Nhân tố ảnh hưởng đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận của các doanh nghiệp thực phẩm niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán thành phố hồ chí min

Nhân tố ảnh hưởng đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận doanh nghiệp thực phẩm niêm yết Sở giao dịch Chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh Đào Phương Thảo - Lê Thị Hà - Nguyễn Thị Minh Đào - Lê Thị Thu Hà Khoa Kế toán- Kiểm toán, Học viện Ngân hàng Ngày nhận: 07/09/2021 Ngày nhận sửa: 28/12/2021 Ngày duyệt đăng: 18/01/2022 Tóm tắt: Nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi qui bội nhằm xác định nhân tố tác động đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận báo cáo tài kiểm toán 223 quan sát từ 34 doanh nghiệp thực phẩm niêm yết Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh giai đoạn 2007- 2019 sử dụng mơ hình Jones (1991), cải tiến Kothari cộng (2005) để đo lường mức độ điều chỉnh lợi nhuận Kết cho thấy doanh nghiệp lập báo cáo tài hợp có địn bẩy tài cao có mức độ điều chỉnh lợi nhuận lớn hơn, doanh nghiệp qui mơ lớn có mức độ điều chỉnh lợi nhuận nhỏ Kết nghiên cứu có ý nghĩa quan quản lý nhà đầu tư việc đánh giá chất lượng thông Determinants of earnings management of listed firms in the food industry on the Ho Chi Minh City Stock Exchange Abstract: The research is conducted to identify factors affecting earnings management on the audited financial statements of 223 observations from 34 listed companies in the food industry on the Ho Chi Minh City Stock Exchange (HOSE) from 2007 to 2019 using multiple regression models We use Jones’s (1991) model, modified by Kothari et al (2005) to measure earnings management The results show that firms with consolidated financial statements and higher financial leverage have higher levels of earnings manipulation In contrast, smaller firms have lower earnings management The findings have implications for government authorities and investors in assessing the quality of firms’ reported earnings Keywords: Earning management, listed companies, food industry Dao, Phuong Thao Email: daophuongthao211100@gmail.com Le, Thi Ha Email: leha14102000@gmail.com Nguyen, Thi Minh Dao Email: daominh01102000@gmail.com Le, Thi Thu Ha Email: haltt@hvnh.edu.vn Organization of all: Faculty of Accounting and Auditing, Banking Academy of Vietnam © Học viện Ngân hàng ISSN 1859 - 011X 91 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 236+237 - Tháng & 2022 Tai ngay!!! Ban co the xoa dong chu nay!!! 17014128006111000000 Nhân tố ảnh hưởng đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận doanh nghiệp thực phẩm niêm yết Sở giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh tin lợi nhuận doanh nghiệp Từ khóa: doanh nghiệp niêm yết, điều chỉnh lợi nhuận, ngành thực phẩm Giới thiệu Báo cáo tài (BCTC) doanh nghiệp (DN) coi tranh tổng quát DN có ý nghĩa quan trọng đối tượng