Ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu tới đcln của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán việt nam

i LỜI CAM KẾT Tôi đọc hiểu hành vi vi phạm trung thực học thuật Tôi cam kết danh dự cá nhân luận án tự thực không vi phạm yêu cầu trung thực học thuật Nghiên cứu sinh ii MỤC LỤC LỜI CAM KẾT i MỤC LỤC ii DANH MỤC VIẾT TẮT vi DANH MỤC SƠ ĐỒ, BẢNG BIỂU vii CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Lí lựa chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Thiết kế nghiên cứu 1.7 Các đóng góp dự kiến luận án 1.8 Kết cấu luận án KẾT LUẬN CHƯƠNG CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ ĐIỀU CHỈNH LỢI NHUẬN, CẤU TRÚC SỞ HỮU VÀ ẢNH HƯỞNG CỦA CẤU TRÚC SỞ HỮU ĐẾN ĐIỀU CHỈNH LỢI NHUẬN 2.1 Cơ sở lý luận điều chỉnh lợi nhuận 2.1.1 Định nghĩa điều chỉnh lợi nhuận 2.1.2 Phân loại điều chỉnh lợi nhuận 10 2.1.3 Đo lường điều chỉnh lợi nhuận 19 2.2 Cơ sở lý luận cấu trúc sở hữu 24 2.2.1 Định nghĩa 24 2.2.2 Phân loại đo lường 27 2.2.3 Mối liên hệ thành phần sở hữu thuộc cấu trúc sở hữu 29 2.3 Khung lý thuyết nghiên cứu ảnh hưởng cấu trúc sở hữu đến điều chỉnh lợi nhuận doanh nghiệp 31 2.3.1 Lý thuyết người đại diện (Agency theory) 31 2.3.2 Lý thuyết người quản gia (Stewardship theory) 36 iii 2.3.3 Lý thuyết thông tin bất đối xứng (Asymmetry information theory) 37 2.3.4 Lý thuyết chi phí trị (Political costs) 38 KẾT LUẬN CHƯƠNG 40 CHƯƠNG 3: TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU VỀ ẢNH HƯỞNG CỦA CẤU TRÚC SỞ HỮU ĐẾN ĐIỀU CHỈNH LỢI NHUẬN 41 3.1 Tổng quan hướng nghiên cứu điều chỉnh lợi nhuận 41 3.1.1 Các nghiên cứu nhận diện đo lường điều chỉnh lợi nhuận 41 3.1.2 Các nghiên cứu đánh đổi cách thức điều chỉnh lợi nhuận 43 3.1.3 Các nghiên cứu nhân tố tác động đến điều chỉnh lợi nhuận 45 3.1.4 Các hướng nghiên cứu khác điều chỉnh lợi nhuận 48 3.2 Tổng quan nghiên cứu ảnh hưởng cấu trúc sở hữu đến điều chỉnh lợi nhuận 49 3.2.1 Sở hữu nước điều chỉnh lợi nhuận 50 3.2.2 Sở hữu gia đình điều chỉnh lợi nhuận 54 3.2.3 Sở hữu tổ chức điều chỉnh lợi nhuận 57 3.2.4 Sở hữu nhà quản lý điều chỉnh lợi nhuận 59 3.2.5 Sở hữu tập trung điều chỉnh lợi nhuận 62 3.2.6 Sở hữu cổ đông lớn và điều chỉnh lợi nhuận 63 3.2.7 Sở hữu nhà nước điều chỉnh lợi nhuận 64 3.2.8 Sở hữu tư nhân điều chỉnh lợi nhuận 66 3.3 Khoảng trống nghiên cứu 66 KẾT LUẬN CHƯƠNG 69 CHƯƠNG 4: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 70 4.1 Thiết kế nghiên cứu 70 4.2 Giả thuyết nghiên cứu 71 4.2.1 Ảnh hưởng sở hữu nước đến điều chỉnh lợi nhuận 71 4.2.2 Ảnh hưởng sở hữu tổ chức đến điều chỉnh lợi nhuận 71 4.2.3 Ảnh hưởng sở hữu nhà quản lí đến điều chỉnh lợi nhuận 72 4.2.4 Ảnh hưởng sở hữu cổ đông lớn đến điều chỉnh lợi nhuận 73 4.2.5 Ảnh hưởng sở hữu nhà nước đến điều chỉnh lợi nhuận 73 4.2.6 Động điều chỉnh lợi nhuận 74 iv 4.2.7 Sự đánh đổi AEM REM 75 4.3 Mơ hình nghiên cứu 76 4.3.1 Mơ hình tổng qt 76 4.3.2 Biến phụ thuộc 77 4.3.3 Biến độc lập 81 4.3.4 Biến kiểm soát 82 4.3.5 Mơ hình chi tiết 83 4.4 Dữ liệu nghiên cứu 84 4.4.1 Nguồn liệu 84 4.4.2 Lựa chọn mẫu 86 4.5 Các bước phân tích liệu 87 KẾT LUẬN CHƯƠNG 91 CHƯƠNG 5: PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ 92 5.1 Đặc điểm cấu trúc sở hữu công ty phi tài niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam 92 5.1.1 Đặc điểm thị trường chứng khoán Việt Nam 92 5.1.2 Đặc điểm cấu trúc sở hữu công ty phi tài niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam 95 5.2 Mẫu nghiên cứu 103 5.3 Đo lường điều chỉnh lợi nhuận 107 5.3.1 Đo lường điều chỉnh lợi nhuận sở dồn tích (AEM) 108 5.3.2 Đo lường điều chỉnh lợi nhuận thực tế (REM) 110 5.4 Thống kê mô tả biến 113 5.5 Kiểm định tự tương quan 113 5.6 