1. Trang chủ
  2. » Luận Văn - Báo Cáo

Tóm tắt Luận án tiến sĩ Kinh tế: Nghiên cứu các nhân tố tác động đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận tại các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

12 0 0

Đang tải... (xem toàn văn)

Tài liệu hạn chế xem trước, để xem đầy đủ mời bạn chọn Tải xuống

THÔNG TIN TÀI LIỆU

Thông tin cơ bản

Tiêu đề Nghiên Cứu Các Nhân Tố Tác Động Đến Hành Vi Điều Chỉnh Lợi Nhuận Tại Các Công Ty Phi Tài Chính Niêm Yết Trên Thị Trường Chứng Khoán Việt Nam
Trường học Trường Đại Học Kinh Tế Quốc Dân
Chuyên ngành Kinh Tế
Thể loại Luận Án Tiến Sĩ
Năm xuất bản 2014
Thành phố Hà Nội
Định dạng
Số trang 12
Dung lượng 303,75 KB

Nội dung

Nhận thức được tầm ảnh hưởng quan trọng của hành vi điều chỉnh lợi nhuận ĐCLN tới chất lượng báo cáo tài chính, luận án muốn đi sâu phân tích những nhân tố ảnh hưởng tới “điều chỉnh lợi

Trang 1

CHƯƠNG 1 GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Tính cấp thiết của đề tài

“Điều chỉnh lợi nhuận” là chủ đề có sức hút lớn trên phạm vi toàn cầu, từ

các cường quốc như Mỹ, Pháp…cho tới các nước đang phát triển như Malaysia,

Việt Nam Đầu thế kỷ 21, sự xuất hiện của một loạt các vụ bê bối và gian lận

nghiêm trọng liên quan tới việc điều chỉnh lợi nhuận và che giấu thông tin kế

toán của Enron, WorldCom, Tyco, Xerox, Global Crossing làm hâm nóng chủ

đề kiểm soát hành vi điều chỉnh lợi nhuận vốn từ lâu đã là sự quan tâm lớn của

nhiều bên, từ các nhà đầu tư, các nhà làm luật, các nhà nghiên cứu cho tới bản

thân các công ty

Ngay tại Việt Nam, một số lượng lớn các công ty cổ phần với tình trạng chênh

lệch báo cáo tài chính hàng trăm tỷ đồng trước và sau kiểm toán cũng đem đến

lo ngại về việc không minh bạch trong công bố thông tin và tồn tại sự can thiệp

mang chủ ý của các nhà quản lý tới thông tin kế toán được công bố trên thị

trường chứng khoán Nhận thức được tầm ảnh hưởng quan trọng của hành vi

điều chỉnh lợi nhuận (ĐCLN) tới chất lượng báo cáo tài chính, luận án muốn đi

sâu phân tích những nhân tố ảnh hưởng tới “điều chỉnh lợi nhuận” tại các công

ty phi tài chính có cổ phần niêm yết trên thị trường chứng khoán (TTCK) Việt

Nam dựa trên cơ sở của trường phái Lý thuyết kế toán thực chứng (Positive

Accounting Theory - PAT), Lý thuyết đại diện (Agency Theory - AT) và Lý

thuyết thông tin bất đối xứng (Information Asymmetry - IA)

1.2 Mục tiêu nghiên cứu

Trên cơ sở lý luận và tổng quan các công trình nghiên cứu trong và ngoài

nước, mục tiêu tổng quát của luận án là thực hiện nghiên cứu thực nghiệm

nhằm làm rõ mối quan hệ giữa các nhân tố liên quan tới đặc điểm doanh

nghiệp, đặc điểm quản lý – kiểm soát với hành vi điều chỉnh lợi nhuận trên

TTCK Việt Nam

1.3 Câu hỏi nghiên cứu

Dựa vào mục tiêu nghiên cứu, các câu hỏi nghiên cứu được đặt ra như sau:

Câu hỏi 1: các mô hình ĐCLN phức tạp và có tính học thuật cao có phù hợp

2

khi áp dụng tại TTCK Việt Nam không?

Câu hỏi 2: Trên TTCK Việt Nam, việc các công ty có đặc điểm về “Hệ số

nợ” khác nhau thì có ảnh hưởng đáng kể tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay

không?

Câu hỏi 3: Trên TTCK Việt Nam, khi “Hiệu quả tài chính” đạt được là khác

nhau thì điều này có ảnh hưởng đáng kể tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay

không?

Câu hỏi 4: Trên TTCK Việt Nam, sự khác biệt về “Quy mô công ty” có ảnh

hưởng đáng kể tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay không?

Câu hỏi 5: Trên TTCK Việt Nam, “Quy mô HĐQT” có ảnh hưởng đáng kể

tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay không?

Câu hỏi 6: Trên TTCK Việt Nam, “Số lượng thành viên độc lập trong HĐQT” có ảnh hưởng đáng kể tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay không?

Câu hỏi 7: Trên TTCK Việt Nam, “Sự kiêm nhiệm CEO và chủ tịch HĐQT” có ảnh hưởng đáng kể tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay không?

Câu hỏi 8: Trên TTCK Việt Nam, “Cấu trúc sở hữu” có ảnh hưởng đáng kể

tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay không?

Câu hỏi 9: Trên TTCK Việt Nam, “Kiểm toán độc lập” có ảnh hưởng đáng

kể tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay không?