sử dụng thông tin, đặc biệt nhà đầu tư Do đó, chất lượng thông tin BCTC quan tâm hàng đầu nhà nghiên cứu Hành vi điều chỉnh lợi nhuận (ĐCLN) xảy nhà quản lý sử dụng xét đoán lập BCTC thiết kế giao dịch để thay đổi BCTC nhằm lừa dối bên liên quan kết hoạt động DN (Healy Wallen, 1999) Thực tế cho thấy việc làm sai lệch thơng tin BCTC gây hậu nghiêm trọng Một ví dụ điển công ty Enron phải tuyên bố phá sản vào năm 2001 cáo buộc sử dụng phương pháp kế toán phức tạp để gian lận BCTC Kéo theo sụp đổ Arthur Andersen- năm hãng kiểm toán lớn, thảm họa nhà đầu tư gần trắng khoản đầu tư vào cổ phiếu Enron Vì vậy, nghiên cứu nhân tố tác động đến hành vi ĐCLN cần thiết Ngành thực phẩm nước ta đánh giá ngành kinh tế quan trọng có tiềm lớn tương lai (Tổng cục Thống kê, 2021), nhu cầu tiêu dùng người Việt Nam xu hướng hội nhập kinh tế quốc tế toàn cầu Dù bị ảnh hưởng dịch Covid19 DN thực phẩm liên tiếp báo lãi, giá trị cổ phiếu liên tục tăng Điều cho thấy mức độ hấp dẫn ngành với nhà đầu tư Do đó, việc nghiên cứu chất lượng thông tin lợi nhuận DN cần thiết để giúp nhà đầu tư có nhìn nhận đắn số liệu lợi nhuận DN Vì 92 vậy, nhóm tác giả thực nghiên cứu nhằm xác định nhân tố ảnh hưởng đến hành vi ĐCLN BCTC công ty thực phẩm niêm yết Sở Giao dịch Chứng khoán (SGDCK) Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) Nội dung nghiên cứu thiết kế sau: Phần trình bày sở lý thuyết tổng quan nghiên cứu nhân tố tác động đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận; Phần trình bày phương pháp nghiên cứu; Phần trình bày kết nghiên cứu thảo luận; Phần đưa kết luận đề xuất dựa kết nghiên cứu Cơ sở lý thuyết tổng quan nghiên cứu nhân tố tác động đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận 2.1 Cơ sở lý thuyết điều chỉnh lợi nhuận ĐCLN “một can thiệp có tính tốn kỹ lưỡng q trình cơng bố BCTC ngồi, với mục đích đạt số lợi ích cá nhân” (Schipper, 1989) Healy Wahlen (1999) cho “quản trị lợi nhuận xảy nhà quản trị dùng đánh giá chủ quan lập BCTC thiết kế giao dịch để điều chỉnh BCTC, làm cho thông tin BCTC bị sai lệch dẫn đến hiểu sai tình hình hoạt động kinh doanh DN cho cổ đông bên liên quan; nhằm thay đổi kết hợp đồng mà có điều khoản ràng buộc dựa số liệu báo cáo kế toán” Trong khi, Ronen Yaari (2007) cho rằng: “ĐCLN lúc xấu khó để phân biệt việc bóp méo lợi nhuận để thực hành vi gian lận với việc nhà quản trị ln cố gắng điều Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 236+237- Tháng & 2022 ĐÀO PHƯƠNG THẢO - LÊ THỊ HÀ - NGUYỄN THỊ MINH ĐÀO - LÊ THỊ THU HÀ tiết chi phí phạm vi dự tốn để đạt mục tiêu mặt doanh số” 2.2 Tổng quan nghiên cứu nhân tố tác động đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận Đến có nhiều nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến hành vi ĐCLN DN Trên giới, Charfeddine, Riahi Omri (2013) nghiên cứu 19 DN niêm yết SGDCK Tunisia (TSE) giai đoạn 2003- 2009 cách tiến hành kiểm định tác động nhân