Mơ hình hồi quy đa biến 115 5.6.1 Kết hồi qui mơ hình với biến phụ thuộc dịng tiền bất thường từ hoạt động kinh doanh (AbnCFO) 115 5.6.2 Kết hồi qui mơ hình với biến phụ thuộc chi phí tùy ý bất thường (AbnDEXP) 119 5.6.3 Kết hồi qui mơ hình với biến phụ thuộc chi phí sản xuất bất thường (AbnPROD) 121 5.6.4 Kết hồi qui mô hình với biến phụ thuộc REM kết hợp (COM_REM) 124 v 5.6.5 Kết hồi qui mơ hình với biến phụ thuộc khoản dồn tích bất thường (AbnDA) 127 KẾT LUẬN CHƯƠNG 129 CHƯƠNG 6: THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU, CÁC KHUYẾN NGHỊ VÀ KẾT LUẬN 130 6.1 Thảo luận kết kết luận 130 6.2 Đóng góp nghiên cứu 139 6.3 Khuyến nghị sách 140 6.3.1 Khuyến nghị nâng cao nhận thức bên liên quan 140 6.3.2 Khuyến nghị công bố thông tin 141 6.3.3 Khuyến nghị lựa chọn cấu trúc sở hữu phù hợp 142 6.3.4 Biện pháp hạn chế điều chỉnh lợi nhuận 143 6.4 Hạn chế nghiên cứu 145 6.5 Định hướng cho nghiên cứu tương lai 147 KẾT LUẬN CHƯƠNG 150 KẾT LUẬN 151 DANH MỤC CÁC CÔNG TRÌNH CƠNG BỐ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU CỦA ĐỀ TÀI LUẬN ÁN DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC vi DANH MỤC VIẾT TẮT R&D Chi phí nghiên cứu phát triển SG&A Chi phí bán hàng quản lý doanh nghiệp ĐCLN Điều chỉnh lợi nhuận CTSH Cấu trúc sở hữu AEM Điều chỉnh lợi nhuận dựa sở dồn tích REM Điều chỉnh lợi nhuận thực tế TSCĐ Tài sản cố định GAAP Các nguyên tắc kế toán chấp nhận chung EPS Thu nhập cổ phần CFO Dòng tiền từ hoạt động IFRS Chuẩn mực báo cáo tài quốc tế SOX Đạo luật Sarbanes Oxley ban hành Hoa Kỳ năm 2002 IPO Chào bán chứng khốn lần cơng chúng SH Sở hữu NN Nhà nước TTCK Thị trường chứng khoán HĐKD Hoạt động kinh doanh HOSE Sở giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh HNX Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hà Nội BCTC Báo cáo tài NAICS Hệ thống Phân loại ngành Bắc Mỹ (North American Industry Classification System) DN Doanh nghiệp NQL Nhà quản lý HTK Hàng tồn kho QLDN Quản lí doanh nghiệp MH Mơ hình MQH Mối quan hệ CĐ Cổ đông KQHQ Kết hồi quy BCKQKD Báo cáo kết kinh doanh BCLCTT Báo cáo lưu chuyển tiền tệ BCĐKT Bảng cân đối kế toán vii DANH MỤC SƠ ĐỒ, BẢNG BIỂU Sơ đồ 2.1: Phân loại sở hữu cổ đông lớn .28 Sơ đồ 3.1: Tổng quan hướng nghiên cứu điều chỉnh lợi nhuận 41 Sơ đồ 3.2: Tổng quan nghiên cứu ảnh hưởng cấu trúc sở hữu đến điều chỉnh lợi nhuận 50 Sơ đồ 3.3: Tổng quan biến cấu trúc sở hữu 50 Sơ đồ 4.1: Thiết kế nghiên cứu 70 Bảng 2.1: Sự khác biệt gian lận điều chỉnh lợi nhuận 17 Bảng 2.2: Phân biệt REM AEM .17 Bảng 2.3: Tổng quan số mơ hình đo lường REM 22 Bảng 2.4: Định nghĩa cấu trúc sở hữu 26 Bảng 2.5: Phân loại đo lường cấu trúc sở hữu 30 Bảng 2.6: Các loại vấn đề người đại diện 32 Bảng 3.1: Tổng quan số nghiên cứu lựa chọn REM AEM .43 Bảng 4.1: Tổng hợp giả thuyết 76 Bảng 4.2: Nguồn số liệu đo lường AEM .77 Bảng 4.3: Nguồn số liệu đo lường REM .79 Bảng 4.4: Đo lường biến độc lập 81 Bảng 4.5: Đo lường biến kiểm soát .82 Bảng 4.6: Giải thích biến mơ hình hồi quy 84 Bảng 4.7: Dữ liệu nghiên cứu 85 Bảng 4.8 Các bước hồi quy đa biến xác định ảnh hưởng cấu trúc sở hữu đến điều chỉnh lợi nhuận 90 Bảng 5.1: Thống kê mã thực niêm yết 92 Bảng 5.2 Thống kê doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khoán theo ngành .94 Bảng 5.3: Đối sánh tỷ lệ sở hữu tổ chức với số nghiên cứu 97 Bảng 5.4: Tổng số quan sát theo năm liệu .104 Bảng 5.5: Lựa chọn mẫu 105 Bảng 5.6: Thống kê mô tả biến đại diện AEM 108 Bảng 5.7: Thống kê mô tả biến đại diện REM 111 viii Bảng 5.8: Thống kê mô tả biến 113 Bảng 5.9: Kết hồi qui mơ hình với biến phụ thuộc dòng tiền bất thường từ hoạt động kinh doanh (AbnCFO) 118 Bảng 5.10: Kết hồi qui mô hình với biến