1.4 Đối tượng và phạm vi nghiên cứu

Đối tượng nghiên cứu

Đối tượng nghiên cứu chính của luận án là các nhân tố tác động đến hành

vi điều chỉnh lợi nhuận tại các công ty phi tài chính niêm yết trên TTCK Việt Nam giai đoạn 2010 - 2014

Phạm vi nghiên cứu

- Về mặt không gian: nghiên cứu này lựa chọn các Công ty Cổ phần phi tài

chính trên TTCK Việt Nam (không bao gồm những đơn vị đặc thù như ngân hàng hay các tổ chức tín dụng)

Trang 2

- Về mặt thời gian: nguồn dữ liệu phục vụ nghiên cứu là các báo cáo tài

chính của các công ty cổ phần phi tài chính niêm yết trên TTCK Việt Nam giai

đoạn từ 2010 – 2014

- Về mặt nội dung: luận án nghiên cứu các nhân tố tác động tới điều chỉnh

lợi nhuận bao gồm nhóm nhân tố thuộc đặc điểm công ty và nhóm nhân tố thuộc

quản lý - kiểm soát

1.5 Phương pháp nghiên cứu

Luận án sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng trong khoa học kế

toán thực chứng Dữ liệu thu thập được trên TTCK Việt Nam giai đoạn

2010-2014 sẽ được kiểm chứng với mô hình hồi quy bình phương bé nhất (OLS), mô

hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM), mô hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên

(REM) và mô hình hồi quy ảnh hưởng cố định FEM (robust SE) Kết quả thu

được sẽ phục vụ việc đánh giá các giả thuyết mà luận án đặt ra

CHƯƠNG 2

CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU

VỀ HÀNH VI ĐIỀU CHỈNH LỢI NHUẬN CỦA DOANH NGHIỆP

2.1 Những vấn đề cơ bản về điều chỉnh lợi nhuận

- Khái niệm điều chỉnh lợi nhuận

Với sự xuất hiện của nhiều khái niệm về điều chỉnh lợi nhuận, các nghiên

cứu kế toán phân biệt ranh giới giữa việc thực hiện các thay đổi kế toán và ước

tính kế toán trong phạm vi các quy định, chuẩn mực với việc nhà quản lý làm sai

lệch thông tin, vi phạm nguyên tắc trung thực và hợp lý của kế toán

Theo Healy và Wahlen (1999), “điều chỉnh lợi nhuận” là việc nhà quản

trị sử dụng các đánh giá chủ quan của mình trong trình bày thông tin tài chính

hay trong quá trình hình thành các giao dịch để thay đổi BCTC nhằm cung cấp

thông tin sai lệch cho các cổ đông về tình hình tài chính, hoặc nhằm thay đổi

các kết quả của các hợp đồng mà có điều khoản ràng buộc dựa trên số liệu kế

toán Cùng quan điểm trên, Schipper (1989) mô tả điều chỉnh lợi nhuận là một

“sự can thiệp” có chủ ý vào quy trình công bố thông tin ra bên ngoài nhằm đạt

được mục đích cá nhân trong một chừng mực nào đó Ronen và Yaari (2007)

thì lại bày tỏ quan điểm trung lập rằng “điều chỉnh lợi nhuận” không phải lúc

4

nào cũng là xấu và rất khó để chúng ta có thể phân biệt giữa việc bóp méo lợi nhuận để thực hiện hành vi gian lận với việc các nhà quản trị luôn cố gắng điều tiết chi phí trong phạm vi dự toán để có thể đạt được mục tiêu về mặt doanh số Trên quan điểm của tác giả, “điều chỉnh lợi nhuận” là hành vi có thể được thực hiện trong hoặc ngoài phạm vi cho phép của các quy định, chuẩn mực, chế

độ kế toán nhằm giúp nhà quản trị đạt được các mục tiêu về lợi nhuận thông qua các công cụ, phương pháp kế toán

Là một chủ đề trung tâm của các nghiên cứu kế toán trong nhiều thập kỷ

từ những năm 1970 (Watts và Zimmerman, 1986), cho tới ngày nay, “điều chỉnh lợi nhuận” (ĐCLN) vẫn là một đề tài nóng hổi và có thể nói tại Việt Nam thì những nghiên cứu về chủ đề này vẫn còn rất hạn chế

- Động cơ điều chỉnh lợi nhuận của nhà quản trị

Đề cập đến động cơ điều chỉnh lợi nhuận, các nghiên cứu chủ yếu tập trung vào khía cạnh chủ quan, tư lợi của các nhà quản trị Thông thường, động

cơ điều chỉnh lợi nhuận hình thành khi có sự xuất hiện của một số sự kiện phát sinh tại doanh nghiệp Trong luận án này, tác giả khái quát một số động cơ điều chỉnh lợi nhuận phổ biến như sau:

+ Điều chỉnh lợi nhuận nhằm thu hút đầu tư từ bên ngoài + Điều chỉnh lợi nhuận do chế độ lương thưởng dành cho nhà quản lý + Điều chỉnh lợi nhuận khi có các ưu đãi từ chính phủ (giảm thuế thu nhập doanh nghiệp, nới lỏng các quy định…)

+ Điều chỉnh lợi nhuận trong một số tình huống khác (mua lại cổ phiếu, trì hoãn việc công bố một thông tin xấu, nới lỏng giới hạn tỷ lệ nợ…)

- Cơ sở của hành vi điều chỉnh lợi nhuận (Cơ sở dồn tích trong kế toán, việc lựa

chọn và vận dụng chính sách kế toán) 2.2 Các lý thuyết vận dụng để nghiên cứu hành vi ĐCLN của doanh nghiệp