tố đến ĐCLN thơng qua mơ hình mơ hình Jones (1991) cải tiến Dechow cộng (1995), Kothari cộng (2005), Raman Shahrukh (2008) Kết nghiên cứu cho thấy “Hệ số nợ” “Quy mô công ty” ảnh hưởng chiều với ĐCLN; “Hiệu tài chính” ảnh hưởng ngược chiều Tại Việt Nam, Phạm Thị Bích Vân (2017) sử dụng mơ hình Jones (1991), Dechow cộng (1995) nghiên cứu quản trị lợi nhuận DN niêm yết thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam, đánh giá kỳ trước kỳ phát hành thêm cổ phiếu năm 2009 Trong nhân tố “Quy mơ DN”, “Khả sinh lời” có tương quan thuận chiều với mức độ ĐCLN “Địn bẩy tài chính”, “Thanh khoản”, “Quy mơ hội đồng quản trị” có tương quan nghịch chiều với mức độ ĐCLN Đặng Ngọc Hùng cộng (2017) khảo sát mối quan hệ yếu tố ảnh hưởng đến ĐCLN DN niêm yết TTCK Việt Nam giai đoạn 20122016: 05 yếu tố có mối quan hệ chiều với ĐCLN, bao gồm báo cáo tài hợp nhất, Chủ tịch HĐQT kiêm CEO, tình hình hoạt động tài chính, quy mơ cơng ty phát hành cổ phiếu Ngược lại, hai yếu tố có mối quan hệ ngược chiều bao gồm quy mơ kiểm tốn viên địn bẩy tài Để đo lường mức ĐCLN, Đặng Ngọc Hùng cộng sử dụng mơ hình Jones (1991), Dechow cộng (1995), Kothari cộng (2005) Dựa nghiên cứu thực hiện, nghiên cứu nhóm tác giả chia nhân tố tác động đến hành vi ĐCLN thành hai nhóm: Các nhân tố thuộc đặc điểm tài doanh nghiệp (1) Báo cáo tài hợp nhất: Đối với DN hoạt động theo hình thức cơng ty mẹcon phải lập BCTC hợp Theo IFRS 10, lập BCTC hợp phải “loại trừ khoản đầu tư phần vốn chủ sở hữu công ty mẹ công ty tất giao dịch tài sản, nợ phải trả, vốn chủ sở hữu, thu nhập, chi phí liên quan đến nội bộ” Việc lập BCTC hợp phức tạp, đòi hỏi am hiểu sâu sắc kinh nghiệm người lập nhà quản trị Đặng Ngọc Hùng cộng (2017) nhà quản trị lợi dụng kỹ thuật phức tạp lập BCTC hợp để thực ĐCLN (2) Quy mơ doanh nghiệp: DN có quy mơ lớn có tách bạch người quản lý người sở hữu ngược lại Sự phân quyền khơng rõ ràng dẫn đến xung đột nhà quản trị với cổ đông, nhà quản trị có xu hướng đề cao lợi ích cá nhân lợi ích cơng ty Nghiên cứu Fakhfakh Nasfi (2012) hay Phạm Thị Bích Vân (2012) cho thấy quy mô DN tác động chiều với ĐCLN Ngược lại, Warfield cộng (1995) cho quy mô cơng ty lớn ĐCLN Các DN lớn có hệ thống kiểm sốt nội tốt, thường kiểm tốn cơng ty kiểm tốn lớn, nên DN hạn chế ĐCLN để giữ uy tín danh tiếng (3) Địn bẩy tài chính: Theo Richardson cộng (2002), cơng ty có hệ số nợ cao dễ ĐCLN nhiều để đáp ứng điều khoản hợp đồng vay Số 236+237- Tháng & 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 93 Nhân tố ảnh hưởng đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận doanh nghiệp thực phẩm niêm yết Sở giao dịch Chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh để đáp ứng áp lực kỳ vọng thị trường Ở chiều hướng ngược lại, Chung cộng (2005) cho cơng ty vay nợ nhiều chịu kiểm soát nhiều chủ nợ, hành vi ĐCLN khó xảy (4) Hiệu tài (ROA): Charfeddine, Riahi Omri (2013) chứng minh cơng ty có kết hoạt