinh tế Tài chính , 51, 3 71–406.
iám đ ốc đ ộc lập v à t ỷ l ệ t hành v iên HĐQT độc l ập t hấp hơn. k hả n ăng c ó tính h ai m ặt c
ủa C EO-chủ tịch t hấp h ơn. K ết quả c ủa c húng t ôi nhất q uán v ới q uan điểm r ằng c ơ c ấu
Cotter, J ., Shivdasani, A ., & Zenner, M . (1997). Thành v iên HĐQT độc lập c ó tăng cường sự giàu có của c ổ đông mục tiêu t
h ội đồng q uản t rị phát t riển để đ áp ứ ng n hu c ầu ký k ết h ợp đ ồng (Adams & F erreira, 2
rong quá trình c hào mua ? Tạp chí K inh tế Tài chính , 43, 195–218.
007; Duchin v à c ộng sự, 2 010; H arris & R aviv, 2 008; R aheja, 2005).
Demsetz, H., & Lehn, K. (1985). Cơ cấu sở hữu doanh nghiệp : Nguyên nhân và h ậu quả. Tạp chí Kinh tế Chính trị , 9 3(6),
Hiệu quả h oạt đ ộng c ủa công t y c ó m ối q uan hệ n ghịch đ ảo v ới s ự hiện diện c ủa tính đ 1155–1177.
ộc l ập c ao h ơn trong h ội đ ồng q uản trị t rong c ác c ông ty c ó quyền q uyết đ ịnh cao v à t ác đ Dey, A., Engel, E ., & Liu, X. ( 2011). Vai trò CEO và chủ tịch h ội đồng quản t rị : Chia hay k hông chia ? T ạp chí Tài chính
Doanh nghiệp , 1 7(5), 1595–1618.
ộng t iêu cực s ẽ l ớn h ơn k hi chúng đ i k èm v ới chi phí t hu t hập t hông tin c ao h ơn. N hững p
Dey, A., Nikolaev, V ., & Wang, X . (2016). Quyền k iểm soát không c ân xứng và v ai trò quản lý nợ . Khoa học
hát hiện n ày b ổ s ung cho Duchin et a l. ( 2010), người nhận t hấy r ằng t ác động c ủa t ính đ ộc l
quản lý , 6 2, 2581–2614.
ập của g iám đ ốc đối v ới h iệu quả h oạt đ ộng c ủa c ông ty p hụ t huộc v ào c hi phí t hu t hập t
Duchin, R., M atsusaka, J., & Ozbas, O. (2010). Khi nào giám đ ốc bên ngoài có h iệu quả?
hông tin. Nói chung, c ác k ết q uả cho t hấy r ằng c âu h ỏi liệu n hững l ợi t hế có l ớn h ơn những
Tạp chí Kinh t ế Tài chính , 96, 1 95–214.
Faleye, O. (2007). Một chiếc m ũ có phù hợp với t ất cả không ? Trường hợp cơ c ấu
lãnh đạo doanh n ghiệp .
n hược đ iểm c ủa tính đ ộc l ập c ủa h ội đồng q uản t rị c hỉ c ó thể đ ược đánh giá b ằng c ách x em
Tạp chí Quản lý & Quản trị, 11, 2 39–259.
xét c ác t ình h uống c ụ thể c ủa c ông t y. G iống như b ất kỳ c ơ c hế quản t rị d oanh n ghiệp nào k Fama, E., & F rench, K. ( 1997). Chi phí vốn cổ p hần của ngành . Tạp chí Kinh tế Tài
hác, t ính đ ộc lập c ủa g iám đ ốc v à lãnh đ ạo không c ó g iải p háp c hung cho t ất c ả. chính , 43(2), 1 53–193.
Fama, E., & J ensen, M. ( 1983). Tách b iệt q uyền sở h ữu và q uyền kiểm soát. Tạp c hí pháp luật & Kinh t ế, 26, 301–325. Xung đột l ợi í ch
Fich, E., & S hivdasani, A. ( 2006). Các b ảng b ận rộn có giám sát hiệu quả không ? Tạp c hí Tài chính, 61, 689–724.