- Lý thuyết Kế toán thực chứng trong nghiên cứu về ĐCLN

- Lý thuyết đại diện trong nghiên cứu về ĐCLN

- Lý thuyết thông tin bất đối xứng trong nghiên cứu về ĐCLN

Trang 3

2.3 Mô hình đo lường điều chỉnh lợi nhuận của doanh nghiệp

Chênh lệch phát sinh giữa kết quả hoạt động kinh doanh trên báo cáo

KQKD và dòng tiền trong Báo cáo lưu chuyển tiền tệ chính là phần lợi nhuận kế

toán không bằng tiền được trình bày trong Báo cáo KQKD, chênh lệch này được

gọi là phần giá trị dồn tích

Tổng giá trị dồn tích gồm:

+ Phần dồn tích không thể điều chỉnh (Non-discretionary accruals)

+ Phần dồn tích có thể điều chỉnh (Discretionary accruals)

Tổng dồn tích

Phần dồn tích không thể điều chỉnh (NDA) +

Phần dồn tích có thể điều chỉnh (DA)

Trong luận án này, tác giả phân tích một số mô hình phổ biến nhất từ đơn

giản đến phức tạp nhằm đánh giá phần dồn tích DA Tuy nhiên, luận án chỉ sử

dụng mô hình gốc Jones (1991) để phục vụ cho việc kiểm chứng sự tồn tại của

điều chỉnh lợi nhuận Các mô hình thực chất là nhằm tính toán phần NDA

Mô hình Jones (1991)

Khắc phục nhược điểm của các mô hình trước đó của Healy (1985),

DeAngelo (1986), Jones (1991) xây dựng mô hình mới trong đó tính đến sự ảnh

hưởng của mức độ hoạt động kinh doanh của đơn vị tới NDA Mô hình Jones

(1991) tính toán phần tổng dồn tích năm sự kiện t như sau:

TAit

= α 1 x 1 + α 2 x ∆REVit + α 3 x PPEit + ɛit

Trong đó:

TAit : tổng dồn tích năm t của công ty i

∆REVit: Doanh thu năm t trừ Doanh thu năm t-1 tại công ty i

PPEit: Nguyên giá TSCĐ hữu hình cuối năm t tại công ty i

Ait-1: Tổng tài sản cuối năm t -1 tại công ty i

α 1 , α 2 , α 3: tham số ước tính

ɛit : sai số ước tính năm t của công ty i

6

Từ đó, phần giá trị dồn tích NDA và DA được tính như sau:

NDAit = a 1 x 1 + a 2 x ∆REVit + a 3 x PPEit

DAit = TAit /Ait-1 - NDAit

Trong đó:

NDAit: Phần dồn tích không điều chỉnh được tại công ty i năm t

a1, a2, a3: các tham số ước tính (Căn cứ vào α 1, α 2, α 3 )

Các tham số a1, a2, a3 được ước tính bằng phương pháp OLS Luận án trình bày một số mô hình cơ bản liên quan tới việc đo lường hành

vi điều chỉnh lợi nhuận của doanh nghiệp (thông qua giá trị dồn tích có thể điều chỉnh DA) Trong phạm vi của luận án, mô hình gốc Jones (1991) được lựa chọn

để xác định phần giá trị dồn tích DA bởi vì đây là mô hình gốc quan trọng, là cơ

sở cho sự xuất hiện của nhiều mô hình đo lường ĐCLN phổ biến hiện hành (gọi chung là các mô hình điều chỉnh từ Jones) Việc lựa chọn mô hình gốc Jones (1991) để kiểm chứng tại TTCK Việt Nam là cần thiết và sẽ là tiền đề cho các nghiên cứu sau này tại Việt Nam ứng dụng tiếp mô hình Jones (1991) cũng như các mô hình phát triển từ Jones (1991)

2.4 Tổng quan nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng tới điều chỉnh lợi nhuận của doanh nghiệp

Ngoài việc tổng quan mô hình đo lường ĐCLN, luận án tập trung vào việc tổng kết những nghiên cứu liên quan về các nhân tố ảnh hưởng tới ĐCLN Từng nhân tố được xem xét trên nhiều nhóm quan điểm khác nhau (ảnh hưởng thuận/nghịch hay không tác động), các cách đo lường từng biến cũng được tổng kết chi tiết Nhóm các nhân tố bao gồm:

2.4.1 Các nhân tố thuộc đặc điểm doanh nghiệp

- Hệ số nợ

- Hiệu quả tài chính

- Quy mô công ty

2.4.2 Các nhân tố thuộc cơ chế quản lý – kiểm soát

- Quy mô HĐQT

- Số lượng thành viên HĐQT độc lập

Trang 4

- Sự kiêm nhiệm CEO và chủ tịch HĐQT

- Cấu trúc sở hữu (Tỷ lệ sở hữu nhà nước và Tỷ lệ sở hữu nước ngoài)

- Kiểm toán độc lập

2.4.3 Khoảng trống nghiên cứu

Tổng quan các công trình nghiên cứu trong và ngoài nước về các nhân tố

ảnh hưởng tới ĐCLN cho thấy những khoảng trống của các nghiên cứu trước

đây có thể được hoàn thiện hơn trong luận án này:

Trước tiên, đây là một công trình được nghiên cứu tại Việt Nam, trong

bối cảnh đặc thù của một TTCK mới nổi và các nghiên cứu về ĐCLN chưa

nhiều Thứ hai, luận án thực hiện nhằm khắc phục những hạn chế của các

nghiên cứu trước đây (đặc biệt là tại Việt Nam) khi lựa chọn mô hình đo

lường ĐCLN, hạn chế về cơ sở lý thuyết, về lựa chọn quy mô biến và về

phương pháp Thứ ba, về phương pháp nghiên cứu định lượng, ngoài việc

thực hiện mô hình hồi quy bình phương bé nhất (OLS) giống như nhiều

nghiên cứu khác, mô hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM), mô hình hồi

quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) và mô hình hồi quy ảnh hưởng cố định

