Tác động của mức độ sở hữu nhà nước đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận của các doanh nghiệp niêm yết ở việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN KHƯU HUY TÁC ĐỘNG CỦA MỨC ĐỘ SỞ HỮU NHÀ NƯỚC ĐẾN HÀNH VI ĐIỀU CHỈNH LỢI NHUẬN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT Ở VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN KHƯU HUY TÁC ĐỘNG CỦA MỨC ĐỘ SỞ HỮU NHÀ NƯỚC ĐẾN HÀNH VI ĐIỀU CHỈNH LỢI NHUẬN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT Ở VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã sớ: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS BÙI THỊ MAI HỒI TP Hồ Chí Minh – 2018 MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG BIỂU DANH MỤC HÌNH TĨM TẮT CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Đặt vấn đề 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phạm vi thu thập liệu đối tượng nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Kết cấu đề tài CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM 2.1 Hành vi quản trị lợi nhuận 2.1.1 Khái niệm quản trị lợi nhuận 2.1.2 Phương pháp đo lường hành vi quản trị lợi nhuận 10 2.2 Cơ sở lý thuyết 13 2.2.1 Lý thuyết đại diện 13 2.2.2 Bất cân xứng thông tin 14 2.3 Các yếu tố định hành vi quản trị lợi nhuận 15 2.3.1 Quy mô doanh nghiệp 15 2.3.2 Cơ hội tăng trưởng 16 2.3.3 Đòn bẩy 16 2.3.4 Lợi nhuận 17 2.2 Bằng chứng thực nghiệm 17 CHƯƠNG 3: MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP HỒI QUY 26 3.1 Mơ hình nghiên cứu 26 3.2 Đo lường biến kỳ vọng dấu 27 3.2.1 Quản trị lợi nhuận 27 3.2.2 Sở hữu nhà nước 30 3.2.3 Kiệt quệ tài 31 3.2.4 Quy mô doanh nghiệp 31 3.2.5 Cơ hội tăng trưởng 32 3.2.6 Đòn bẩy 33 3.2.7 Lợi nhuận 33 3.2.8 Thành viên hội đồng quản trị độc lập 34 3.2.9 Chất lượng kiểm toán 34 3.3 Phương pháp hồi quy 37 3.4 Dữ liệu nghiên cứu 38 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 40 4.1 Thống kê mô tả ma trận tương quan 40 4.2 Kết kiểm định tự tương quan phương sai thay đổi 48 4.3 Thảo luận kết nghiên cứu 50 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 58 5.1 Kết luận 58 5.2 Khuyến nghị 60 5.3 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 62 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC TỪ VIẾT TẮT OLS GMM HĐQT AR 2SLS BCTC HOSE HNX VIF CFO EPS S TĨM TẮT Luận văn phân tích tác động tỷ lệ sở hữu nhà nước đến hành vi quản trị lợi nhuận nhà quản lý 536 cơng ty phi tài niêm yết HOSE và HNX giai đoạn từ 2007 đến 2017 Bằng cách sử dụng phương pháp hồi quy GMM để ước lượng mơ hình nghiên cứu tác động tỷ lệ sở hữu nhà nước đến hành vi quản trị lợi nhuận nhà quản lý doanh nghiệp Việt Nam, luận văn tìm thấy tỷ lệ sở hữu nhà nước doanh nghiệp càng gia tăng càng làm gia tăng khả nhà quản lý doanh nghiệp thực hành vi quản trị lợi nhuận Luận văn cho sở hữu nhà nước càng cao có tương quan với chế quản trị doanh nghiệp yếu kém, hiệu hoạt động yếu kém, phân bổ nguồn lực không hiệu và hành vi phi đạo đức yếu tố quan liêu, thiếu cạnh tranh Cho nên điều này làm cho nhà quản lý doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu nhà nước càng cao thực hành vi quản trị lợi nhuận Ngoài ra, yếu tố thể đặc điểm mà luận văn đưa vào mơ hình nghiên cứu nhằm giải thích hành vi quản trị lợi nhuận có tác động đáng kể Cụ thể, doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ vay cấu trúc vớn, có nhiều lợi nhuận, có nhiều hội tăng trưởng, kiểm tốn cơng ty kiểm tốn big4 và có tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập càng cao nhà quản lý doanh nghiệp này có xu hướng thực hành vi quản trị lợi nhuận Ngược lại, doanh nghiệp đới mặt với tình trạng kiệt quệ tài chính, và quy mơ càng lớn nhà quản lý doanh nghiệp này hạn chế thực hành vi quản trị lợi nhuận Từ khóa: Quản trị lợi nhuận, sở hữu nhà nước, đặc điểm công ty, GMM CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Đặt vấn đề Trong năm gần đây, hành vi quản trị lợi nhuận nhà quản lý đã thu hút nhiều hứng thú và quan tâmcủa nhà quản trị lẫn nhà nghiên cứu giới (Saleem Salem Alzoubi, 2016) Theo kết khảo sát 169 CFO doanh nghiệp niêm yết và 206 CFO doanh nghiệp phi niêm yết thị trường Mỹ thực Dichev