động kinh doanh khơng tốt có xu hướng thực ĐCLN Nghiên cứu Fathi (2013) DN hoạt động hiệu ĐCLN để thể tin cậy uy tín Trong đó, nghiên cứu Rahman Ali (2006), cho thấy mối quan hệ hiệu tài ĐCLN (5) Phát hành cổ phiếu: Kết tài (lợi nhuận) yếu tố tác động trực tiếp đến giá trị thị trường giá trị cổ phiếu DN (Francis cộng sự, 2005) Do đó, trước phát hành cổ phiếu, DN ĐCLN để thu hút nhà đầu tư tăng giá trị thị trường cổ phiếu Teoh cộng (1998) chứng minh mối quan hệ chặt chẽ ĐCLN khả sinh lời cổ phiếu DN phát hành cổ phiếu Đặng Ngọc Hùng cộng (2017) cho phát hành cổ phiếu ảnh hưởng tích cực ĐCLN Các nhân tố thuộc đặc điểm quản lý- quản trị doanh nghiệp (1) Quy mô hội đồng quản trị (HĐQT): Fathi (2013) chứng minh tăng số lượng thành viên HĐQT ĐCLN giảm Mặt khác, Rahman Ali (2006) cho tồn mối quan hệ chiều quy mô HĐQT ĐCLN Các nhà nghiên cứu thường thơng qua tìm hiểu số lượng thành viên HĐQT để xác định biến quy mô HĐQT (Fathi, 2013; Rahman Ali, 2006) Nghiên cứu Campos cộng (2002) cho quy mô HĐQT DN nên giữ mức 5- thành 94 viên Tại Luật DN (2020) Việt Nam quy định “số lượng thành viên HĐQT từ đến 11 người” (2) Sự kiêm nhiệm Tổng giám đốc Chủ tịch Hội đồng quản trị: Khi cá nhân lúc đảm nhiệm nhiều vị trí gian lận dễ xảy việc kiểm sốt khó khăn Nghiên cứu Mulgrew Forker (2006) CEO đồng thời chủ tịch HĐQT khả ĐCLN cao Trong Kumani Pattanayak (2014) chứng minh mối quan hệ ngược chiều Nghiên cứu Fathi (2013), Phạm Thị Bích Vân (2017) kết luận không tồn mối quan hệ (3) Kiểm tốn độc lập: Kiểm tốn đóng vai trị quan trọng hạn chế hành vi ĐCLN, bảo vệ nhà đầu tư bên liên quan Fathi (2013) đưa chứng cho thấy DN kiểm tốn cơng ty kiểm tốn Big Four làm giảm hành vi ĐCLN Đặng Ngọc Hùng cộng (2017) chứng minh kiểm toán độc lập có tác động ngược chiều với ĐCLN Ngồi ra, có nghiên cứu khơng tìm thấy mối quan hệ kiểm toán độc lập ĐCLN Charfeddine, Riahi Omri (2013) Dựa tổng quan nghiên cứu, nhóm tác giả đưa giả thuyết nhân tố ảnh hưởng sau: H1: DN niêm yết lập BCTC hợp có mức độ ĐCLN cao H2: DN niêm yết có quy mơ lớn có mức độ ĐCLN cao H3: DN niêm yết có địn bẩy tài cao có mức độ ĐCLN lớn H4: DN niêm yết có hiệu tài cao có mức độ ĐCLN nhỏ H5: DN niêm yết phát hành thêm cổ phiếu có mức độ ĐCLN cao H6: DN niêm yết có quy mơ HĐQT lớn có mức độ ĐCLN nhỏ H7: DN niêm yết có kiêm nhiệm Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 236+237- Tháng & 2022 ĐÀO PHƯƠNG THẢO - LÊ THỊ HÀ - NGUYỄN THỊ MINH ĐÀO - LÊ THỊ THU HÀ Bảng Cách thức đo lường biến mơ hình nghiên cứu Tên biến Phần dồn tích điều chỉnh BCTC hợp Loại biến Ký hiệu Thước đo Phần dồn tích điều chỉnh tính phần dư mơ hình hồi quy tổng Phụ DACC khoản dồn tích (TACC) theo mơ hình Jones thuộc (1991) điều chỉnh Kothari cộng (2005) - Biến giả = 0: BCTC độc lập Độc lập CONSOL - Biến giả= 1: BCTC hợp Hướng tác động + Quy mô công ty Độc lập SIZE Logarit tổng tài sản cuối kỳ kế tốn + Địn bẩy tài Độc lập LEV Nợ phải trả/ tổng