FEM (robust SE) cũng được thực hiện

CHƯƠNG 3 XÂY DỰNG GIẢ THUYẾT KHOA HỌC VÀ

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 Xây dựng giả thuyết khoa học

Trên cơ sở tổng quan các công trình nghiên cứu, luận án đề xuất mô hình

nghiên cứu và các giả thuyết khoa học như sau:

8

(

Sơ đồ 3.1 Mô hình nghiên cứu và các giả thuyết đề xuất

(Nguồn: Tác giả xây dựng)

3.2 Phương pháp nghiên cứu

3.2.1 Xây dựng phương trình hồi quy bội

Dữ liệu thu thập được là dữ liệu bảng Do đó, nghiên cứu tiến hành xây dựng hai phương trình 1 và 2 cho mô hình hồi quy theo OLS và hồi quy theo FEM, REM

Hồi quy (1):

DA = α0 + α 1 DEBT it + α2 PERF it + α3 SIZE it + α4 BOARD it + α5 IDV it

+ α 6 DUAL it + α7 OWN1 it + α8 OWN2 it + α9 AUDIT it + εit Hồi quy (2):

DA = α0 + α 1 DEBT it + α2 PERF it + α3 SIZE it + α4 BOARD it + α5 IDV it

+ α 6 DUAL it + α7 OWN1 it + α8 OWN2 it + α9 AUDIT it + ωit

H7b

H6 +

- +

-

+

-

-

Cấu trúc SH (Tỷ lệ

SH nhà nước - OWN1)

Số lượng thành viên HĐQT độc lập (IDV)

Quy mô hội đồng quản trị (BOARD)

Kiểm toán độc lập (AUDIT)

Sự kiêm nhiệm CEO

và chủ tịch HĐQT (DUAL)

H8

ĐIỀU CHỈNH LỢI NHUẬN

H4

H5

H7a

Hệ số nợ (DEBT)

Hiệu quả tài chính (PERF)

Quy mô công ty (SIZE)

H1

H2 H3

Cấu trúc SH (Tỷ lệ

SH nước ngoài - OWN2)

- +

Trang 5

Trong đó : ωit = εit + ʋi

εit là sai số có phân phối chuẩn biến thiên theo i và t

ʋi là đại diện cho các tác động riêng biệt không đổi theo thời gian và không quan

sát được của mỗi doanh nghiệp i

Bảng 3.1 Định nghĩa và thước đo các biến trong mô hình nghiên cứu

DA Phần dồn tích có thể điều chỉnh (*) Mô hình Jones (1991)

PERF Hiệu quả tài chính ROE = LN/Vốn CSH bình

quân

SIZE Quy mô công ty Log của Tổng tài sản

BOARD Quy mô hội đồng quản trị Số lượng thành viên

IDV Số lượng thành viên HĐQT độc lập Số lượng thành viên

DUAL Sự kiêm nhiệm CEO và chủ tịch

HĐQT

Gán 1 nếu CEO là Chủ tịch

và 0 nếu có sự tách biệt

OWN1 Cấu trúc sở hữu (Tỷ lệ SH nhà

nước)

Tỷ lệ % sở hữu bởi nhà nước

OWN2 Cấu trúc sở hữu (Tỷ lệ SH nước

ngoài)

Tỷ lệ % sở hữu bởi nhà đầu tư nước ngoài

AUDIT Kiểm toán độc lập Gán 1 nếu kiểm toán bởi Big

4 và 0 nếu kiểm toán bởi các đơn vị khác

(Nguồn: Tác giả tổng hợp)

3.2.2 Chọn mẫu và thu thập dữ liệu

Mẫu nghiên cứu ban đầu gồm 3.195 quan sát (Các công ty phi tài chính

niêm yết trên TTCK Việt Nam 2010 - 2014) Tại bước 1, một số quan sát bị loại

do thiếu thông tin, còn lại 3.004 quan sát (Hồi quy bước 1) Sau đó, loại tiếp tại

bước 2, còn 2.132 quan sát (Hồi quy bước 2)

3.2.3 Phương pháp sử dụng trong các mô hình hồi quy

Phần mềm Stata ver.12 được sử dụng trong quá trình phân tích dữ liệu

Các bước phân tích được thực hiện tiếp theo như sau:

10

Bước 1:

Sử dụng mẫu 1 gồm 3.004 quan sát để tính toán, ước tính các giá trị NDA

và DA theo mô hình gốc Jones (1991) Mô hình Jones (1991) là mô hình phù hợp khi sử dụng tại TTCK Việt Nam (Nguyễn Hữu Ánh và Nguyễn Hà Linh, 2016) vì vậy kết quả ước tính DA sẽ được sử dụng cho việc chạy hồi quy tại bước 2 Giá trị DA có thể được chia nhóm DA dương và DA âm DA dương đồng nghĩa với việc đang có hiện tượng điều chỉnh lợi nhuận tăng (income-increasing) và DA âm nghĩa là có hiện tượng điều chỉnh lợi nhuận giảm (income-decreasing) (Abbott và cộng sự, 2006)

Bước 2

Sau khi xác định được giá trị DA, biến phụ thuộc trong mô hình được mô

tả tại mục 2.3 (chương 2), tác giả tiến hành rà soát giá trị của các biến trong mô hình để loại bỏ những quan sát không đủ điều kiện và có DA = 0, số quan sát còn lại là dữ liệu bảng không cân bằng với 2.132 quan sát giai đoạn 2010 -2014 Việc ước tính DA với mẫu 1 nhưng sang Hồi quy 2 thì lại có mẫu số 2 với 2.132 quan sát không ảnh hưởng tới việc chạy hồi quy bước 2 (Yoon và cộng sự, 2006)