phụ thuộc chi phí tùy ý bất thường (AbnDEXP) 120 Bảng 5.11: Kết hồi qui mơ hình với biến phụ thuộc chi phí sản xuất bất thường (AbnPROD) 123 Bảng 5.12: Kết hồi qui mô hình với biến phụ thuộc REM kết hợp (COM_REM) 126 Bảng 5.13: Kết hồi qui mơ hình với biến phụ thuộc khoản dồn tích bất thường (AbnDA) 128 Bảng 6.1: Tổng hợp kết ảnh hưởng biến độc lập đến biến phụ thuộc 136 Bảng 6.2: Kết giả thuyết .137 CHƯƠNG GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Lí lựa chọn đề tài Trong thời gian qua, nhiều cơng ty lớn (ví dụ: Enron, WorldCom, Ad Philadelphia, Parmalat, ) phá sản bê bối kế tốn lợi nhuận báo cáo bị thao túng tảng vụ bê bối này, chẳng hạn sụp đổ Enron – công ty lượng hàng đầu nước Mỹ coi bê bối thất bại kiểm toán lớn nước Mỹ Những vụ bê bối khiến điều chỉnh lợi nhuận trở thành vấn đề quan trọng người sử dụng thơng tin kế tốn khác học giả, nhà đầu tư học viên (Belal Ali cộng 2018) Điều chỉnh lợi nhuận (earnings management) thu hút ý nghiên cứu học thuật từ đầu năm 1960 (Subhrendu Rath and Lan Sun, 2008) Tầm quan trọng việc nghiên cứu điều chỉnh lợi nhuận thúc đẩy ảnh hưởng đáng kể đến chất lượng báo cáo tài Việc “điều chỉnh” thơng tin lợi nhuận báo cáo tài ảnh hưởng tới định người sử dụng mà định đưa dựa sở chất lượng thông tin kế tốn báo cáo Do cách hiển nhiên, tượng điều chỉnh lợi nhuận thu hút ý nhà nghiên cứu hàn lâm, đối tác thị trường tài chính, nhà điều hành, cổ đông, quan quản lý nhà nước Tuy nhiên tác giả nhận thấy, tài liệu học thuật ghi nhận hai cách thức điều chỉnh lợi nhuận điều chỉnh lợi nhuận dựa sở dồn tích (AEM – Accural earnings management) điều chỉnh lợi nhuận thực tế (REM – Real earnings management) Nhưng nghiên cứu trước giới nói chung Việt Nam nói riêng chủ yếu tập trung vào điều chỉnh lợi nhuận dựa sở dồn tích, vấn đề điều chỉnh lợi nhuận thực tế phát triển nghiên cứu gần cách thức thao túng thu nhập thay phần lớn chưa khám phá Mặt khác, quyền sở hữu công ty cổ phần nắm giữ nhiều nhà đầu tư khác tạo nên cấu trúc sở hữu đa dạng - đặc trưng loại hình cơng ty cổ phần Sự khác biệt lợi ích cổ đơng nhà quản lý, khác nhóm cổ đơng nguồn lực, động khả giám sát hành động nhà quản lý dự báo tác động nhóm cổ đơng khác thao tác điều chỉnh lợi nhuận Bởi vậy, nhiều nhân tố ảnh hưởng tới thực hành điều chỉnh lợi nhuận doanh nghiệp tác giả đặc biệt quan tâm tới khía cạnh cấu trúc sở hữu công ty cổ phần niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam Cấu trúc sở hữu khơng nhân tố đặc trưng công ty cổ phần mà nhân tố đặc thù Việt Nam với nhiều nét khác biệt so với thị trường khác nhờ vào kinh tế, trị độc đáo, khác biệt thể chế phân biệt với quốc gia khác Việt Nam quốc gia phát triển trải qua chuyển đổi kinh tế, thị trường chứng khoán q trình hồn thiện, q trình cổ phần hoá doanh nghiệp tiếp tục diễn Thị trường chứng khoán Việt Nam thị trường non trẻ so với nước khu vực giới với 22 năm tuổi kể từ thời điểm vào hoạt động năm 2000 Theo nghiên cứu điều chỉnh lợi nhuận thị trường chứng khoán Việt Nam khiêm tốn so với giới Bối cảnh đặc trưng đặt nhu cầu nghiên cứu để hoàn thiện nhận thức đối tượng sử dụng thông tin (các nhà đầu tư, cổ đông, quan quan lý,…) vấn đề liên quan đến điều chỉnh lợi nhuận có khía cạnh tác động cấu trúc sở hữu làm sở cho việc xây dựng cấu trúc sở hữu phù hợp với quốc gia, cụ thể Việt Nam Trên lí tác giả lựa chọn đề tài: Ảnh hưởng cấu trúc sở hữu tới điều chỉnh lợi nhuận công ty niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam làm đề tài nghiên cứu với kì vọng mang lại nhiều giá trị có ý nghĩa mặt lý luận thực tiễn 1.2 Mục tiêu nghiên cứu • Hệ thống hoá khung lý thuyết sở lý luận đánh giá ảnh hưởng cấu trúc sở hữu đến điều chỉnh lợi