và cộng (2016), có 20% doanh nghiệp đã điều chỉnh lợi nhuận báo cáo tài chính, phần trăm thay đổi mà CFO này thường thay đổi là khoảng 10% so với EPS báo cáo tài Bên cạnh tiêu lợi nhuận là tiêu đóng vai quan trọng đối với doanh nghiệp nhà đầu tư đánh giá khả hoạt động công ty thông qua tiêu lợi nhuận Tuy nhiên, mơi trường tài thiếu minh bạch Việt Nam, liệu thơng tin lợi nhuận có phản ánh lực doanh nghiệp hay khơng? Và người ngoài khó lịng phát điều này Kèm theo vấn đề bất cân xứng thơng tin đã gây nhiều khó khăn cho nhà đầu tư phải cân nhắc định đầu tư vào công ty nào Động để doanh nghiệp bóp méo lợi nhuận là việc thao túng giá cổ phiếu, doanh nghiệp đối mặt với áp lực bên ngoài: công ty bắt buộc phải trì mức lợi nhuận nào ngân hàng thực hiện/tiếp tục cấp tín dụn, áp lực từ phía nhà cung cấp, nghiệp vụ phát hành cổ phần lần đầu công chúng (IPO) Mục đích tư lợi nhà quản lý là lý thường dẫn tới hành vi điều chỉnh lợi Các khoản tiền lương thưởng cho nhà quản trị dựa kết hoạt động kinh doanh là động khiến cho nhà quản lý muốn làm đẹp báo cáo tài cách việc thực hành vi quản trị lợi nhuận Từ thấy việc giải đáp câu hỏi làm nào để phát hành vi điều chỉnh công ty là điều cần thiết tiến hành Việt Nam Mặt khác, giai đoạn vừa qua, Chính phủ đã tiến hành nhiều thối vốn doanh nghiệp sở hữu nhà nước Kết thấy sớ lượng doanh nghiệp niêm yết có mức sở hữu cổ phần nhà nước cao (tỷ lệ nắm giữ cao 50%) có khuynh hướng suy giảm đáng kể năm 2005 – 2008 (chi tiết bảng 1.1) Điều này cho thấy cấu trúc sở hữu doanh nghiệp niêm yết, là tỷ lệ sở hữu nhà nước, có nhiều thay đổi đáng kể Mặt khác,các chứng thực nghiệm cho cấu trúc sở hữu là yếu tớ có tầm quan trọng đới với q trình hoạt động cơng ty có ảnh hưởng đáng kể đến hành vi quản trị lợi nhuận nhà quản lýcủa công ty làm thay đổi quyền quản lý (managerial discretion), vấn đề đại diện cải thiện thông tin tài doanh nghiệp (Klein và cộng sự, 2002; Kent và cộng sự, 2010; Ali và Zhang, 2015; Agrawal và Cooper, 2016) Bảng 0.1 Số lượng doanh nghiệp sở hữu nhà nước HOSE HNX Năm 2005 2005 2006 2006 2007 2007 2008 2008 Nguồn: FiinPro (2018) Cho nên liệu mức sở hữu cổ phần nhà nước cao có ảnh hưởng nào đến hành vi quản trị lợi nhuận nhà quản lýcủa cơng ty? Nói cách khác, doanh nghiệp nhà nước có hành vi quản trị lợi nhuận khác với công ty tư nhân nào là điều cần kiểm tra Tuy nhiên, chủ đề sở hữu nhà nước và hành vi quản trị lợi nhuận nhận nhiều lưu ý và quan tâm nhà nghiên cứu giới, Việt Nam, nghiên cứu phân tích mới quan hệ hai biến sớ này Đây là lý mà học viên tiến hành thực nghiên cứu “Tác động tỷ lệ sở hữu nhà nước đến hành vi quản trị lợi nhuận doanh nghiệp niêm yết Việt Nam” 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu luận văn bao gồm hai mục tiêu: Đầu tiên, luận văn phân tích tác động tỷ lệ sở hữu nhà nước đến hành vi quản trị lợi nhuận doanh nghiệp niêm yết Việt Nam giai đoạn 2007– 2017 Đồng thời, luận văn khám phá mối quan hệ yếu tố đại diện cho đặc điểm doanh nghiệp và hành vi quản trị lợi nhuận cơng ty phi tài niêm yết Việt Nam giai đoạn 2007 – 2017 1.3 Câu hỏi nghiên cứu Để giải hai mục tiêu nghiên cứu mà luận văn đề cập, luận văn tiến hành trả lời câu hỏi nghiên cứu sau: Đầu tiên, tỷ lệ sở hữu nhà nước có ảnh hưởng đáng kể đến hành vi quản trị lợi nhuận công ty niêm yết Việt Nam giai đoạn 2007– 2017 hay khơng? Nếu có ảnh hưởng này chiều (+) hay ngược chiều (-) ? Thứ hai, yếu tố đại diện cho đặc điểm doanh nghiệp có tác động đáng kể đến hành vi quản trị lợi nhuận doanh nghiệp niêm yết Việt Nam giai Kết hồi quy GMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 380 Wald chi2(8) Prob > chi2 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/10).(growth state) L(3/10).(em2 distress size) Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(3/9).(lev indep) DL(1/9).roa DL(2/9).big4 DL2.(em2 distress size) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -6.00 -1.36 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.173 Sargan test of overid restrictions: chi2(371) = 262.05 Prob > chi2 = 1.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(371) = 379.08 Prob > chi2 = 0.375 (Robust, but weakened by many instruments.)  