Tiếp theo, tác giả tiến hành chạy hồi quy, vì đây là dữ liệu bảng nên sau khi thực hiện theo phương pháp bình phương bé nhất (OLS), mô hình ước lượng theo hiệu ứng cố định (FEM), mô hình ước lượng theo hiệu ứng ngẫu nhiên (REM), mô hình ảnh hưởng cố định FEM (robust SE) sẽ được thực hiện

CHƯƠNG 4 THỰC TRẠNG VỀ SỰ TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ ĐẾN HÀNH VI ĐIỀU CHỈNH LỢI NHUẬN TẠI CÁC CÔNG TY PHI

TÀI CHÍNH NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM 4.1 Thực trạng điều chỉnh lợi nhuận thị trường chứng khoán Việt Nam

Theo thống kê của Vietstock (2015), báo cáo trước và sau kiểm toán của các công ty sai lệch với tỷ lệ lớn qua nhiều năm Những khoản mục thường phải điều chỉnh số liệu chủ yếu liên quan đến đến các ước tính kế toán như trích lập

dự phòng, khấu hao, phân bổ, hàng tồn kho và việc ghi nhận doanh thu chi phí

Trang 6

không đúng niên độ Xét từ năm 2012 cho tới sáu tháng đầu năm 2015 thì tình

trạng các doanh nghiệp niêm yết phải điều chỉnh số liệu sau kiểm toán có thời

kỳ lên tới 82 % (năm 2012) Tuy tỷ lệ này có giảm dần nhưng cũng là con số

báo động về chất lượng, sự minh bạch của các thông tin trên BCTC Điều này

khiến người sử dụng thông tin, đặc biệt là các nhà đầu tư lo ngại về sự tin cậy

của thông tin kế toán, tài chính TTCK Việt Nam cần có những thay đổi tích cực

để trở thành kênh huy động và đầu tư hiệu quả cho doanh nghiệp và nhà đầu tư

4.2 Kết quả thực hiện phân tích nhân tố tác động đến hành vi điều chỉnh

lợi nhuận tại các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

4.2.1 Kết quả hồi quy theo mô hình bình phương bé nhất OLS

Mô hình OLS (Hồi quy 1) cho kết quả hồi quy các biến theo các bảng biểu dưới đây:

Bảng 4.1 Kết quả hồi quy theo OLS

Số quan sát = 2.132

F (9, 2122) = 201,53

Prob >F = 0,0000

R2 = 0,4608

R 2 điều chỉnh = 0,4586 Biến Hệ số

(Coef) Ý nghĩa thống kê (p-value) (Collinearity Statistics) Đa cộng tuyến

VIF Tolerance

Hằng số - 10,5411 0,000

Biến phụ thuộc: DA

(Nguồn: Tác giả xử lý dữ liệu)

Mô hình hồi quy OLS là không phù hợp với dữ liệu bảng nên ta thực hiện

hồi quy FEM và REM

12

4.2.2 Kết quả hồi quy theo mô hình ảnh hưởng cố định FEM

Mô hình ảnh hưởng cố định FEM cho kết quả hồi quy theo Bảng 4.2:

Bảng 4.2 Kết quả hồi quy theo FEM

Số quan sát = 2.132

F (9,1586) = 30,17

Prob >F = 0,0000

R 2 (overall) = 0,4059

Biến

Hệ số

(Coef)

Ý nghĩa thống kê

(p-value)

Biến phụ thuộc: DA F-test khi v_i=0: F(536, 1586)= 8,73 Prob > F = 0,000

(Nguồn: Tác giả xử lý dữ liệu)

Trang 7

4.2.3 Kết quả hồi quy theo mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên REM

Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên REM cho kết quả hồi quy các biến theo

các bảng biểu dưới đây:

Bảng 4.3 Kết quả hồi quy theo REM

Số quan sát = 2.132 Wald chi2(9)= 812,25 Prob > chi2 = 0,0000

R 2 (overall) = 0,4568

(Coef)

Ý nghĩa thống kê

(p-value)

Biến phụ thuộc: DA

(Nguồn: Tác giả xử lý dữ liệu)

Bảng 4.4 Kiểm định Lagrangian Multiplier

(Nguồn: Tác giả xử lý)

14

4.2.4 Kiểm định Hausman, giả thiết về tự tương quan và phương sai không đổi

Để kiểm định việc lựa chọn giữa FEM và REM, trong kiểm định

Hausman, giả thuyết được đưa ra: H 0: Mô hình REM là phù hợp hơn

H 1: Mô hình FEM là phù hợp hơn

Bảng 4.5 Kiểm định Hausman Chi square Prob Chi square Ghi chú

(Nguồn: Tác giả xử lý)

Nhìn vào Bảng 4.5, giá trị Chi2 (9) = 33,11 với p-value = 0,0001 < 0,01,

ta bác bỏ H0 và chấp nhận H1, như vậy mô hình FEM là phù hợp hơn mô hình REM

Ngoài ra, nghiên cứu cũng tiến hành kiểm định các vi phạm giả thiết về hiện tượng tự tương quan, phương sai sai số không đổi Kết quả được trình bày trong Bảng 4.6

Bảng 4.6 Kiểm định phương sai không đổi và tự tương quan Phương sai không đổi

Tự tương quan

(Nguồn: Tác giả xử lý)

Nhìn vào Bảng 4.6, ta thấy có hiện tượng hiệp phương sai không đồng nhất và tồn tại sự tự tương quan của sai số trong mô hình Khi các giả thiết về hiện tượng tự tương quan và phương sai đồng nhất bị vi phạm, mô hình ảnh hưởng cố định FEM cũng chưa phải là mô hình tốt nhất

