Thông tin tài liệu
kill h tế Dự báo Anh hưởng tín hiệu gian lận dựa báo cáo tài đên giá cô phiêu: Nghiên cull công ty xây dẹrtig niêm yết f ọ - / thị trường chúng khoán Việt Nam BÙI THU HIỀN**1 NGUYỄN THỊ YÊN NHI** NGUYỄN MINH CHI*** NGUYỄN QUANG MINH'*** NGUYỄN HOÀNG HÀ ĐỒN DIỆU THÚY****** Tóm tắt Bài viết nghiên cứu ảnh hưởng tín hiệu gian lận báo cáo tài (BCTC) đến giá cổ phiếu dựa liệu thu thập từBCTC kiểm toán 97 công tỵ xây dựng niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2012-2019 Bằng phương pháp định lượng phù hợp với liệu bảng, nghiên cứu kết luận rằng, có mối tương quan chặt chẽ tỷ số GP/TA, NP/ TA SALES/TA phát tầm quan trọng nhóm tỷ số sinh lời giá cổ phiếu doanh nghiệp xây dựng Từ dó, nghiên cứu đưa số kiến nghị cho bên liên quan Từ khóa: tín hiệu gian lận, báo cáo tài chính, giá cổ phiếu, công ty xây dựng niêm yết Summary This study investigates the effect of red flags in financial statements on stock prices Data is collected from audited financial statements of 97 contraction companies listed on Vietnam stock market for the period 2012-2019 Employing quantitative method consistent with panel data, the study concludes that there is a strong correlation between GP/TA, NP/TA and SALES/ TA ratios It also discovers the importance ofprofitability ratios to stock prices of construction firms From those findings, the study makes several recommendations to relevant stakeholders Keywords: red flag, financial statements, stock prices, listed construction firms GIỚI THIỆU Tại Việt Nam, thực trạng gian lận BCTC đáng báo động, xảy nhiều ngành khác nhau, có ngành xây dựng Trên thực tế, có sơ” nghiên cứu hành vi gian lận thông tin BCTC nhiều nước giới, như: Singapore, Mỹ, Anh, Trung Quốc hay Hy Lạp Tuy nhiên, Việt Nam, chủ đề chưa nhiều nhà nghiên cứu thực quy mơ tồn kinh tế nói chung quy mơ ngành xây dựng nói riêng Bên cạnh đó, với thị trường tài phát triển Việt Nam, việc cải thiện mức độ minh bạch hóa thơng tin khả *, đánh giá tính xác độ tin cậy thơng tin tài công bô" doanh nghiệp mục tiêu quan tâm Do vậy, việc nghiên cứu ảnh hưỏng tín hiệu gian lận dựa BCTC đến giá cổ phiếu công ty xây dựng niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam cần quan tâm, mang đến lợi ích quan trọng đơi với kiểm tốn viên, nhà đầu tư, quan quản lý nhà nước người sử dụng với mục đích khác Cơ SỞ LÝ NGHIÊN CỨU THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP Cơ sở lý thuyết Tín hiệu gian lận thơng qua tỷ sơ'tài Beneish (1997) xây dựng mơ hình để nhận diện gian lận BCTC cách sửdụng tỷ sốtài ^ ' yrưộng Đại họC Ngoại thương Ngàv nhận bài: 12/6/2022; Ngày phản biện: 12/7/2022; Ngày duyệt đăng: 21/7/2022 Tác giả liên hệ, TS, Giảng viên Trường Đại học Ngoại thương, Email: hienbt@ftu.edu.vn