Trường, M., & Keys, P. (2003). Tình trạng khẩn c ấp trong quản t rị doanh nghiệp t ừ Phố Wal đ ến Phố Main : Các g iám
đốc bên ngoài , sự đa dạng trong hội đồng quản t rị , quản lý l ợi nhuận và đ ộng cơ khuyến khích n hà quản lý chấp
Không c ó m ối q uan hệ t ài c hính h oặc cá n hân n ào c ó t hể gây r a xung đ ột l n hận rủi ro. Tạp chí Tài chính , 3 8, 1–24.
ợi í ch l iên quan đ ến b ài v iết n ày.
Finkelstein, S ., & D'Aveni, R . (1994). Tính hai mặt của CEO n hư con dao hai l ưỡi : Làm thế n ào ban giám đốc cân bằng
giữa việc tránh c ố thủ và thống n hất chỉ huy.
Tạp chí Học viện Q uản lý , 3 7, 1079–1108. Người giới t hiệu
Finkelstein, S., & Hambrick, D . ( 1996). Lãnh đạo chiến l ược : Các nhà điều hành cấp cao và ả nh hưởng của họ đ ối với tổ c hức. Nhà xuất b ản Đại học Tây Nam .
Finkelstein, S., Hambrick, D ., & Cannel a, A . ( 2009). Lãnh đạo chiến l ược : lý thuyết và n ghiên cứu về các n hà điều h ành. Đội
Adams, R ., Almeida, H ., & Ferreira, D . (2005). Những CEO
quyền l ực và tác động c ủa họ đến hiệu q uả hoạt động
ngũ q uản lý h àng đầu và H ội đồng quản trị. Nhà xuất bản Đại học Oxford .
của c ông ty. Tạp chí Nghiên cứu Tài c hính , 18, 1403–1432.
Adams, R ., & Ferreira, D. ( 2007). Một lý thuyết v ề h ội đồng t hân t hiện. T ạp chí Tài c hính, 62, 2 17–250.
Gaver, J ., & Gaver, K. ( 1993). Bằng chứng b ổ sung về mối l iên hệ giữa cơ h ội đầu tư và chính sách tài c hính, cổ
Agrawal, A., & Knoeber, C. ( 1996). Hiệu q uả hoạt đ ộng c ủa công t y v à cơ c hế kiểm s oát vấn đề đại d iện giữa người q
tức và b ồi thường của d oanh nghiệp . Tạp c hí Kinh tế Kế t oán , 16, 125– 160.
uản lý và cổ đ ông. Tạp chí Phân tích
Định lượng T ài chính , 3 1, 377–397.
Gompers, P., Ishi , J ., & Metrick, A. (2010). Q uản trị cực đoan : phân tích về các công t y h ai tầng
ở Hoa Kỳ. Tạp c hí Nghiên cứu Tài chính , 23, 1051–1088.
Anderson, C ., & Anthony, A. ( 1986). Các giám đ ốc
công t y mới : h iểu b iết sâu s ắc cho hội đồng q uản t rị thành v iên
Goyal, V ., & Park, C. (2002). Cơ cấu lãnh đ ạo HĐQT và tỷ l ệ luân chuyển CEO . tạp chí của
và n gười đ iều hành. N ew York, NY: W iley.
Tài c hính Doanh nghiệp , 8 , 49–66.
Andrew, K . ( 1971). Khái n iệm chiến lược
doanh nghiệp . Homewood, I L: R. D . I rwin.
Hambrick, C., & Abrahamson, E . (1995). Đánh g iá
quyền quyết đ ịnh quản lý g iữa các ngành: một cách tiếp c ận đa p
Atiase, R K, & Bamber, L S (1994). Phản ứng
của khối l ượng giao dịch t rước thông b áo thu nhập kế t hương p háp. Tạp c hí
Học viện Quản lý , 38, 1427-1411.
oán hàng năm : Vai t rò ngày càng g ia tăng của thông t in bất đối x ứng trước khi đ ược tiết lộ. Tạp c hí Kế toán v à Kinh tế, 17(3), 3 09–329.