4.2.5 Kết quả hồi quy FEM theo sai số chuẩn vững (robust SE)

Với sự vi phạm giả định về phương sai không đổi và hiện tượng tự tương quan, tác giả tiến hành rà soát mối quan hệ giữa các biến Dựa vào việc

Trang 8

kiểm tra về tương quan giữa các biến, nhận thấy biến BOARD và IDV có

quan hệ chặt chẽ với nhau, lần lượt đưa từng biến ra khỏi mô hình thì kết quả

cho thấy BOARD được giữ lại và loại IDV

Để khắc phục các nhược điểm về phương sai thay đổi và tự tương quan,

mô hình hồi quy FEM theo sai số chuẩn vững (robust SE) được thực hiện

(www.stata.com) Sau khi chạy hồi quy FEM (robust SE) thì ta thấy trong số 8

biến còn lại (sau khi loại IDV) thì có biến DUAL là không có ý nghĩa Ta tiếp

tục loại biến DUAL và mô hình FEM theo sai số chuẩn vững (robust SE) cho

kết quả hồi quy các biến theo bảng dưới đây:

Bảng 4.7 Kết quả hồi quy FEM theo sai số chuẩn vững (robust SE)

Số quan sát = 2,132

F (7,536)= 11,83 Prob > F = 0,0000

R 2 overall = 0,4057

(Coef)

Ý nghĩa thống kê

(p-value)

Biến phụ thuộc: DA

(Nguồn: Tác giả xử lý dữ liệu)

Trên cơ sở lựa chọn mô hình FEM (robust SE), mô hình hồi quy được

thiết lập như sau:

DA = - 5,8619 + 0,0693 * DEBT it + 0,978 * PERF it + 0,4986 *

SIZE it - 0,0312 * BOARD it + 0,001 * OWN1 it - 0,0025 * OWN2 it -

0,1323 * AUDIT it + ωit

16

CHƯƠNG 5 THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU, CÁC KHUYẾN NGHỊ VÀ KẾT LUẬN 5.1 Thảo luận kết quả nghiên cứu của mô hình được lựa chọn

Mô hình FEM (Robust SE) là mô hình được lựa chọn Dựa vào Bảng 4.7 (chương 4), các hệ số trong mô hình hồi quy và mức ý nghĩa p-value là những thông số quan trọng nhất để chúng ta đưa ra kết luận về mối quan hệ giữa các biến trong mô hình hồi quy

5.2.1 “Hệ số nợ” (DEBT) và điều chỉnh lợi nhuận (DA)

Biến “Hệ số nợ” (DEBT) có quan hệ thuận chiều với giá trị dồn tích có thể điều chỉnh được (DA), hệ số = 0,0693 với p-value = 0,000 < 0,001 Điều này

có nghĩa là doanh nghiệp có đòn bảy tài chính càng cao thì điều chỉnh lợi nhuận nhiều, ta chấp nhận giả thuyết H1 Kết quả của luận án tương đồng với kết quả của các nghiên cứu thuộc dòng thực chứng như nghiên cứu về điều chỉnh lợi nhuận của Press và Weintrop, (1990); Dichev và Skinner (2002); Charfeddine, Riahi và Omri (2013) khi kết luận rằng hệ số nợ có quan hệ thuận chiều với điều chỉnh lợi nhuận

Kết quả này có thể được giải thích bởi Lý thuyết PAT (Watts & Zimmerman, 1986) liên quan tới giả thuyết về Hệ số nợ/Vốn CSH khi cho rằng, hợp đồng vay nợ với những điều khoản hạn chế giới hạn tỷ lệ nợ sẽ giúp đảm bảo an toàn cho các chủ nợ, tránh việc nhà quản lý đầu tư vào các dự án rủi ro hay huy động thêm vốn để pha loãng nợ…Tuy nhiên, khi muốn nới lỏng tỷ lệ

nợ, nhà quản trị có thể sử dụng các thủ tục kế toán để chuyển lợi nhuận từ tương lai về hiện tại

5.2.2 “Hiệu quả tài chính” (PERF) và điều chỉnh lợi nhuận (DA)

Biến “Hiệu quả tài chính” (PERF) có quan hệ thuận chiều với giá trị dồn tích có thể điều chỉnh được (DA), hệ số = 0,978 với p-value = 0,000 < 0,001 Điều này có nghĩa là khi doanh nghiệp hoạt động càng hiệu quả thì doanh nghiệp sẽ có xu hướng điều chỉnh lợi nhuận để có thể giữ hình ảnh và thể hiện

sự bền vững trong giá trị doanh nghiệp Như vậy, đây là mối quan hệ có ý nghĩa thống kê nhưng giả thuyết H2 lại ngược chiều với kết quả đạt được Mối quan hệ

Trang 9

giữa PERF và DA là mối quan thuận chiều, trái với nhiều nghiên cứu trước đây

của Fathi (2013), Charfeddine, Riahi và Omri (2013), Fathi (2013), Chen và

cộng sự (2006); Chen, Cheng và Wang (2010)

Với kết quả này, khi vận dụng Lý thuyết PAT (Watts và Zimmerman,

1986) liên quan đến giả thuyết về kế hoạch thưởng thì có thể giải thích lý do các

công ty càng hoạt động có hiệu quả thì càng ĐCLN nhiều Với giả thuyết về kế

hoạch thưởng, nhà quản trị có thể vì lợi ích cá nhân, vì kế hoạch thưởng của

công ty mà thực hiện ĐCLN để luôn duy trì kết quả khả quan, vừa thu hút được

đầu tư lại vừa được hưởng những quyền lợi liên quan tới kế hoạch thưởng của

công ty dành cho mình

5.2.3 “Quy mô công ty” (SIZE) và điều chỉnh lợi nhuận (DA)

