Kết quả thống kê mô tả các biến định lượng trên bộ dữ liệu nghiên cứu 256 công ty từ năm 2006 đến năm 2014, bao gồm các chỉ tiêu: giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất được trình bày ở bảng 4.1.
Bảng 4.1. Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu
Mã biến Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất BTG 1599 0.038 0.078 -0.647 0.650 RES_BTG 1599 0.037 0.076 -0.468 0.623 CASHETR 1218 0.342 1.362 0.005 36.085 Z-SCORE 1599 -7.353 5.530 -82.952 2.019 GFC 1599 0.903 0.296 0 1 SIZE 1489 27.292 1.170 23.548 31.653 LEV 1599 0.155 0.215 0 2.453 CAPINT 1599 0.231 0.238 0 2.795 ROA 1599 0.076 0.085 -0.390 0.561 MKTBK 1385 1.413 1.486 0.079 15.534 FIRMAGE 1599 3.530 2.797 0 14
Bảng 4.1 trình bày thống kê mô tả của các biến nghiên cứu. Mẫu nghiên cứu là các công ty phi tài chính trên HoSE, giai đoạn 2006-2014. BTG là tỷ số giữa lợi nhuận kế toán trước thuế - (chi phí thuế TNDN trên thuế suất thuế TNDN theo quy định) và tổng tài sản đầu năm. RES_BTG là phần dư của mô hình hồi qua BTG = ToA + μ + , trong đó ToA là tỷ số giữa Thu nhập sau thuế - Lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động kinh doanh và tổng tài sản đầu năm. CASHETR là thuế suất hiệu dụng, bằng số tiền thuế thực trả trên lợi nhuận kế toán trước thuế. GFC là biến
giả dummy, bằng 1 nếu quan sát từ năm 2008 đến 2014, ngược lại bằng 0. SIZE là logarit tự nhiên của tổng tài sản đầu năm. LEV là tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản đầu năm. CAPINT là tỷ lệ tài sản cố định trên tổng tài sản đầu năm. ROA là tỷ lệ lợi nhuận ròng trên tổng tài sản đầu năm. MKTBK là tỷ lệ giá trị thị trường vốn chủ sở hữu trên giá trị sổ sách vốn chủ hữu. FIRMAGE là thời gian hoạt động của công ty (tính từ khi công ty niêm yết trên HoSE).
Việc tránh thuế được các công ty trong mẫu nghiên cứu thực hiện ở mức trung bình lần lượt là 0,038; 0,037; và 0,342 khi được đo lường bởi BTG, RES_BTG và CASHETR. Trong ba cách đo lường này, BTG và RES_BTG càng lớn sẽ cho thấy doanh nghiệp càng có xu hướng tránh thuế, trong khi đó, CASHETR lại có cách lập luận ngược lại. Kết quả giá trị trung bình giữa ba cách đo lường cũng cho thấy có sự thống nhất về xu hướng tránh thuế của các công ty trong mẫu, cụ thể: xét ở góc độ trung bình, BTG và RES_BTG cho thấy xu hướng tránh thuế của các công ty không cao, thêm vào đó, giá trị trung bình biến CASHETR cao hơn mức thuế suất biên cũng ủng hộ cho lập luận vừa rồi của tác giả. Tuy nhiên, việc so sánh CASHETR với thuế suất biên để kết luận về xu hướng tránh thuế chỉ là bước nhìn sơ khởi do có sự khác nhau giữa thu nhập tính thuế của kế toán và của cơ quan thuế. Vấn đề này sẽ được tác giả thảo luận kỹ hơn trong phần phân tích kết quả hồi quy.
Biến số Z-SCORE có giá trị trung bình là -7,353. Theo lý thuyết của Altman (1968, 1984); Altman & cộng sự (1995), chỉ số Z-Score càng cao thì công ty càng ít rơi vào kiết quệ tài chính. Do đó, để lập luận thuận lợi trong mối quan hệ giữa dự báo kiệt quệ tài chính và hành vi tránh thuế, tác giả đã tiến hành nhân chỉ số Z-Score với (-1). Cách thực hiện này cũng được ủng hộ bởi Richardson và cộng sự (2015). Kết quả thống kê mô tả cho thấy về tổng thể các công ty trong mẫu nghiên cứu rơi vào tình trạng an toàn. Giá trị của Z-Score trải dọc từ âm sang dương cho thấy các công ty trong mẫu nghiên cứu tồn tại cả ba trạng thái: (i) an toàn, (ii) cảnh báo, (iii) và nguy hiểm.