Phương trình EM3 Kiểm định đa cộng tuyến Kiểm định PSTĐ Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (536) = Prob>chi2 = Kiểm định TTQ Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 535) = 2693.314 Prob > F = 0.0000 Kết hồi quy GMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 330 Wald chi2(8) Prob > chi2 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/10).(growth state) L(3/10).(em3 distress size) Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(3/9).indep collapsed DL(3/9).lev DL(3/9).roa collapsed DL(1/9).big4 DL2.(em3 distress size) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -5.72 -1.28 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.202 Sargan test of overid restrictions: chi2(321) = 236.69 Prob > chi2 = 1.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(321) = 323.52 Prob > chi2 = 0.450 (Robust, but weakened by many instruments.)  Phương trình EM4 Kiểm định đa cộng tuyến Kiểm định PSTĐ Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (536) = Prob>chi2 = Kiểm định TTQ Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 535) = 37897.453 Prob > F = 0.0000 Kết hồi quy GMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 350 Wald chi2(8) Prob > chi2 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/10).growth collapsed L(1/10).state L(3/10).(em4 distress size lev roa) Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(2/9).big4 DL(3/9).indep DL2.(em4 distress size lev roa) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -2.34 -0.87 Pr > z = Pr > z = 0.019 0.382 Sargan test of overid restrictions: chi2(341) = 182.56 Prob > chi2 = 1.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(341) = 359.21 Prob > chi2 = 0.239 (Robust, but weakened by many instruments.)  Phương trình EM5 Kiểm định đa cộng tuyến Kiểm định PSTĐ Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (536) = Prob>chi2 = Kiểm định TTQ Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, Kết hồi quy GMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 298 Wald chi2(8) Prob > chi2 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(3/10).(em5 distress lev) Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(4/9).state collapsed DL2.(em5 distress lev) DL(2/9).(indep big4 size roa) DL(5/9).growth Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -6.58 -1.63 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.103 Sargan test of overid restrictions: chi2(289) =1180.74 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(289) = 299.70 Prob > chi2 = 0.320 (Robust, but weakened by many instruments.)  Phương trình EM5 Kiểm định đa cộng tuyến Kiểm định PSTĐ Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (536) = Prob>chi2 = Kiểm định TTQ Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, Kết hồi quy GMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 296 Wald chi2(8) Prob > chi2 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(3/10).roa collapsed L(1/10).growth L(3/10).state collapsed L(3/10).(em6 distress size) Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(3/9).lev DL(2/9).big4 DL(3/9).indep DL2.(em6 distress size) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -5.18 -1.54 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.124 Sargan test of overid restrictions: chi2(287) =1576.39 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(287) = 293.85 Prob > chi2 = 0.378 (Robust, but weakened by many instruments.) ... HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN KHƯU HUY TÁC ĐỘNG CỦA MỨC ĐỘ SỞ HỮU NHÀ NƯỚC ĐẾN HÀNH VI ĐIỀU CHỈNH LỢI NHUẬN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT Ở VI? ??T NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã sớ:... thấy sở hữu nước ngoài, sở hữu gia đình, sở hữu tổ chức và sở hữu nhà quản lý bên cơng ty có tác động ngược chiều đến hành vi quản lý lợi nhuận doanh nghiệp mức ý nghĩa thống kê 10% Điều. .. thấy doanh nghiệp có mức độ sở hữu nước ngoài, sở hữu tổ chức, sở hữu gia đình và sở hữu nhà quản lý bên cơng ty càng cao càng có hành vi quản trị lợi nhuận doanh nghiệp Tương tự vậy, tác