Biến “Quy mô công ty” (SIZE) có quan hệ thuận chiều với giá trị dồn tích

có thể điều chỉnh được (DA), hệ số = 0,4986 với p-value = 0,001 < 0,01 Với kết

quả này, các doanh nghiệp có quy mô càng lớn thì khả năng điều chỉnh lợi

nhuận càng nhiều Như vậy, kết quả của luận án chấp thuận giả thuyết H3 cho

rằng “Quy mô công ty có quan hệ thuận chiều với điều chỉnh lợi nhuận” Kết

quả này đồng nhất với kết quả các nghiên cứu của nhiều tác giả (Alves, 2012;

Fakhfakh và Nasfi, 2012; Charfeddine, Riahi và Omri, 2013)

Bên cạnh có, giả thuyết về chi phí chính trị trong lý thuyết PAT (Watts và

Zimmerman, 1986) cũng là căn cứ để luận án giải thích về mối quan hệ giữa

“Quy mô công ty” và điều chỉnh lợi nhuận (DA)

5.2.4 “Quy mô hội đồng quản trị” (BOARD) và điều chỉnh lợi nhuận (DA)

Biến “Quy mô HĐQT” (BOARD) và giá trị dồn tích có thể điều chỉnh

được (DA) tương quan với hệ số = - 0,0312 và p-value = 0,045 < 0,05 Với kết

quả này, ta thấy quan hệ của BOARD và DA là ngược chiều Như vậy, kết quả

của luận án chấp nhận giả thuyết H4 cho rằng “Quy mô HĐQT có quan hệ

ngược chiều với điều chỉnh lợi nhuận” Kết quả này đồng nhất với kết quả các

nghiên cứu của nhiều tác giả khi kết luận rằng số thành viên HĐQT càng nhiều

thì ĐCLN càng thấp (Fathi, 2013; Xie và cộng sự, 2003; Bradbury và cộng sự,

2006)

18

5.2.5 “Cấu trúc sở hữu” (OWN) và điều chỉnh lợi nhuận (DA)

“Tỷ lệ SH nhà nước” (OWN1) và điều chỉnh lợi nhuận (DA)

Biến “Cấu trúc sở hữu” OWN1 (Tỷ lệ SH nhà nước) và giá trị dồn tích có thể điều chỉnh được (DA), hệ số = 0,001 với p-value = 0,089 < 0,1 Điều này có nghĩa là giả thuyết đưa ra về mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu (tỷ lệ SH nhà nước) và ĐCLN là mối quan hệ thuận chiều và có ý nghĩa thống kê, ta chấp nhận giả thuyết H7a Kết quả của nghiên cứu này đồng nhất với kết quả của các nghiên cứu trước đây (Guo & Ma, 2015; Zhang, Uchida, & Bu, 2011; Cheng, Wang & Wei, 2014)

Tỷ lệ SH nhà nước là một đặc trưng của TTCK Việt Nam khi xuất phát điểm của Việt Nam là nền kinh tế kế hoạch tập trung, mọi hoạt động của doanh nghiệp đều theo sự chỉ đạo của nhà nước Do đó, khi ra quyết định, người sử dụng thông tin cần chú ý đến kết quả này

“Tỷ lệ SH nước ngoài” (OWN2) và điều chỉnh lợi nhuận (DA)

Biến “Cấu trúc sở hữu” OWN2 (Tỷ lệ SH nước ngoài) và giá trị dồn tích

có thể điều chỉnh được (DA), hệ số = - 0,0025 với p-value = 0,077 < 0,1 Điều này có nghĩa là giả thuyết đưa ra về mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu (tỷ lệ SH nước ngoài) và ĐCLN là mối quan hệ ngược chiều và có ý nghĩa thống kê, ta chấp nhận giả thuyết H7b Kết quả của nghiên cứu này đồng nhất với kết quả của các nghiên cứu trước đây Guo và cộng sự (2015), Beyselinck, Blanco & Lara (2013)

Kết quả nghiên cứu thể hiện vai trò tích cực của tỷ lệ SH nước ngoài trong việc giảm khả năng ĐCLN tại các DN niêm yết, điều này được giải thích bởi vai trò ngày càng lớn của dòng vốn này đối với các doanh nghiệp nói chung và TTCK Việt Nam nói riêng Việc thu hút được vốn từ các nhà đầu tư ngoại vừa giúp tăng cường nguồn lực tài chính vừa thể hiện uy tín của doanh nghiệp Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra sở hữu nước ngoài được coi là một cơ chế hiệu quả nhằm cải thiện quản trị công ty, nâng cao chất lượng quản lý và chất lượng thông tin cung cấp bởi các nhà đầu tư nước ngoài thường có những chuẩn mực cao khi đánh giá các thông tin tài chính, kế toán (Dahlquist và Robertson, 2001; Aggarwal, Klapper & Wysocki, 2003) Đây cũng là lý do vì sao các quy định tại

Trang 10

Việt Nam hiện nay về tỷ lệ SH nước ngoài đang được nới lỏng tối đa nhằm phát

huy lợi thế tích cực trong việc hoàn thiện TTCK nói chung và trong vấn đề

ĐCLN tại các DN nói riêng

5.2.6 “Kiểm toán độc lập” (AUDIT) và điều chỉnh lợi nhuận (DA)