4.2. PHÂN TÍCH TƯƠNG QUAN CÁC BIẾN SỐ
Bảng 4.2. Ma trận hệ số tương quan các biến (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10) (11) (1) BTG 1.00 (2) RES_BTG 0.971*** 1.00 (3) CASHETR -0.103*** -0.105*** 1.00 (4) Z-SCORE -0.442*** -0.423*** 0.060** 1.00 (5) GFC -0.218*** -0.234*** -0.047* 0.258*** 1.00 (6) SIZE -0.165*** -0.166*** 0.008 0.167*** 0.196*** 1.00 (7) LEV -0.100*** -0.099*** 0.026 0.297*** -0.003 0.263*** 1.00 (8) CAPINT 0.060** 0.086*** -0.033 0.092*** -0.059** -0.007 0.332*** 1.00 (9) ROA 0.734*** 0.697*** -0.144*** -0.608*** -0.126*** -0.131*** -0.151*** 0.044* 1.00 (10) MKTBK 0.285*** 0.280*** -0.024 -0.313*** -0.376*** 0.012 0.105*** 0.068** 0.338*** 1.00 (11) FIRMAGE -0.209*** -0.203*** -0.031 0.115*** 0.261*** 0.186*** -0.131*** -0.052** -0.117*** -0.265*** 1.00
Bảng 4.2 trình bày thống kê mô tả của các biến nghiên cứu. Mẫu nghiên cứu là các công ty phi tài chính trên HoSE, giai đoạn 2006-2014. BTG là tỷ số giữa lợi nhuận kế toán trước thuế - (chi phí thuế TNDN trên thuế suất thuế TNDN theo quy định) và tổng tài sản đầu năm. RES_BTG là phần dư của mô hình hồi qua BTG = ToA + μ + , trong đó ToA là tỷ số giữa Thu nhập sau thuế - Lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động kinh doanh và tổng tài sản đầu năm. CASHETR là thuế suất hiệu dụng, bằng số tiền thuế thực trả trên lợi nhuận kế toán trước thuế. GFC là biến giả dummy, bằng 1 nếu quan sát từ năm 2008 đến 2014, ngược lại bằng 0. SIZE là logarit tự nhiên của tổng tài sản đầu năm. LEV là tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản đầu năm. CAPINT là tỷ lệ tài sản cố định trên tổng tài sản đầu năm. ROA là tỷ lệ lợi nhuận ròng trên tổng tài sản đầu năm. MKTBK là tỷ lệ giá trị thị trường vốn chủ sở hữu trên giá trị sổ sách vốn chủ hữu. FIRMAGE là thời gian hoạt động của công ty (tính từ khi công ty niêm yết trên HoSE). Ký hiệu ***, **, * lần lượt thể hiện cho mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Đầu tiên, mối quan hệ giữa hành vi tránh thuế khi được đo lường bằng BTG và RES_BTG với hai biến giải thích quan trọng của mô hình là dự báo kiệt quệ tài chính (Z-SCORE) và khủng hoảng tài chính (GFC) có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Đồng thời, BTG và RES_BTG cũng có quan hệ có ý nghĩa thống kê ở mức 1% với các biến kiểm soát trong mô hình. Trong khi đó, hành vi tránh thuế khi được đo lường bằng CASHETR chỉ có quan hệ với Z-SCORE và GFC lần lượt ở mức ý nghĩa 5% và 10%. Với các biến kiểm soát, CASHETR gần như không tồn tại mối quan hệ có ý nghĩa thống kê, trừ biến kiểm soát ROA có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.
Cuối cùng, kết quả ở bảng 4.2 cũng cho thấy các hệ số tương quan giữa các cặp biến số không có cặp nào có giá trị tuyệt đối vượt 0,8. Do vậy, có thể kết luận khả năng xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng giữa các biến giải thích trong mô hình nghiên cứu là không lớn vì các hệ số tương quan giữa các biến đều khá nhỏ (Hair & cộng sự, 2006).