Economy and Forecast Review 23 Các biến độc lập số tài tính liệu BCTC công ty biến phụ thuộc gọi tỷ số M (M-score) Roxas (2011) rằng, cơng ty gian lận có địn bẩy tài chính, hàng tồn kho, nợ phải thu cao hơn, doanh thu vốn luân chuyển thấp so với công ty không gian lận Grove Basilico (2008) xây dựng mơ hình dự đốn gian lận BCTC dựa số tài kiểm định mơ hình mẫu gồm 42 công ty từ ngành: lượng tồn cầu, viễn thơng, dịch vụ thực phẩm, phần mềm thiết bị máy tính Qua kiểm định, báo cáo cho thấy mơ hình đạt tới xác 76% rằng, tỷ số mơ hình có khả ảnh hưởng đến gian lận bao gồm: Tỷ số lãi gộp, Tỷ số tăng trưởng doanh thu, Tỷ số nợ phải thu Những nghiên cứu góp phần chứng minh số tài cơng cụ hữu hiệu việc phát gian lận BCTC Mối quan hệ tín hiệu gian lận đo lường thông qua tỷ sô tài giá cổ phiếu Dimitropoulos Asteriou (2008) nghiên cứu ảnh hưởng tín hiệu gian lận hành vi điều chỉnh lợi nhuận đến giá cổ phiếu Nghiên cứu thu thập liệu từ 101 cơng ty khơng phải cơng ty tài ngân hàng sàn chứng khoán Athens từ năm 1995 đến 2004 sử dụng mơ hình phân tích hồi quy OLS thấy tỷ số vốn lưu động/tổng tài sản, tỷ số lợi nhuận sau thuế/ doanh thu có mối tương quan nghịch với giá cổ phiếu, tỷ số doanh thu/tổng tài sản, tỷ số lợi nhuận sau thuê7tổng tài sản có mối tương quan thuận với giá cổ phiếu hành vi điều chỉnh lợi nhuận góp phần quan trọng việc giải thích biến động giá cổ phiếu Lakmal Swamamali (2021) nghiên cứu ảnh hưởng tín hiệu gian lận đến lợi suất cổ phiếu Kết cho thấy đa số tỷ số tỷ lệ lợi nhuận ròng/tổng tài sản tỷ lệ phải thu/doanh thu ảnh hưởng nghịch đến giá cổ phiếu Ngược lại tỷ lệ lợi nhuận ròng/doanh thu vốn lưu động/tổng tài sản có tác động thuận Từ kết thực nghiệm này, nhóm nghiên cứu tổng hợp sơ' tài mối quan hệ chúng đến giá cổ phiếu sau: - Nhóm số tương quan thuận với giá cổ phiếu: INV/SALES, NP/SALES; WC/Ta’ TD/TA (Lakmal Swarnamali, 2021); SALE/TA, NP/TA(Dimitropioulos Asterou, 2008) - Nhóm sơ' ảnh hưởng tiêu cực: TD/TA; LD/EQ REC/SALES (Lakmal Swarnamali, 2021), wc/ TA, NP/SALES (Dimitropioulos Asterou, 2008) - Nhóm sơ' khơng có ảnh hưởng: INV/SALES (Lakmal Swarnamali, 2021; Dimitropoulos Asteriou, 2008), NP/SALES (Lakmal Swarnamali, 2021); TD/TA (Dimitropoulos Asteriou, 2008); SALES/TA, DEBT/EQ, REC/SALES, GP/TA, NP/TA (Lakmal Swarnamali, 2021) Phương pháp nghiên cứu Mơ hình giả thuyết nghiên cứu Dựa theo nghiên cứu Dimitropoulos Asteriou (2008) nghiên cứu Nguyễn Thị Hương 24 Liên (2020), nhóm tác giả áp dụng mơ hình để đo lường tác động số tài đến giá cổ phiếu: Pi,t = po + plEPSiư + p2EPSi,t * DEBT/EQi,t + p3EPSi,t * GP/TAi,t + p4EPSi,t * NP/SALES,t + p5EPSi,t *NP/TAi,t + /36EPSi,t * SALES/TAi't + P7EPSi,t * WC/TAi,t + p8EPSi,t * INV/ SALESi,t + ui,t Trong đó: p giá cổ phiếu công ty i ghi nhận