Biến “Kiểm toán độc lập” (AUDIT) tương quan với giá trị dồn tích có thể

điều chỉnh được (DA) theo hệ số = - 0,1323 với p-value = 0,015 < 0,05 Với kết

quả này, ta thấy mối quan hệ ngược chiều giữa AUDIT và DA Như vậy, kết quả

của luận án chấp nhận giả thuyết H8 cho rằng “Kiểm toán độc lập có quan hệ

ngược chiều với điều chỉnh lợi nhuận” Kết quả này đồng nhất với kết quả các

nghiên cứu của nhiều tác giả (Xie và cộng sự, 2003; Fakhfakh và Nasfi, 2012)

Tuy nhiên, so với các quốc gia khác thì tỷ lệ được kiểm toán bởi Big 4 tại

Việt Nam là rất thấp, chỉ chiếm 22 % trong tổng số các quan sát trong khi đó tỷ

lệ này là rất cao tại các quốc gia khác Do tỷ lệ được kiểm toán bởi Big 4 tại Việt

Nam rất thấp nên để hạn chế điều chỉnh lợi nhuận tại các công ty niêm yết trên

TTCK Việt Nam, các công ty có thể xem xét các điều kiện để có thể sử dụng

dịch vụ chất lượng quốc tế trong kế toán và kiểm toán

5.2.7 “Số lượng thành viên HĐQT độc lập” (IDV) và điều chỉnh lợi nhuận (DA)

Biến “Số lượng thành viên HĐQT độc lập” (IDV) trong Mô hình đã bị

loại ra bởi vì nó có tương quan chặt chẽ với biến BOARD Tuy không thể kết

luận về hệ số, chiều tác động, mức ý nghĩa nhưng luận án cũng cố gắng tìm hiểu

lý do giải thích cho sự không phù hợp của biến “Số lượng thành viên HĐQT độc

lập” (IDV)

Đa số các công ty cổ phần ở Việt Nam thì vai trò của IDV rất mờ nhạt

hoặc có thì cũng bị xem nhẹ Tại Việt Nam, cơ cấu sở hữu tập trung cao, sở hữu

Nhà nước, các cổ đông lớn thường giữ vai trò thành viên HĐQT, thậm chí là chủ

tịch hoặc chủ tịch kiêm tổng giám đốc, đặc biệt với các DNNN khi chuyển đổi

sang công ty cổ phần, ở các công ty này nhà nước thường chiếm tỷ lệ sở hữu cổ

phần chi phối do vậy thực chất việc Đại hội cổ đông bầu HĐQT cũng chỉ là

chính thức hóa danh sách đã được cơ quan chủ quản Nhà nước phê duyệt và việc

có IDV thì cũng là về mặt hình thức (Lê Hoàng Tùng, 2009; Bùi Thị Thủy,

2015)

20

Yêu cầu đặt ra là cần có sự hoàn chỉnh quy định về thành viên độc lập, đặc biệt là từ khía cạnh pháp luật bằng sự sửa đổi, bổ sung, cập nhật quy định về mẫu hình này

5.2.8 “Sự kiêm nhiệm CEO và chủ tịch HĐQT” (DUAL) và điều chỉnh lợi nhuận (DA)

Biến “Sự kiêm nhiệm CEO và chủ tịch HĐQT” (DUAL) không thấy có sự ảnh hưởng có ý nghĩa với DA, luận án bác bỏ giả thuyết H6 cho rằng “Sự kiêm nhiệm có quan hệ thuận chiều với điều chỉnh lợi nhuận” Kết quả này đồng nhất với kết quả các nghiên cứu của nhiều tác giả (Fathi, 2013; Rahman & Ali, 2006) Tại Việt Nam, “sự kiêm nhiệm” hay “sự tách biệt” ở đây nhiều khi không thực sự rõ ràng và vì vậy, thông tin về biến DUAL tại một thị trường non trẻ như Việt Nam chưa phải là một thông tin tốt

Tóm lại, kết quả cho chúng ta thấy các biến thuộc đặc điểm doanh nghiệp

có khả năng lớn trong việc ảnh hưởng tới điều chỉnh lợi nhuận trong khi đó các biến thuộc cơ chế quản lý kiểm soát thì có 2 biến thuộc quản trị công ty là IDV

và DUAL là không có ý nghĩa, lý do có thể là do vấn đề quản trị công ty tại Việt Nam chưa thực sự được quan tâm chặt chẽ, thông tin về HĐQT hay số thành viên độc lập chưa chắc đã thực sự tin cậy và có thể chỉ là những con số “trên giấy tờ” và vì thế khó đảm nhiệm được vai trò theo đúng bản chất cần phải có của nó

Dựa trên bộ chỉ số đánh giá quản trị công ty của các nước ASEAN (do Diễn đàn thị trường vốn các nước ASEAN, ACMF, thực hiện cùng Ngân hàng phát triển Asean), thẻ điểm của Việt Nam so với các nước trong khu vực là rất thấp, năm 2014 thẻ điểm của Việt Nam đạt (35,14/100) (thấp nhất trong khu vực) trong khi nước cao nhất là Thái Lan (84,5/100), Philippins (67,02/100), Indonesia (57,27/100)

Như vậy, Việt Nam cần củng cố chất lượng quản trị công ty nhằm đạt được một bộ máy quản trị tốt, từ đó đóng góp cho sự phát triển của TTCK Việt Nam, tăng khả năng bảo vệ nhà đầu tư và phát huy được tốt hơn vai trò của quản trị công ty trong quản trị hoạt động của các doanh nghiệp nói chung và vấn đề điều chỉnh lợi nhuận nói riêng

Ngày đăng: 02/03/2024, 08:46

TÀI LIỆU CÙNG NGƯỜI DÙNG

TÀI LIỆU LIÊN QUAN

w