nhuận doanh nghiệp • Đánh giá ảnh hưởng cấu trúc sở hữu đến điều chỉnh lợi nhuận cơng ty phi tài niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam • Đề xuất khuyến nghị hàm ý từ kết nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu • Tồn hay không ảnh hưởng cấu trúc sở hữu tới điều chỉnh lợi nhuận công ty phi tài niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam? • Nhân tố thuộc cấu trúc sở hữu ảnh hưởng tới điều chỉnh lợi nhuận cơng ty phi tài niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam? • Các giải pháp đề xuất hàm ý sách cho cơng ty phi tài niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam đối tượng sử dụng thông tin nào? 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu - Đối tượng nghiên cứu: Ảnh hưởng cấu trúc sở hữu tới điều chỉnh lợi nhuận công ty phi tài - Phạm vi nghiên cứu Phụ lục 5.16: Kết hồi quy mơ hình tác động cố định REM (tiếp) Mơ hình hồi quy khoản dồn tích bất thường (AbnDA) AbnDA = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7SIZE+ β8LEV+ β9ROA + εi Random-effects GLS regression Group variable: C2ec Number of obs Number of groups = = 622 229 R-sq: within = 0.0022 between = 0.0494 overall = 0.0192 Obs per group: = avg = max = 2.7 corr(u_i, X) Wald chi2(10) Prob > chi2 = (assumed) = = 9.97 0.4431 -AbnDA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -GOV | 0000896 0003646 0.25 0.806 -.000625 0008043 INST | -.000362 0001923 -1.88 0.060 -.0007389 0000149 MAN | -.0006072 0005835 -1.04 0.298 -.0017508 0005365 FO | 0004686 0004497 1.04 0.297 -.0004128 00135 BL | 0001101 0003695 0.30 0.766 -.0006142 0008344 LOSS | -.018425 0290112 -0.64 0.525 -.075286 038436 SUSPECT | 0130043 0224122 0.58 0.562 -.0309228 0569315 SIZE | 00154 0043727 0.35 0.725 -.0070303 0101102 LEV | -.0764648 0442845 -1.73 0.084 -.1632608 0103311 ROA | -.0184091 069779 -0.26 0.792 -.1551733 1183551 _cons | -.0469598 1161124 -0.40 0.686 -.2745359 1806162 -+ -sigma_u | 04689881 sigma_e | 10407271 rho | 16879452 (fraction of variance due to u_i) 58 Phụ lục 5.17: Kết kiểm định Hausman Mơ hình hồi quy dịng tiền bất thường từ hoạt động kinh doanh (AbnCFO) AbnCFO = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | FEMCFO REMCFO Difference S.E -+ -GOV | 0006781 0003698 0003084 0003658 INST | 0002086 0002596 -.000051 0000749 MAN | -.0003193 -.0000374 -.0002819 0004752 FO | 0003082 0000995 0002087 0003511 BL | -.0000122 -.0000449 0000326 0003198 LOSS | 0483478 0483857 -.0000379 0113073 SUSPECT | 0185862 0149517 0036345 0104482 AbnDA | -.9444958 -.922194 -.0223018 0142643 SIZE | 0063257 0018786 0044471 0111937 LEV | -.0812958 -.034389 -.0469068 0507762 ROA | 6575132 6444678 0130454 0571438 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(11) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 5.80 Prob>chi2 = 0.8863 Phụ lục 5.17: Kết kiểm định Hausman (tiếp) Mơ hình hồi quy chi phí tùy ý bất thường (AbnDEXP) AbnDEXP = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | FEMDEXP REMDEXP Difference S.E -+ -GOV | 0001696 0001568 0000128 0002251 INST | 0001176 0001028 0000148 0000273 MAN | 0001945 0001076 0000869 000219 FO | 0007287 001023 -.0002943 0001769 BL | -.0003212 -.0001809 -.0001403 0001519 LOSS | -.0130747 -.0109024 -.0021724 0046399 SUSPECT | -.010381 -.0094439 -.0009371 0034994 AbnDA | 0073361 -.0031465 0104826 0052904 SIZE | -.0160143 -.0109842 -.0050301 0082659 LEV | 0082501 -.0206067 0288567 0292343 ROA | 0144619 0546504 -.0401886 018621 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(11) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 14.64 Prob>chi2 = 0.1995 59 Phụ lục 5.17: Kết kiểm định Hausman (tiếp) Mơ hình hồi quy