tài sản + Hiệu tài Độc lập ROA Lợi nhuận sau thuế/ tổng tài sản - Phát hành cổ phiếu Độc lập ISSU - Biến giả= 0: DN không phát hành cổ phiếu kỳ kế toán - Biến giả= 1: DN phát hành cổ phiếu kỳ kế tốn + Quy mơ HĐQT Độc lập BOARD Số lượng thành viên HĐQT DN - - Biến giả= 0: Chủ tịch HĐQT tổng giám đốc tách biệt Độc lập DUAL + - Biến giả= 1: Chủ tịch HĐQT kiêm tổng giám đốc AUDIT - Biến giả= 0: khơng phải Big Four Kiểm tốn độc lập Độc lập - Biến giả= 1: kiểm toán Big Four Nguồn: Nhóm tác giả tự tổng hợp đề xuất dựa Tổng quan nghiên cứu Sự kiêm nhiệm CEO chủ tịch HĐQT CEO chủ tịch HĐQT có mức độ ĐCLN cao H8: DN niêm yết kiểm toán độc lập Big Four có mức độ ĐCLN nhỏ Phương pháp nghiên cứu Nhóm tác giả thực đánh giá tác động nhân tố tới hành vi ĐCLN DN thực phẩm niêm yết HOSE phương pháp hồi quy đa biến Dữ liệu nghiên cứu thu thập tổng hợp thông qua BCTC kiểm toán 34 DN thực phẩm niêm yết HOSE từ năm 2007 đến năm 2019 Mẫu nghiên cứu có 392 quan sát, liệu phân tích phần mềm Stata 14 3.1 Mơ hình nghiên cứu Để thực việc kiểm định giả thuyết nghiên cứu để cập trên, nhóm nghiên cứu sử dụng phương trình hồi quy đa biến, cụ thể sau: DACC = α0 + α1 CONSOL + α2 SIZE + α3 LEV + α4ROA + α5 ISSU + α6 BOARD + α7 DUAL + α8 AUDIT + εit Trong tên biến cách thức đo lường biến trình bày Bảng 3.2 Phương pháp phân tích liệu Theo nghiên cứu tổng quan Phần 2.2, nhà nghiên cứu thường sử dụng mơ hình Jones (1991) mơ hình Jones cải tiến (1995; 2005) để đo lường mức ĐCLN DN Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả lựa chọn mơ hình Jones (1991) cải tiến Kothari cộng (2005) để thực Mơ hình cho “thơng thường động Số 236+237- Tháng & 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 95 Nhân tố ảnh hưởng đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận doanh nghiệp thực phẩm niêm yết Sở giao dịch Chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh để thực hành vi ĐCLN dồn tích có xuất kiện đó”, mối quan hệ dồn tích hiệu hoạt động DN trước kiện cao, thêm biến ROA vào mơ hình Ở mơ hình đo lường khác mơ hình Jones (1991), mơ hình Dechow cộng (1995) có độ xác gặp trường hợp DN có tăng trưởng lớn Nghiên cứu ngành thực phẩm, lĩnh vực kinh doanh ln có tăng trưởng lớn ngày có tính cạnh tranh mạnh kết kinh doanh, với mục đích đảm bảo độ thực tế xác, nhóm nghiên cứu lựa chọn mơ hình Kothari cộng (2005) để thực đo lường Bước 1: Nghiên cứu sử dụng mơ hình Jones (1991) cải tiến Kothari cộng (2005) để ước tính mức độ ĐCLN, ĐCLN xác định phần dư (DACC) mơ hình Kothari cộng (2005): Trong đó: TAi,t: Tổng dồn tích cơng ty i năm t; TAit = NIit - CFOit NIit: Lợi nhuận từ hoạt động kinh doanh (HĐKD) cơng ty i năm t CFOi,t: Dịng tiền từ HĐKD công ty i năm t ∆REVi,t = Doanh thu thuầnit - Doanh thu thuầnit-1 ∆RECi,t = Phải thu khách hàngit - Phải thu khách hàngit-1 PPEi,t: Nguyên giá tài sản cố định hữu hình (TSCĐHH) cơng ty i cuối năm t ROAi,t-1 = lợi nhuận sau thuế chia tổng