4.3. KẾT QUẢ MÔ HÌNH HỒI QUY
4.3.1. Kết quả nghiên cứu về mối quan hệ giữa kiệt quệ tài chính, khủng hoảng tài chính và hành vi tránh thuế
Trong mô hình hồi quy có dữ liệu dạng bảng, có ba phương pháp được sử dụng phổ biến: (1) Mô hình hồi quy gộp (Pooled OLS); (2) Mô hình ảnh hưởng cố định (FEM); và (3) mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM). Tuy nhiên, các nghiên cứu trước đây đều cho thấy việc xếp chồng lên nhau các quan sát có thể sẽ cho kết quả không phù hợp. Do đó, nghiên cứu không sử dụng mô hình hồi quy gộp (Pooled OLS). Tuy nhiên, F.Test vẫn được tác giả sử dụng để củng cố thêm cho việc đề tài không chạy Pooled OLS là hợp lý.
Đầu tiên, nghiên cứu xem xét kiệt quệ tài chính và khủng hoảng tài chính có ảnh hưởng như thế nào đến việc tránh thuế. Trong đó, biến số tránh thuế được đo
lường theo ba cách, tương ứng với ba biến số (i) BTG, (ii) RES_BTG và (iii) CASHETR.
Bảng 4.3. Mối quan hệ giữa kiệt quệ tài chính, khủng hoảng tài chính và hành vi tránh thuế bằng phương pháp ước lượng FEM, REM
Biến số
CASHETR BTG RES_BTG
FEM REM FEM REM FEM REM
Hệ số tự do -4.7716 0.7450 -0.1332 0.038 -0.1692 0.0421 (-1.03) (0.64) (-1.18) (0.8) (-1.45) (0.86) Z-SCORE -0.0406 -0.0236 0.0012** 0.0017*** 0.0011** 0.0015*** (-1.58) (-1.44) (2.37) (4.04) (2.04) (3.47) GFC 0.5086* 0.4292 -0.0031 -0.0168** -0.0099 -0.0229*** (1.75) (1.64) (-0.46) (-2.55) (-1.41) (-3.39) SIZE 0.1716 -0.0207 0.0056 -0.0006 0.0075* -0.0004 (1.00) (-0.46) (1.34) (-0.34) (1.74) (-0.24) LEV 0.1785 0.0813 -0.0250** -0.0158* -0.0278** -0.0203** (0.42) (0.32) (-2.29) (-1.84) (-2.47) (-2.32) CAPINT 0.6195 -0.0508 0.0066 0.0058 0.0038 0.0126 (1.25) (-0.23) (0.61) (0.75) (0.34) (1.61) ROA -4.0721*** -3.8569*** 0.7915*** 0.7429*** 0.7014*** 0.6685*** (-3.06) (-4.43) (29.94) (32.84) (25.75) (28.91) MKTBK 0.0441 0.0308 -0.0007 -0.0001 -0.0014 -0.0004 (0.86) (0.78) (-0.54) (-0.15) (-1.10) (-0.41) FIRMAGE -0.0574 -0.0297 -0.0076*** -0.0044*** -0.0083*** -0.0042*** (-1.4) (-1.61) (-7.77) (-6.7) (-8.20) (-6.34)
Biến số
CASHETR BTG RES_BTG
FEM REM FEM REM FEM REM
Số quan sát 1053 1053 1361 1361 1361 1361 Số công ty 240 240 256 256 256 256 R2 0.0182 0.0139 0.5603 0.5548 0.4983 0.4896 R2 adj. 0.0164 0.0745 0.5673 0.6055 0.5071 0.5778 Thống kê F 1.87* 174.7*** 136.22*** F - test 1.25*** 3.38*** 3.17*** Wald (χ2) 28.05*** 1649.94*** 1324.42*** Hausman 4.72 77.79*** 72.42***
Bảng 4.3 trình bày kết quả hồi quy cho mẫu toàn bộ với biến phụ thuộc lần lượt là CASHETR, BTG, RES_BTG. Mẫu nghiên cứu là các công ty phi tài chính trên HoSE, giai đoạn 2006-2014. Mỗi biến phụ thuộc đều được thực hiện thông qua mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) và mô hình ảnh hưởng cố định (REM). Thống kê t (t-statictics) và thống kê z (z-statictics) được trình bày trong dấu ngoặc đơn (). Ký hiệu ***, **, * lần lượt thể hiện cho mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Kết quả F.Test cho thấy việc không sử dụng Pooled OLS trong đề tài nghiên cứu là phù hợp. Bên cạnh đó, kết quả Hausman Test cho thấy FEM được chọn ở mô hình nghiên cứu có tránh thuế được đo lường theo BTG và RES_BTG, REM được chọn ở mô hình nghiên cứu có tránh thuế được đo lường theo CASHETR. Tác giả sử dụng FEM, REM tương ứng để phân tích kết quả đạt được cho từng cách đo lường cụ thể.