chi phí sản xuất bất thường (AbnPROD) AbnPROD = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | FEMPROD REMPROD Difference S.E -+ -GOV | -.001719 -.0007579 -.0009611 0007222 INST | -.0002042 -.0000889 -.0001153 000116 MAN | -.0013305 -.0008828 -.0004477 0007594 FO | -.0004028 -.0015568 0011539 000651 BL | -.0000106 0000604 -.000071 0005588 LOSS | -.0798604 -.0733952 -.0064653 017892 SUSPECT | 0120698 -.009036 0211058 0149945 AbnDA | 4209377 4387701 -.0178324 0206529 SIZE | 0425677 0108706 0316971 0228521 LEV | -.1426675 0126557 -.1553232 0942322 ROA | -.7914633 -.9476316 1561683 0797702 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(11) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 16.31 Prob>chi2 = 0.1300 Phụ lục 5.17: Kết kiểm định Hausman (tiếp) Mơ hình hồi quy REM kết hợp (COM_REM) COM_REM = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | FEMCM REMCM Difference S.E -+ -GOV | -.0018741 -.0010506 -.0008234 000867 INST | -.000384 -.0003141 -.0000699 0001208 MAN | -.0001683 -.0001607 -7.59e-06 0009028 FO | -.0015053 -.0029345 0014292 0007522 BL | -.0003632 -.0000486 -.0003146 0006185 LOSS | -.0801743 -.0854533 005279 0211496 SUSPECT | -.0119207 -.0196204 0076997 0158151 AbnDA | 1.191776 1.198706 -.0069304 024381 SIZE | 0385292 0201434 0183857 0282966 LEV | -.0788391 1077518 -.1865909 1153452 ROA | -1.034779 -1.263922 2291434 0816423 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(11) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 15.65 Prob>chi2 = 0.1547 60 Phụ lục 5.17: Kết kiểm định Hausman (tiếp) Mơ hình hồi quy khoản dồn tích bất thường (AbnDA) AbnDA = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7SIZE+ β8LEV+ β9ROA + εi Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | FEMADA REMADA Difference S.E -+ -GOV | 0006817 0000896 0005921 0008615 INST | 0000847 -.000362 0004467 0001559 MAN | -.0011524 -.0006072 -.0005452 0009588 FO | 0010277 0004686 0005591 0007541 BL | -.0001647 0001101 -.0002748 000633 LOSS | -.0277999 -.018425 -.0093749 026967 SUSPECT | 0146925 0130043 0016881 0209357 SIZE | -.0223706 00154 -.0239105 0213934 LEV | 0226785 -.0764648 0991433 1067504 ROA | 1843715 -.0184091 2027806 0981649 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(10) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 17.92 Prob>chi2 = 0.0564 61 Phụ lục 5.18: Kiểm định tự tương quan mơ hình (Wooldridge) Mơ hình hồi quy dịng tiền bất thường từ hoạt động kinh doanh (AbnCFO) AbnCFO = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 47) = 0.373 Prob > F = 0.5444 Mơ hình hồi quy chi phí tùy ý bất thường (AbnDEXP) AbnDEXP = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 74) = 2.160 Prob > F = 0.1459 Mơ hình hồi quy chi phí sản xuất bất thường (AbnPROD) AbnPROD = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 65) = 2.478 Prob > F = 0.1203 Mơ hình hồi quy REM kết hợp (COM_REM) COM_REM = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 74) = 1.410 Prob > F = 0.2388 Mơ hình hồi quy khoản dồn tích bất thường (AbnDA) AbnDA = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7SIZE+ β8LEV+ β9ROA + εi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 75) = 0.007 Prob > F = 0.9354 62 Phụ lục 5.19: Kiểm định phương sai sai số thay đổi mơ hình FEM (Modified Wald) Mơ hình hồi quy dịng tiền bất thường từ hoạt động kinh doanh (AbnCFO) AbnCFO = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (198) = Prob>chi2 = 1.1e+33 0.0000 Mơ hình hồi quy chi phí tùy ý bất thường (AbnDEXP) AbnDEXP = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (228) = Prob>chi2 = 6.6e+05 0.0000 Mơ hình hồi quy chi phí sản xuất bất thường (AbnPROD) AbnPROD = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (213) = Prob>chi2 = 1.0e+05 0.0000 Mô hình hồi quy REM kết hợp (COM_REM) COM_REM = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (228) = Prob>chi2 = 1.6e+33 0.0000 Mơ hình hồi quy khoản dồn tích bất thường (AbnDA) AbnDA = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7SIZE+ β8LEV+ β9ROA + εi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (229) = Prob>chi2 = 2.6e+08 0.0000 63 Phụ lục 5.20: Kiểm định phương sai sai số thay đổi mơ hình REM (Lagrange) Mơ hình hồi quy dịng tiền bất thường từ hoạt động kinh doanh (AbnCFO) AbnCFO = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects AbnCFO[C2ec,t] = Xb + u[C2ec] + e[C2ec,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ AbnCFO | 0150219 1225639 e | 0016462 0405739 u | 0011451 033839 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 47.33 0.0000 Mơ hình hồi quy chi phí tùy ý bất thường (AbnDEXP) AbnDEXP = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects AbnDEXP[C2ec,t] = Xb + u[C2ec] + e[C2ec,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ AbnDEXP | 0105946 1029302 e | 0015087 038842 u | 0102586 1012847 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 557.16 0.0000 Mơ hình hồi quy chi phí sản xuất bất thường (AbnPROD) AbnPROD = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects AbnPROD[C2ec,t] = Xb + u[C2ec] + e[C2ec,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ AbnPROD | 0268444 1638425 e | 0076478 0874516 u | 0107038 1034592 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 64 167.14 0.0000 Phụ lục 5.20: Kiểm định phương sai sai số thay đổi mơ hình REM (Lagrange) (tiếp) Mơ hình hồi quy REM kết hợp (COM_REM) COM_REM = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects COM_REM[C2ec,t] = Xb + u[C2ec] + e[C2ec,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ COM_REM | 085167 2918338 e | 0155199 124579 u | 0404499 2011216 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 313.10 0.0000 Mơ hình hồi quy khoản dồn tích bất thường (AbnDA) AbnDA = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7SIZE+ β8LEV+ β9ROA + εi Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects AbnDA[C2ec,t] = Xb + u[C2ec] + e[C2ec,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ AbnDA | 0127837 1130649 e | 0108311 1040727 u | 0021995 0468988 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 65 3.69 0.0274 Phụ lục 5.21: Kết hồi quy mơ hình sai số chuẩn mạnh (Robust standard errors) Mơ hình hồi quy dịng tiền bất thường từ hoạt động kinh doanh (AbnCFO) AbnCFO = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Random-effects GLS regression Group variable: C2ec Number of obs Number of groups = = 466 198 R-sq: within = 0.8508 between = 0.8245 overall = 0.8330 Obs per group: = avg = max = 2.4 corr(u_i, X) Wald chi2(11) Prob > chi2 = (assumed) = = 1622.68 0.0000 (Std Err adjusted for 198 clusters in C2ec) -| Robust AbnCFO | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -GOV | 0003698 0002068 1.79 0.074 -.0000356 0007752 INST | 0002596 000092 2.82 0.005 0000792 00044 MAN | -.0000374 0002972 -0.13 0.900 -.00062 0005452 FO | 0000995 0002279 0.44 0.662 -.0003472 0005462 BL | -.0000449 000171 -0.26 0.793 -.0003801 0002904 LOSS | 0483857 0180166 2.69 0.007 0130738 0836976 SUSPECT | 0149517 0072558 2.06 0.039 0007306 0291728 AbnDA | -.922194 0258851 -35.63 0.000 -.9729278 -.8714602 SIZE | 0018786 0022363 0.84 0.401 -.0025045 0062617 LEV | -.034389 0198002 -1.74 0.082 -.0731967 0044187 ROA | 6444678 0544711 11.83 0.000 5377064 7512293 _cons | -.1106319 0619177 -1.79 0.074 -.2319883 0107245 -+ -sigma_u | 03383896 sigma_e | 