Hambrick, C., & Finkelstein, S. ( 1987). Quyền q uyết định của nhà quản lý : cầu nối giữa quan đ iểm p hân cực
Barker, V ., Patterson, P., & M uel er, G. (2001). Nguyên n hân t ổ chức v à h ậu quả chiến l ược về m ức độ thay t hế đ ội
v ề kết q uả của tổ c hức. Nghiên cứu về hành vi tổ c hức , 9, 369–406.
ngũ quản l ý cấp c ao trong nỗ l ực thay đ ổi hoàn t oàn .
T ạp chí N ghiên c ứu Quản lý , 3 8, 235– 270.
Hambrick, DC, & Macmil an, IC ( 1985). Hiệu q uả R &D s ản phẩm tại các đ ơn vị k inh doanh: Vai t rò của bối cảnh chiến lược
Bartels, L. ( 1991). C ác biến công cụ
v à g ần như công c ụ . T ạp chí Khoa học
Chính t rị Hoa Kỳ , 3 5, 777–
. Tạp c hí Học viện Q uản lý , 28, 5 27–547. 800.
Bhagat, S ., & Black, S . (2002). Sự k hông tương quan g iữa tính độc l ập của hội đồng q uản trị và hiệu quả hoạt đ ộng
Han, S., Nanda, V ., & Silveri, S . (2016). Quyền l ực của CEO v à hiệu suất công t y dưới áp lực. Q uản lý tài chính , 4 5,
lâu dài của c ông ty . Tạp c hí Luật Doanh n ghiệp , 27, 231–273. 369–400.
Bhagat, S ., Marr, MW, & Thompson, GR ( 1985). T hí nghiệm Quy tắc 415 : C ông bằng thị t rường.
Hannan, MT, & Freeman, J. (1977). Hệ s inh thái dân số c ủa các t ổ chức.
Tạp chí N ghiên cứu Tài chính , 40(5), 1 385–1401.
Tạp chí Xã h ội học H oa Kỳ , 8 2, 929–964.
Boeker, W . (1997). T hay đ ổi chiến lược : Ả nh h ưởng của đặc điểm q uản l ý v à tăng t rưởng tổ c hức . Tạp chí Học v iện Q
Harris, M., & Raviv, A. (2008). Lý thuyết
về k iểm soát và quy m ô hội đồng quản t rị. Tạp chí N ghiên cứu uản lý , 4 0, 152–170.
Tài chính , 2 1, 1797–1832.
Boone, A ., Field, L ., K arpoff, J., & Raheja, C . (2007). Các yếu tố q uyết định q uy mô v à thành phần hội đồng q uản t rị
Heckman, J., Ichimura, H ., Smith, J ., & Todd, P . (1997). So k hớp như m ột công cụ ước t ính đánh giá k inh tế doanh n ghiệp : phân tích
thực n ghiệm . Tạp c hí Kinh t ế tài c hính, 85, 66-10.
lượng : B ằng c hứng từ v iệc đánh g iá m ột chương trình đào tạ o nghề .
Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế , 6 4,
Boyd, B . (1995). Tính h ai mặt của CEO v à hiệu q uả hoạt đ ộng
của công t y : M ột mô h ình n gẫu nhiên. Tạp 605–654.
chí Quản l ý C hiến lược , 1 6, 301–312.
Heckman, J., & Robb, R . (1986). Các phương pháp thay thế để g iải quyết v ấn đề sự l ựa chọn s ai lệch t rong v iệc đánh g
Brick, I ., Palia, D ., & Wang, C. ( 2005). Ước t ính đồng t hời c ủa CEO thù l ao, đòn b ẩy và đ ặc điểm h ội đồng q uản
iá tác đ ộng của p hương pháp điều trị đ ến kết quả. Trong H.
t rị đối với giá t rị công t y. Tài liệu làm việc , Trường Kinh d oanh R utgers .