Đầu tiên, với quan hệ giữa kiệt quệ tài chính và hành vi tránh thuế, với biến tránh thuế được đo lường bằng CASHETR, hệ số hồi quy của Z-SCORE là - 0,0236, phù hợp với kỳ vọng dấu. Kết quả này cho thấy nếu công ty càng có nguy cơ kiệt quệ tài chính càng lớn thì biến CASHETR sẽ càng thấp, biến CASHETR sẽ càng thấp tương ứng hành vi tránh thuế càng cao. Tuy nhiên, mối quan hệ này lại không có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, với tránh thuế được
đo lường bằng BTG và RES_BTG, hệ số hồi quy của Z-SCORE đều dương (lần lượt ở mức 0,0012 và 0,0011), phù hợp với kỳ vọng của nghiên cứu và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%.
Tiếp theo, với quan hệ giữa khủng hoảng tài chính và hành vi tránh thuế, cả ba cách đo lường đều trái với kỳ vọng dấu và không có ý nghĩa thống kê.
Với biến kiểm soát, ngoài CAPINT và ROA cho kết quả thống nhất ở cả ba cách đo lường hành vi tránh thuế thì các biến kiểm soát còn lại (SIZE, LEV, MKTBK, FIRMAGE) vẫn chưa có sự nhất quán.
Tiếp theo để xác định xem mô hình phù hợp giữa FEM và REM, tác giả sử dụng kiểm định Hausman. Kết quả kiểm định cho thấy: đối với biến tránh thuế được đo lường bằng CASHETR thì mô hình REM phù hợp hơn mô hình FEM (giá trị thống kê Chi2(2) của các mô hình là 4.72 nên giả thuyết về sự phù hợp hơn của REM so với FEM bị chấp nhận); ngược lại, đối với biến tránh thuế được đo lường bằng BTG và RES_BTG thì mô hình FEM phù hợp hơn mô hình REM (giá trị thống kê Chi2(2) của các mô hình lần lượt là 77.79 và 72.42 nên giả thuyết về sự phù hợp hơn của REM so với FEM bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%). Sau khi đã chọn được mô hình phù hợp, tác giả tiến hành kiểm định phương sai sai số thay đổi và tự tương quan để đảm bảo không có sự hiện diện của các khuyết tật của mô hình, mô hình đã chọn là phù hợp. Đối với kiểm định phương sai sai số thay đổi, tác giả sử dụng kiểm định Wald (Wald Test) đối với ước lượng FEM; kiểm định Breusch & Pagan Lagrangian Multiplier test (LM Test) đối với ước lượng REM. Kết quả cho thấy hành vi tránh thuế được đo lường bằng CASHETR thì mô hình REM được chọn không tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi (giá trị p_value là 0.2129 chấp nhận giả thuyết mô hình không tồn tại phương sai sai số thay đổi). Nhưng ngược lại, hành vi tránh thuế được đo lường bằng BTG và RES_BTG thì mô hình FEM được chọn lại tồn tại phương sai sai số thay đổi (giá trị p_value < 5%, bác bỏ giả thuyết mô hình không tồn tại phương sai sai số thay đổi). Đối với kiểm định tự tương quan, tác giả sử dụng
kiểm định Wooldridge. Kết quả cho thấy tất cả các mô hình được chọn đều tồn tại hiện tượng tự tương quan (các giá trị p_value đều < 5%, bác bỏ giả thuyết mô hình không tồn tại tự tượng quan).