tài sản công ty i năm t-1 Ai,t-1: Tổng tài sản công ty i cuối năm 96 t -1 εi,t: Sai số ước tính cơng ty i năm t Tính khoản dồn tích khơng thể điều chỉnh NDA: Tính khoản dồn tích điều chỉnh nhà quản lý DACC: DACCi,t = TAi,t - NDAi,t Bước 2: Kiểm định mơ hình hồi quy bình phương nhỏ (Pooled OLS), hồi quy tác động cố định (FEM), hồi quy tác động ngẫu nhiên (REM), để xem xét nhân tố tác động đến hành vi ĐCLN với biến phụ thuộc giá trị tuyệt đối DACC ước lượng bước biến độc lập: BCTC hợp (CONSOL), quy mơ cơng ty (SIZE), địn bẩy tài (LEV), hiệu tài (ROA), phát hành cổ phiếu (ISSU), quy mô HĐQT (BOARD), kiêm nhiệm CEO chủ tịch HĐQT (DUAL), kiểm tốn độc lập (AUDIT); theo mơ hình nghiên cứu xây dựng phần 3.1 Tương tự nghiên cứu thực hiện, nhóm tác giả sử dụng giá trị tuyệt đối DACC đại diện cho mức ĐCLN DN Kết nghiên cứu thảo luận 4.1 Thống kê mô tả biến mơ hình Nhóm tác giả sử dụng phần dồn tích điều chỉnh (DACC) đo lường mức ĐCLN DN thực phẩm niêm yết Trong đó, DACC tính phần dư mơ hình hồi quy tổng khoản dồn tích (TACC) theo mơ hình Kothari cộng (2005) Trong trình tính TACC theo mơ hình Kothari cộng (2005), số quan sát bị giảm xuống bị thiếu thơng Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 236+237- Tháng & 2022 ĐÀO PHƯƠNG THẢO - LÊ THỊ HÀ - NGUYỄN THỊ MINH ĐÀO - LÊ THỊ THU HÀ Bảng Thống kê mô tả biến độc lập phụ thuộc mơ hình Các biến Số quan sát Giá trị trung bình Giá trị trung vị Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ Giá trị lớn DACC 227 -7,79e-10 -0,0151 0,1848 -0.6854 0,8282 CONSOL 383 0,5692 0,4958 SIZE 392 28,0847 27,7861 1,5035 24,6170 32,2087 LEV 392 0,2722 0,2614 0,2119 0,7473 ROA 392 0,0838 0,0685 0,0938 -0,6455 0,7837 ISSU 380 0,3553 0,4792 BOARD 375 6,352 1,680 13 DUAL 376 0,3803 0,4861 AUDIT 389 0,4627 0,4993 Nguồn: Kết phân tích từ phần mềm STATA 14 tin số hao mòn tài sản cố định, tổng nợ, dòng tiền, tổng tài sản đầu kỳ Sau loại bỏ quan sát khơng đủ liệu, nhóm tác giả thu 223 quan sát cho biến phụ thuộc để đưa vào mơ hình hồi qui (Bảng 2) “Phần giá trị dồn tích điều chỉnh được” (DACC), kết 227 quan sát cho thấy giá trị trung bình khoản điều chỉnh lợi nhuận DN xấp xỉ (-7,79e-10) Điều phù hợp với kỳ vọng DACC phần dư từ mơ hình hồi quy DACC mang dấu âm (-) dấu dương (+) nghĩa DN điều chỉnh tăng giảm lợi nhuận Giá trị trung vị -0,0150 cho thấy số lượng công ty niêm yết điều chỉnh giảm lợi nhuận nhiều công ty điều chỉnh tăng lợi nhuận Các nhân tố đặc điểm tài doanh nghiệp “BCTC hợp nhất” (CONSOL) gán giá trị DN có BCTC hợp cơng ty có BCTC riêng Kết thống kê cho thấy số lượng cơng ty thực phẩm niêm yết có quan hệ cơng ty mẹ- nhiều công ty độc lập, khơng đáng kể Ngồi ra, với giá trị trung vị cho thấy DN Việt Nam có xu hướng đầu tư vào công ty nhiều “Quy mô DN” (SIZE) đo lường giá trị log tổng tài sản Kết thống kê cho thấy quy mô DN thực phẩm Việt Nam lớn, khoảng (24,6170; 32,2087) Tuy nhiên khác biệt quy mô DN lớn (1,5035) “Địn bẩy tài chính” (LEV) đo lường tỷ lệ Nợ/Tổng tài sản Giá trị trung vị 0,2614 cho thấy cơng ty thực phẩm niêm yết vay nợ cấu vốn chủ yếu vốn chủ sở hữu, chứng tỏ nguồn lực tài DN tốt “Hiệu tài chính” (ROA) nhóm tác giả lựa chọn tỷ số ROA (lợi nhuận sau thuế/ tổng tài sản) để đo lường hiệu tài DN ROA trung bình 0,0838 lớn so với ROA trung bình DN niêm yết Việt Nam 0,0503 (Hoàng Thị Việt Hà Đặng Ngọc Hùng, 2018), cho thấy hiệu tài DN thực phẩm tốt “Phát hành cổ phiếu” (ISSU) đo lường cách gán giá trị DN phát hành thêm cổ phiếu kỳ, DN không phát hành cổ phiếu kỳ Kết thống kê cho thấy DN thực phẩm huy động vốn cách phát hành cổ phiếu kỳ Số 236+237- Tháng & 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 97 Nhân tố ảnh hưởng đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận doanh nghiệp thực phẩm niêm yết Sở giao dịch Chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh Các nhân tố thuộc đặc điểm quản lý- quản trị doanh nghiệp “Quy mô HĐQT” (BOARD) đo lường số lượng thành viên HĐQT Giá trị trung vị thuộc khoảng (3; 11) phù hợp quy định Nhà nước số lượng thành viên HĐQT (Luật DN 2020) “Sự kiêm nhiệm CEO chủ tịch HĐQT” (DUAL) đo lường cách gán giá trị CEO kiêm chủ tịch HĐQT, CEO chủ tịch HĐQT độc lập Thống kê cho thấy, DN thực phẩm dần có tách biệt “quyền sở hữu” “quyền quản lý” “Kiểm toán độc lập” (AUDIT) đo lường giá trị DN kiểm toán Big Four, DN khơng kiểm tốn Big Four Kết thống kê cho thấy số lượng công ty thực phẩm niêm yết kiểm tốn cơng ty kiểm tốn lớn không nhiều Nghiên cứu hệ số tương quan xem xét mối quan hệ biến đưa vào mơ hình có chặt chẽ phù hợp hay khơng Kết thống kê cho thấy có biến CONSOL LEV có tương quan dương với biến DACC, cịn biến cịn lại (SIZE, ROA, ISSU, BOARD, DUAL, AUDIT) khơng có tương quan với biến DACC Tuy nhiên mối quan hệ CONSOL LEV với DACC chưa chặt chẽ (mức ý nghĩa 10% hệ số tương quan nhỏ) Mặt khác, biến độc lập có tương quan với mức thấp với hệ số tương quan nhỏ (hệ số tương quan lớn 0,4978 SIZE AUDIT) 4.2 Kết mô hình hồi quy Nội dung phần trình bày kết hồi quy nhân tố tác động đến ĐCLN qua mơ hình Pooled OLS, FEM, REM với quy mô mẫu 34 công ty niêm yết HOSE tương ứng với 223 quan sát Với kết hồi quy nhân tố tác động đến ĐCLN mơ hình hồi quy Pooled OLS, FEM, REM, cho thấy mô hình FEM REM khơng phù hợp có giá trị P-value > 5% Mơ hình Pooled OLS với hệ số R2 = 9,11%, giá trị P_value = 0,0079 (có ý nghĩa thống kê mức 1%), kết luận mơ hình phù hợp dùng làm sở phân tích Hệ số R2 thấp có ba biến độc lập có tác động tới biến phụ thuộc mức ý nghĩa từ 5% đến 10% Ngồi ra, cịn có nhân tố khác có ảnh hưởng tới hành vi quản trị lợi nhuận chưa đưa vào mơ hình, ví dụ nhân tố Bảng Ma trận hệ số tương quan DACC DACC CONSOL SIZE LEV ROA ISSU BOARD DUAL AUDIT CONSOL 0,1437* SIZE 0,0019 0,5964* LEV 0,2208* -0,0240 0,1454* ROA -0,0959 -0,0959 0,0570 -0,4812* ISSU 0,0635 0,1507* 0,2007* 0,0639 0,0171 BOARD 0,1185 