Wainer ( Ed.), R út r a suy luận t ừ các mẫu
tự c họn . Berlin: Springer-Verlag.
Brickley, J ., Coles, J ., & Jarrell, G . (1997). C ơ cấu lãnh đạo : t ách b iệt Giám đ ốc đ iều hành v à C hủ tịch H ội đồng q uản trị.
Hermalin, B., & Weisbach, M. ( 1991). Tác động của thành phần hội đồng quản trị
và c ác biện pháp khuyến khích
T ạp c hí Tài chính Doanh n ghiệp , 3(189-), 220.
trực t iếp đ ến hiệu q uả hoạt đ ộng của công ty . Quản lý tài c hính , 20, 101–112.
Brickley, J ., Coles, J ., & Terry, R . ( 1994). Giám đốc
b ên ngoài và v iệc s ử dụng t huốc đ ộc . Tạp chí Kinh t ế
Hermalin, B., & Weisbach, M. ( 1998). Hội đồng
quản trị đ ược lựa chọn nội sinh và sự g iám sát của họ đ ối với Giám Tài c hính , 35, 371–390.
đ ốc điều h ành. Tạp chí
Kinh t ế H oa Kỳ , 88, 96–118.
Campbel , J., Campbel , T ., Sirmon, D ., Bierman, L., & Tuggle, C . ( 2012). Ảnh hưởng c ủa cổ đ ông đ ối với việc đ ề cử g iám đ
Himmelberg, C ., Hubbard, R., & Palia, D. (1999). Hiểu các yếu t ố quyết định q uyền sở hữu quản l ý và mối liên hệ giữa q
ốc thông qua quyền truy c ập ủy q uyền : Ý nghĩa đ ối với xung đ ột đại d iện và giá trị của c ác bên liên q uan . Tạp chí
uyền sở hữu v à hiệu suất.
Quản l ý C hiến lược , 3 3, 1431–1451.
Tạp chí Kinh tế Tài chính , 5 3, 353–384.
Cheung, W., & Wei, K . ( 2006). Quyền s ở hữu n ội bộ v à hiệu q uả hoạt đ ộng của công t y :
James, H., Benson, B ., & Wu, C. ( 2017). Quyền sở h ữu của CEO có ảnh hưởng đến chính s ách chi trả k hông ?
Bằng c hứng t ừ phương pháp
chi phí đ iều chỉnh . T ạp chí Tài chính doanh nghiệp , 12, 906–925.
Bằng c hứng từ v iệc s ử dụng độ n hạy
hiệu suất tài s ản theo thang đo c ủa CEO . Tạp c hí Kinh tế và Tài chính hàng q uý , 6 5, 328–345.
Downloaded by no ce (nnc2@gmail.com)
Jensen, M. (1993). Cuộc cách mạng công nghiệp hiện đ ại , sự rút l ui và sự thất bại c ủa hệ thống kiểm s oát nội bộ . T ạp chí Tài chính,
Kel y, D . (2005). Điều t iết g iá và lượng ở trạng thái cân bằng
chung . Tạp chí Lý thuyết Kinh tế , 4 8, 831–880. 125(1), 3 6–60.
Jensen, M., & Meckling, W . (1976). Lý thuyết
công t y : hành vi quản l ý , chi phí đ ại diện và cơ c ấu sở hữu . Tạp c
Kel y, D., & A mburgey, TL (1991). Quán tính v à động lực của t ổ chức : Một mô h ình năng động của sự
hí Kinh tế Tài c hính , 3, 305–360.
thay đ ổi chiến lược . Tạp chí Học viện Q uản lý , 34, 591–612.
Jensen, M. ( 1986). Chi phí đ ại diện c ủa dòng
tiền tự do , tài chính d oanh nghiệp và t iếp quản. Tạp chí Kinh tế H oa Kỳ , 7 6(2), 3 23–329. 104 105