Từ các kiểm định trên cho thấy các phương pháp ước lượng được chọn đều vi phạm hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tự tương quan. Do đó, FEM (đối với biến tránh thuế được đo lường bằng BTG và RES_BTG) và REM (đối với biến tránh thuế được đo lường bằng CASHETR) có thể cho kết quả không phù hợp. Vì vậy, kết quả phải được lý giải sau khi khắc phục việc vi phạm hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tự tương quan, và kết quả của GLS là kết quả cuối cùng , được trình bày trong bảng 4.4.
Bảng 4.4. Mối quan hệ giữa kiệt quệ tài chính, khủng hoảng tài chính và hành vi tránh thuế bằng phương pháp ước lượng GLS
Biến số CASHETR (1) BTG (2) RES_BTG (3) Hệ số tự do 0.7519 0.0857** 0.0886*** (0.69) (2.54) (2.59) Z-SCORE -0.2215 0.0016*** 0.0014*** (-1.41) (4.15) (3.61) GFC 0.4247 -0.0312*** -0.0354*** (1.62) (-4.29) (-4.79) SIZE -0.0207 -0.0020 -0.0019 (-0.50) (-1.57) (-1.54) LEV 0.0831 -0.0086 -0.0113 (0.34) (-1.13) (-1.47) CAPINT -0.0635 0.0070 0.0169*** (-0.30) (1.15) (2.71)
Biến số CASHETR (1) BTG (2) RES_BTG (3) ROA -3.7517*** 0.6861*** 0.6265*** (-4.46) (31.47) (28.27) MKTBK 0.0293 0.0001 0.0002 (0.76) (0.10) (0.21) FIRMAGE -0.0293* -0.0020*** -0.0018*** (-1.67) (-3.81) (-3.24) Số quan sát 1053 1361 1361 Số công ty 240 256 256 Wald (χ2) 29.56*** 1692.43*** 1415.15***
Bảng 4.4 trình bày kết quả hồi quy cho mẫu toàn bộ với biến phụ thuộc lần lượt là CASHETR, BTG, RES_BTG. Mẫu nghiên cứu là các công ty phi tài chính trên HoSE, giai đoạn 2006-2014. Mỗi biến phụ thuộc đều được thực hiện thông qua mô hình hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng quát GLS. Thống kê z (z-statictics) được trình bày trong dấu ngoặc đơn (). Ký hiệu ***, **, * lần lượt thể hiện cho mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Z-SCORE và GFC là hai biến giải thích quan trọng nhất của nghiên cứu này, kết quả từ cột (2) và (3) cho thấy cả Z-SCORE và GFC đều tồn tại mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với hành vi tránh thuế được đo lường bằng BTG và RES_BTG (lần lượt ở mức 0,0016 và 0,0014). Tuy nhiên, mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kê khi hành vi tránh thuế được đo lường bằng CASHETR. Điều này có thể được lý giải từ cách đo lường biến CASHETR, theo đó có sự khác biệt giữa lợi nhuận tính thuế theo quan điểm của kế toán và quan điểm của thuế. Nếu như thuế TNDN đã nộp được xem là có được từ phần thuế TNDN phải nộp, được xác định từ quan điểm thuế thì phần lợi nhuận kế toán trước thuế (mẫu số) lại được xác định trên quan điểm kế toán. Do đó, trong phần này, tác giả tập trung thảo luận vào hành vi tránh thuế được đo lường bằng BTG và RES_BTG.
Với mối quan hệ giữa kiệt quệ tài chính và hành vi tránh thuế: dù được đo lường bằng BTG hay RES_BTG, hệ số hồi quy của Z-SCORE đều dương (lần lượt ở
mức 0,0016 và 0,0014), và đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Dấu của hệ số hồi quy cũng phù hợp với kỳ vọng ban đầu của đề tài và phù hợp với Richardson và cộng sự (2015). Kết quả này đã hàm ý rằng, một khi các công ty dự báo trước được kiệt quệ tài chính thì họ sẽ có xu hướng tăng cường khoảng trống chính sách thuế để thực hiện hành vi tránh thuế, giảm thiểu số thuế phải nộp.
Với mối quan hệ giữa khủng hoảng tài chính và hành vi tránh thuế: mặc dù đều