0,1662* 0,3007* 0,0664 0,0743 0,1667* DUAL -0,0366 -0,0502 -0,1301* 0,0855 0,0173 0,1423* -0,1745* AUDIT -0,1115 0,2996* 0,4978* -0,2015* 0,1922* 0,0751 0,2262* -0,1898* Nguồn: Kết phân tích từ phần mềm STATA 14 98 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 236+237- Tháng & 2022 ĐÀO PHƯƠNG THẢO - LÊ THỊ HÀ - NGUYỄN THỊ MINH ĐÀO - LÊ THỊ THU HÀ Bảng Kết hồi quy nhân tố tác động đến ĐCLN mô hình Pooled OLS, FEM, REM BIẾN Pooled OLS FEM REM 0,0581** (0,0235) -0,0143* (0,0085) 0,1259** (0,0526) 0,01425 (0,1074) 0,0105 (0,0203) 0,0072 (0,0060) -0,0210 (0,0194) -0,0158 (0,0225) 0,4225* (0,2201) 0,0083 (0,0370) -0,0036 (0,0245) 0,0538 (0,1165) 0,0421 (0,1313) 0,0067 (0,0223) -0,0043 (0,0081) 0,0346 (0,0313) 0,0001 (0,0350) 0,2156 (0,6605) 0,0423 (0,0275) -0,0106 (0,0110) 0,1125* (0,0680) 0,0281 (0,1147) 0,0085 (0,0204) 0,0030 (0,0065) -0,0034 (0,0229) -0,0090 (0,0257) 0,03465 (0,2865) Số quan sát 223 223 223 Prob > F 0,0079 0,9675 0,5458 R-squared 0,0911 0,0031 0,0849 34 34 CONSOL SIZE LEV ROA ISSU BOARD DUAL AUDIT Hằng số Số lượng công ty 34 Heterokedasticity 0,0000*** VIF chi2 = 0,0000 (< 5%) Kết luận có tượng phương sai sai số thay đổi, mơ hình Pooled OLS chưa phải tốt Nhóm tác giả khắc phục phương sai sai số thay đổi kiểm định mơ hình hồi quy Pooled OLS theo sai số chuẩn mạnh (Robust Standard Error) Nhóm nhân tố thuộc đặc điểm tài doanh nghiệp “BCTC hợp nhất” (CONSOL) có quan hệ chiều với DACC, với mức ý nghĩa 5% (giá trị P_value = 0,013 < 5%) Kết phù hợp với giả thuyết H1 đặt ra, cơng ty có cấu trúc phức tạp có xu hướng ĐCLN Đặng Ngọc Hùng cộng (2017) đưa kết luận tương tự “Quy mô công ty” (SIZE), với mức ý nghĩa thống kế 10% (giá trị P _value = 0,056 < 10%), cho thấy tồn mối quan hệ ngược chiều với ĐCLN Kết có ý nghĩa thống kê ngược lại với giả thuyết ban đầu Có thể nói cơng ty có quy mơ lớn Số 236+237- Tháng & 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 99 Nhân tố ảnh hưởng đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận doanh nghiệp thực phẩm niêm yết Sở giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh Bảng Kết hồi quy Pooled OLS theo sai số chuẩn mạnh (Robust SE) Số quan sát = 223 F (8, 214) = 2,68 Prob >F = 0,0078 R2 = 0,0911 Biến Hệ số (Coef) Ý nghĩa thống kê (P_value) Hằng số 0,4225 0,027** CONSOL 0,0581 0,013** SIZE -0,0143 0,056* LEV 0,1259 0,086* ROA 0,01425 0,883 ISSU 0,0105 0,667 BOARD 0,0072 0,207 DUAL -0,0210 0,308 AUDIT -0,0158 0,542 Biến phụ thuộc: DACC Ý nghĩa thống kê *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1 Nguồn: Kết phân tích từ phần mềm STATA 14 có xu hướng giảm hành vi ĐCLN, cơng ty lớn có vị uy tín cao hơn, nên có động trình bày sai lệch kết kinh doanh cơng ty nhỏ Ngồi cơng ty lớn chịu giám sát nhiều nên thực hành vi ĐCLN Kết phù hợp với Warfield cộng (1995), ngược lại với Fakhfakh Nasti (2012), Phạm Thị Bích Vân (2012) “Địn bẩy tài chính” (LEV), với giá trị P_ value= 0,086 (