vào ngày cuối năm tài t; EPSi,t biến độc lập, lãi cổ phiếu công ty i thời điểm t; EPS*DEBT/EQi,t biến tương tác, tích tỷ sô' nợ phải trả/vốn chủ sở hữu lãi cổ phiếu công ty i thời điểm t; EPS*GP/TAi,t biến tương tác, tích tỷ sô' lợi nhuận trước thuê7tổng tài sản lãi cổ phiếu công ty i thời điểm t; EPS*NP/SALES biến tương tác, tích tỷ sô' lợi nhuận sau thuế/doanh thu lãi cổ phiếu công ty i thời điểm t; EPS*NP/TAi,t biến tương tác, tích tỷ sô' lợi nhuận sau thuế/tổng tài sản lãi cổ phiếu công ty i thời điểm t; EPS*SALES/TAi,t biến tương tác, tích tỷ sô' doanh thu thuần/tổng tài sản lãi cổ phiếu công ty i thời điểm t; EPS*WC/TA biến tương tác, tích tỷ sô' vô'n lưu động/tổng tài sản lãi cổ phiếu công ty i thời điểm t; EPS*INV/SALES biến tương tác, tích tỷ sô' hàng tồn kho/tổng doanh thu lãi cổ phiếu công ty i thời điểm t; pi, , P6 hệ sô' hồi quy đo lường mức thay đổi p đơn vị thay đổi biến độc lập giá trị biến độc lập khác không đổi; ui,t: sai sơ' ngẫu nhiên Dựa vào nghiên cứu trước đó, nhóm tác giả đưa giả thuyết nghiên cứu biến độc lập cụ thể sau: HI: Lãi cổ phiếu có mơ'i tương quan đồng biến với Giá cổ phiếu H2' Biến tương tác tỷ sô' nợ phải trả/vô'n chủ sở hữu lãi cổ phiếu có mơ'i tương quan nghịch với giá cổ phiếu Kinh tế Dự báo Kinh Ịé Dự báo H3; Biến tương tác tỷ số lợi nhuận trước thuê7tổng tài sản lãi cổ phiếu có mốì tương quan thuận với Giá cổ phiếu H4: Biến tương tác tỷ số lợi nhuận sau thuê7doanh thu lãi cổ phiếu có mơi tương quan thuận với Giá cổ phiếu H5: Biến tương tác tỷ số lợi nhuận sau thuế/tổng tài sản lãi cổ phiếu có mốì tương quan thuận với Giá cổ phiếu H6: Biến tương tác tỷ số doanh thu/tổng tài sản lãi cổ phiếu có mối tương quan thuận với Giá cổ phiếu H7: Biến tương tác tỷ sô' vốn lưu động/tổng tài sản thu lãi cổ phiếu có mối tương quan thuận với Giá cổ phiếu H8: Biến tương tác tỷ số hàng tồn kho/doanh thu lãi cổ phiếu có ảnh hưởng thuận chiều với Giá cổ phiếu Mầu nghiên cứu Mẫu nghiên cứu bao gồm 97 công ty thuộc ngành xây dựng niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam hai sàn HOSE HNX Nhóm tác giả tổng hợp liệu thu thập từ BCTC kiểm tốn cơng ty thơng qua phần mềm FinnPro Tuy nhiên, cơng ty có đủ liệu thời gian nghiên cứu (2012-2021) lựa chọn cho mơ hình phân tích Do vậy, mẫu nghiên cứu cuối 68 công ty bao gồm 23 công ty niêm yết sàn HOSE 45 công ty sàn HNX KẾT QUẢ NGHIÊN cứu Thông kê mơ tã Xu hướng giá trị trung bình độ lệch chuẩn biến cho thấy biến thiến mẫu nghiên cứu nói chung đồng Ngồi ra, độ lệch chuẩn biến lớn giá trị trung bình cho thấy, mức dao động đáng kể liệu biến Điều giải thích quy mơ đa dạng công ty ngành xây dựng (Bảng 1) Ma trận hệ sô tương quan Hệ sô' tương quan biến phụ thuộc đến p giao động từ 0,176 đến 0,692, giá trị p = 0,00 cho thấy mối