04057391 rho | 41022752 (fraction of variance due to u_i) 66 Phụ lục 5.21: Kết hồi quy mơ hình sai số chuẩn mạnh (Robust standard errors) (tiếp) Mơ hình hồi quy chi phí tùy ý bất thường (AbnDEXP) AbnDEXP = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Random-effects GLS regression Group variable: C2ec Number of obs Number of groups = = 616 228 R-sq: within = 0.0250 between = 0.0751 overall = 0.1038 Obs per group: = avg = max = 2.7 corr(u_i, X) Wald chi2(11) Prob > chi2 = (assumed) = = 16.49 0.1238 (Std Err adjusted for 228 clusters in C2ec) -| Robust AbnDEXP | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -GOV | 0001568 0002612 0.60 0.548 -.0003552 0006687 INST | 0001028 0000948 1.08 0.278 -.000083 0002886 MAN | 0001076 000244 0.44 0.659 -.0003706 0005858 FO | 001023 0003639 2.81 0.005 0003098 0017361 BL | -.0001809 0003704 -0.49 0.625 -.000907 0005451 LOSS | -.0109024 024073 -0.45 0.651 -.0580845 0362798 SUSPECT | -.0094439 0079164 -1.19 0.233 -.0249597 006072 AbnDA | -.0031465 0182038 -0.17 0.863 -.0388253 0325322 SIZE | -.0109842 005486 -2.00 0.045 -.0217366 -.0002319 LEV | -.0206067 0320513 -0.64 0.520 -.083426 0422126 ROA | 0546504 082849 0.66 0.509 -.1077307 2170315 _cons | 2988711 1566826 1.91 0.056 -.0082211 6059632 -+ -sigma_u | 10128472 sigma_e | 03884203 rho | 87178846 (fraction of variance due to u_i) 67 Phụ lục 5.21: Kết hồi quy mơ hình sai số chuẩn mạnh (Robust standard errors) (tiếp) Mơ hình hồi quy chi phí sản xuất bất thường (AbnPROD) AbnPROD = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Random-effects GLS regression Group variable: C2ec Number of obs Number of groups = = 564 213 R-sq: within = 0.2604 between = 0.4239 overall = 0.3831 Obs per group: = avg = max = 2.6 corr(u_i, X) Wald chi2(11) Prob > chi2 = (assumed) = = 127.45 0.0000 (Std Err adjusted for 213 clusters in C2ec) -| Robust AbnPROD | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -GOV | -.0007579 00038 -1.99 0.046 -.0015026 -.0000131 INST | -.0000889 0001875 -0.47 0.635 -.0004564 0002786 MAN | -.0008828 0006671 -1.32 0.186 -.0021903 0004247 FO | -.0015568 0006795 -2.29 0.022 -.0028886 -.0002249 BL | 0000604 0004829 0.13 0.900 -.000886 0010068 LOSS | -.0733952 0321592 -2.28 0.022 -.1364261 -.0103642 SUSPECT | -.009036 0175151 -0.52 0.606 -.0433649 025293 AbnDA | 4387701 0719797 6.10 0.000 2976925 5798477 SIZE | 0108706 0057706 1.88 0.060 -.0004397 0221809 LEV | 0126557 0433871 0.29 0.771 -.0723814 0976929 ROA | -.9476316 1407852 -6.73 0.000 -1.223565 -.6716978 _cons | -.1990694 1564907 -1.27 0.203 -.5057856 1076468 -+ -sigma_u | 10345924 sigma_e | 08745162 rho | 58326326 (fraction of variance due to u_i) 68 Phụ lục 5.21: Kết hồi quy mô hình sai số chuẩn mạnh (Robust standard errors) (tiếp) Mơ hình hồi quy REM kết hợp (COM_REM) COM_REM = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Random-effects GLS regression Group variable: C2ec Number of obs Number of groups = = 616 228 R-sq: within = 0.4928 between = 0.4200 overall = 0.4438 Obs per group: = avg = max = 2.7 corr(u_i, X) Wald chi2(11) Prob > chi2 = (assumed) = = 292.58 0.0000 (Std Err adjusted for 228 clusters in C2ec) -| Robust COM_REM | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -GOV | -.0010506 0006233 -1.69 0.092 -.0022723 0001711 INST | -.0003141 00027 -1.16 0.245 -.0008433 0002151 MAN | -.0001607 0009625 -0.17 0.867 -.0020471 0017258 FO | -.0029345 0010474 -2.80 0.005 -.0049873 -.0008817 BL | -.0000486 0007827 -0.06 0.950 -.0015826 0014854 LOSS | -.0854533 0604126 -1.41 0.157 -.2038598 0329533 SUSPECT | -.0196204 0235492 -0.83 0.405 -.0657759 0265351 AbnDA | 1.198706 0835376 14.35 0.000 1.034976 1.362437 SIZE | 0201434 0094024 2.14 0.032 001715 0385718 LEV | 1077518 0743713 1.45 0.147 -.0380133 2535168 ROA | -1.263922 1951388 -6.48 0.000 -1.646387 -.881457 _cons | -.4190134 26211 -1.60 0.110 -.9327396 0947128 -+ -sigma_u | 20112165 sigma_e | 12457901 rho | 72270908 (fraction of variance due to u_i) 69 Phụ lục 5.21: Kết hồi quy mơ hình sai số chuẩn mạnh (Robust standard errors) (tiếp) Mơ hình hồi quy khoản dồn tích bất thường (AbnDA) AbnDA = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7SIZE+ β8LEV+ β9ROA + εi Random-effects GLS regression Group variable: C2ec Number of obs Number of groups = = 622 229 R-sq: within = 0.0022 between = 0.0494 overall = 0.0192 Obs per group: = avg = max = 2.7 corr(u_i, X) Wald chi2(10) Prob > chi2 = (assumed) = = 10.84 0.3704 (Std Err adjusted for 229 clusters in C2ec) -| Robust AbnDA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -GOV | 0000896 0003101 0.29 0.773 -.0005182 0006974 INST | -.000362 0002575 -1.41 0.160 -.0008667 0001427 MAN | -.0006072 000512 -1.19 0.236 -.0016107 0003964 FO | 0004686 0004751 0.99 0.324 -.0004625 0013997 BL | 0001101 000367 0.30 0.764 -.0006092 0008294 LOSS | -.018425 034746 -0.53 0.596 -.0865259 0496759 SUSPECT | 0130043 013845 0.94 0.348 -.0141313 04014 SIZE | 00154 0057781 0.27 0.790 -.0097849 0128649 LEV | -.0764648 0377209 -2.03 0.043 -.1503965 -.0025332 ROA | -.0184091 063727 -0.29 0.773 -.1433118 1064935 _cons | -.0469598 1647392 -0.29 0.776 -.3698427 275923 -+ -sigma_u | 04689881 sigma_e | 10407271 rho | 16879452 (fraction of variance due to u_i) 70 Phụ lục 5.22: Kết kiểm định tượng đa cộng tuyến (VIF) Mô hình hồi quy dịng tiền bất thường từ hoạt động kinh doanh (AbnCFO) AbnCFO = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Variable | VIF 1/VIF -+ -GOV | 1.82 0.550461 SIZE | 1.57 0.635590 FO | 1.55 0.643483 BL | 1.50 0.666820 ROA | 1.42 0.704831 LEV | 1.34 0.748078 MAN | 1.28 0.784293 INST | 1.24 0.804248 LOSS | 1.14 0.877918 SUSPECT | 1.07 0.938941 AbnDA | 1.02 0.980444 -+ -Mean VIF | 1.36 Mơ hình hồi quy chi phí tùy ý bất thường (AbnDEXP) AbnDEXP = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Variable | VIF 1/VIF -+ -GOV | 1.92 0.519744 FO | 1.54 0.649768 BL | 1.52 0.656614 SIZE | 1.50 0.668039 ROA | 1.39 0.718811 LEV | 1.32 0.757607 MAN | 1.29 0.775644 INST | 1.24 0.804895 LOSS | 1.13 0.886876 SUSPECT | 1.06 0.939384 AbnDA | 1.02 0.978938 -+ -Mean VIF | 1.36 Mơ hình hồi quy chi phí sản xuất bất thường (AbnPROD) AbnPROD = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Variable | VIF 1/VIF -+ -GOV | 1.87 0.535886 FO | 1.57 0.636436 BL | 1.52 0.658166 SIZE | 1.51 0.663311 ROA | 1.40 0.715723 LEV | 1.31 0.765995 MAN | 1.27 0.788834 INST | 1.24 0.809306 LOSS | 1.13 0.883484 SUSPECT | 1.06 0.940845 AbnDA | 1.02 0.981868 71 -+ -Mean VIF | 1.35 Phụ lục 5.22: Kết kiểm định tượng đa cộng tuyến (VIF) (tiếp) Mơ hình hồi quy REM kết hợp (COM_REM) COM_REM = α + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7AbnDA + β8SIZE+ β9LEV+ β10ROA + εi Variable | VIF 1/VIF -+ -GOV | 1.92 0.519744 FO | 1.54 0.649768 BL | 1.52 0.656614 SIZE | 1.50 0.668039 ROA | 1.39 0.718811 LEV | 1.32 0.757607 MAN | 1.29 0.775644 INST | 1.24 0.804895 LOSS | 1.13 0.886876 SUSPECT | 1.06 0.939384 AbnDA | 1.02 0.978938 -+ -Mean VIF | 1.36 Mơ hình hồi quy khoản dồn tích bất thường (AbnDA) + β0GOV + β1INST + β2MAN + β3FO + β4BL + β5LOSS + β6SUSPECT + β7SIZE+ β8LEV+ β9ROA + εi Variable | VIF 1/VIF -+ -GOV | 1.95 0.512342 FO | 1.53 0.655260 BL | 1.52 0.656882 SIZE | 1.47 0.679200 ROA | 1.38 0.723328 LEV | 1.29 0.772850 MAN | 1.28 0.778490 INST | 1.23 0.811875 LOSS | 1.13 0.887976 SUSPECT | 1.06 0.939658 -+ -Mean VIF | 1.39 72