quan hệ có ý n^hĩa chúng Kết kiểm tra đa cộng tuyến Kết kiểm tra đa cộng tuyến cho Economy and Forecast Review BẢNG 1: KẾT QGẢ THỐNG KÊ MƠ TẢ Sơ' quan sát Biến p EPS EPS*DEBT/EQ EPS*WC/TA EPSNNV/SALES EPS*GP/TA EPS*NP/SALES eps*np/ta 680 680 680 680 680 680 680 680 680 EPS*SALES/TA Giá trị trung bình 15.358,574 1.593,368 3.986,194 297,539 363,47 210,88 256,939 143,252 1.562,552 Giá trị nhỏ Độ lệch chuẩn 18.394,296 2.707,136 7.885,097 739,225 1.375,819 520,636 775,13 371,896 3.715,869 Giá trị lớn nhâ't 1500 226.500 -8.260,531 20.444,241 -87.325,136 68.533,487 7.392,982 -2.547,833 -21 017,895 11.111 692 7.870,985 -261,19 -,571 9.759,993 -.385 3.992,486 -6.637,343 42.356,146 BẢNG 2: KẾT QGẢ KIEM định chọn mơ hình Kiểm định Prob Mơ hình chọn FEM phù hợp Pooled OLS F-test 0,0000 Breusch Pagan Lagrange 0,0000 REM phù hợp Pooled OLS Hausman 0,0000 FEM phù hợp REM Nguồn: Kết từ xử lý liệu nghiên cứu thấy, hệ sô' VIF biến > 3, phản ánh tồn tượng đa cộng tuyến mơ hình nghiên cứu Tuy nhiên, tượng đa cộng tuyến ghi nhận biến tương tác khơng có hại đơ'i với mơ hình nghiên cứu trị sô' p, R2 không bị làm sai lệch Do vậy, mơ hình nghiên cứu, đa cộng tuyến khuyết tật đáng quan ngại Kết hồi quy theo mơ hình Pooled OLS, FEM REM Bảng cho thấy, kiểm định F, Breauch Pagan Lagrange, Hausman thực để chọn mơ hình phù hợp ba mơ hình hồi quy Pooled OLS, FEM REM Theo đó, mơ hình FEM mơ hình phù hợp Tuy nhiên, phép kiểm định khuyết tật mơ hình bao gồm kiểm định phương sai sai sô' thay đổi Wald tự tương quan Wooldridge phát tồn hai khuyết tật liệu mơ hình FEM Vì vậy, nhóm nghiên cứu tiếp tục thực phân tích hồi quy sử dụng mơ hình GLS để khắc phục hai khuyết tật Kết hồi quy theo mơ hình GLS Kết hồi quy mơ hình GLS Bảng cho thấy, có biến độc lập có mốỉ quan hệ có ý nghĩa thống kê vơi biến phụ thuộc p Kết luận EPS*DEBT/EQ kết luận bất ngờ với nhóm tác giả xây dựng ngành thâm dụng vốn, địi hỏi doanh nghiệp cần huy động lượng vơn vô lớn thông qua vốn chủ sở hữu vốn vay Chính vậy, lực hồn trả nợ doanh nghiệp phải có mối quan hệ chặt chẽ với giá cổ phiếu Sau loại bỏ biến khơng có ý nghĩa thơng kê, phương trình hồi quy đa biến viết sau: p = 9004,5 + 1,859 EPS*GP/TA + 15,68 EPS*GP/ TA - 0,0397 EPS*NP/SALES + 10,22 EPS*NP/TA + 1,419 EPS*SALES/TA Biến EPS có hệ sơ' hồi quy 1,859, quan hệ chiều với biến phụ thuộc p có ý nghĩa thông kê 25 BẢNG 3: KẾT QUẢ Hồi QUY MƠ HÌNH GLS KHẮC PHCIC HIỆN TƯỢNG Tự TƯƠNG QUAN VÀ PHƯƠNG SAI SAI số THAY Đổi GLS Hệ sô' hồi quy EPS EPS*DEBT/EQ EPS*WC/TA EPS*INV/SALES EPS*GP/TA EPS*NP/SALES eps*np/ta EPS*SALES/TA cons số quan sát 1,859”* -0,0217 0,418 -0,444 -15,68*” -0,0397 10,22*** 1,419**’ 9004,5*** Mức ý nghĩa 0,000 766 0,720 0,102 0,000 960 0003 0,001 0,000 680 'p
Ngày đăng: 01/12/2022, 17:00
Xem thêm:
