7. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
2.3.5. Mẫu nghiên cứu
Lựa chọn các công ty nghiên cứu:
- Căn cứ: Quan điểm phân ngành của NAICS 2007
- Nguồn dữ liệu: trên Sở giao dịch chứng khoản Hồ Chí Minh (HoSE) website: hsx.vn và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) website: hnx.vn. - Số lƣợng niêm yết năm 2015 của các công ty sản xuất hàng tiêu dùng: có 105 công ty sản xuất hàng tiêu dùng.
Bảng 2.4. Thống kê số lượng công ty qua từng năm Số lƣợng 2014 2015 2016 HoSE 303 313 327 HNX 345 374 387 Tổng 648 687 714 Sản xuất HTD 84 105 97 (Nguồn: Tác giả tự tổng hợp)
Số liệu đƣợc lấy từ BCTC từ năm 2011 đến năm 2015 của các công ty đƣợc chọn mẫu, sau đó lọc và tính toán các chỉ số sau: LNST 2015, LCTTTHĐKD 2015, Doanh thu thuan (REV) 2015, Doanh thu thuan (REV) 2014, Tong tai san A 2014, Phai thu khach hang REC 2015, Phai thu khach hang REC 2014, Nguyen gia TSCĐ huu hinh PPE 2015
- Đặc trƣng của mẫu:
Trong 105 công ty đƣợc chọn bao gồm rất nhiều ngành nghề khác nhau đƣợc chia thành 5 nhóm ngành, trong đó nhóm ngành thực phẩm – đồ uống – thuốc lá chiếm tỷ trọng lớn nhất: 62 công ty( 59%), nhóm ngành gia dụng có 22 công ty(21%), nhóm ngành dệt may có 10 công ty(9,5%), nhóm ngành In ấn – văn phòng phẩm có 4 công ty(3,8%), và nhóm ngành Oto – Phụ tùng có 7 công ty(6,67%).
Số liệu đƣợc lấy từ các công ty sản xuất hàng tiêu dùng trên hai sàn giao
Bảng 2.5. Thống kê số lượng công ty trong mỗi nhóm ngành Nhóm ngành Ký hiệu Số lƣợng công ty Tỷ trọng Dệt may 1 10 9.5% Gia dụng 2 22 21% In ấn – văn phòng phẩm 3 4 3.8% Ô tô – phụ tùng 4 7 6.7% Thực phẩm – đồ uống – thuốc lá 5 62 59% Tổng 105 100% (Nguồn: Tác giả tự tổng hợp)
Để ƣớc lƣợng các tham số để tính DA, tác giả nhận thấy trong nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng đƣợc chia ra thành nhiều nhóm ngành nhỏ với đặc thù tính chất khác nhau, nên việc dùng chung một tham số ƣớc lƣợng sẽ cho kết quả không chính xác, nên nghiên cứu đã xác định tham số riêng cho từng nhóm ngành nhỏ trong nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng.
Danh sách các công ty trong nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng Việt Nam tác giả đã tập hợp đầy đủ trong Phụ lục 01.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 2
Có nhiều động cơ khác nhau thôi thúc nhà quản trị điều chỉnh lợi nhuận của doanh nghiệp bằng cách sử dụng sự linh hoạt trong việc lựa chọn các chính sách và ƣớc tính kế toán khác nhau.
Có rất nhiều mô hình nhận diện điều chỉnh lợi nhuận của nhà quản trị, mỗi mô hình đều có những tồn tại nhất định. Căn cứ để lựa chọn một mô hình cho nghiên cứu phụ thuộc vào tình ƣu việt của mô hình đó so với các mô hình khác. Nghiên cứu này chọn mô hình Modified Jones (1995) để nghiên cứu điều chỉnh lợi nhuận đƣợc xem là mô hình ƣu việt hiện nay để nhận diện điều chỉnh lợi nhuận kết hợp với các phƣơng pháp kiểm định giả thuyết với mẫu nghiên cứu là 105 công ty thuộc nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng Việt Nam trong năm 2015 thuộc 2 sàn HoSE và HNX.
CHƢƠNG 3
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 3.1. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.1.1. Kết quả kiểm định giả thuyết H1
Giả thuyết H1: “Có sự tồn tại hành vi điều chỉnh lợi nhuận trên BCTC của các công ty niêm yết nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng Việt Nam”
Theo nhƣ đã trình bày phƣơng pháp ở trên, tác giả chứng minh giả thuyết thông qua mô hình Modified Jones (1995) để nhận diện hành vi quản trị lợi nhuận qua biến kế toán dồn tích có thể điều chỉnh đƣợc (DA), sau đó thực hiện kiểm định giá trị trung bình của biến DA so sánh với mức phần trăm sai lệch có thể chấp nhận đƣợc trên BCTC thì kết quả nhƣ sau:
Nhƣ đã đề cập ở trên, mô hình Modified Jones đƣợc sử dụng qua hai bƣớc:
Bƣớc 1 là ƣớc lƣợng các tham số a1, a2, a3
Bƣớc 2 là tính toán biến kế toán dồn tích có thể điều chỉnh.
Minh họa trƣờng hợp tính toán của công ty CP Thủy sản Mekong sẽ làm rõ hơn việc tính toán của các công ty trong mẫu thông qua mô hình Modified Jones.
Kiểm định đối với công ty CP Thủy sản Mekong vào năm 2015. Nhƣ vậy năm cần nghiên cứu có hay không có việc điều chỉnh lợi nhuận là năm 2015 và năm trƣớc năm nghiên cứu là năm 2014. Đối tƣợng phân tích ở đây là biến kế toán dồn tích có thể điều chính của năm 2015(DA2015 / A2014)
Để kiểm định giả thuyết này, trƣớc hết tác giả xác định biến kế toán dồn tích của công ty CP Thủy sản Mekong trong năm 2015 (D=TA2015 / A2014). Dựa vào dữ liệu thu thập đƣợc từ báo cáo tài chính trong năm 2015 và 2014 của công ty CP Thủy sản Mekong, tính đƣợc biến kế toán dồn tích theo công thức sau:
TA2015 / A2014 = (LNST2015 - LCTTTHĐKD2015)/ Tổng TS2014 = {2.564 –
(-2.575) }/297.191= 0.017291909917
Tiếp theo tính biến kế toán dồn tích có thể điều chỉnh của công ty CP Thủy sản Mekong trong năm 2015 (DA2015 / A2014 ).
Dữ liệu thu thập đƣợc từ báo cáo tài chính của 62 công ty cùng ngành với công ty CP Thủy sản Mekong trong năm 2015 và năm 2014 bao gồm: Lợi nhuận sau thuế năm 2015(LNST2015), Dòng tiền thuần từ hoạt động kinh
doanh năm 2015(LCTTTHĐKD2015), Tổng tài sản năm 2014 (A2014), Doanh
thu thuần năm 2015(REV2015), Doanh thu thuần năm 2014(REV2014), Phải thu khách hàng năm 2015(REC2015), Phải thu khách hàng năm 2014(REC2014), Nguyên giá tài sản cố định năm 2015(PPE2015) đƣợc trình bày trong Phụ lục 02 (Số liệu thu thập đƣợc từ báo cáo tài chính ngành Thực phẩm-đồ uống- thuốc lá)
Từ dữ liệu trên, tính toán thành các biến phù hợp với mô hình(TAA/A, ΔREV/A, ΔREC/A, PPE/A) bằng excel đƣợc trình bày trong Phụ lục 03 (Các biến trong mô hình Modified Jones).
Từ đó, ƣớc lƣợng OLS của mô hình:
TAit/Ait-1 = a1/Ait-1 + a2 (ΔREVit )/ Ait-1 + a3 PPEit / Ait-1 + ε
Bằng phần mềm SPSS phiên bản 20, cho đƣợc kết quả trong bảng 3.1
Bảng 3.1. Kết quả ước lượng tham số nhóm ngành thực phẩm - đồ uống - thuốc lá
Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) .083 .045 1.858 .069 A1 95167.078 6763.567 -.076 -.528 .600 A2 .024 .062 .325 2.344 .023 A3 .265 .082 -.106 -.741 .462
Với a1 = 95167.078 a2 = 0.024
a3 = 0.265
Thay a1, a2, a3 cho α1, α 2, α 3 vào công thức sau ta có:
DA2015 / A2014 = TA2015 / A2014 - a1 / A2014 - a2 (ΔREV2015 – ΔREC2015 ) /
A2014 - a3 (PPE2015 / A2014) = 0.010462 > 0
Kết quả cho thấy công ty CP Thủy sản Mekong đã có điều chỉnh lợi nhuận trong năm 2015.
Mức độ điều chỉnh lợi nhuận trong năm của công ty chiếm 1,05% trên tổng tài sản tại thời điểm năm 2014.
Việc tính toán tƣơng tự với các mẫu nghiên cứu còn lại. Tuy nhiên đối với các công ty cùng ngành với công ty CP Thủy sản Mekong thì không cần ƣớc tính lại các tham số a1, a2, a3.
Khi ƣớc lƣợng các tham số trong mô hình để tính DA, tác giả nhận thấy trong nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng đƣợc chia ra thành nhiều nhóm ngành nhỏ với đặc thù tính chất khác nhau, nên việc dùng chung một tham số ƣớc lƣợng sẽ cho kết quả không chính xác, nên nghiên cứu đã xác định tham số riêng cho từng nhóm ngành nhỏ trong nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng.
Tƣơng tự nhƣ nhóm ngành Thực phẩm đồ uống thuốc lá, tác giả ƣớc lƣợng tham số cho các nhóm ngành còn lại: In ấn- văn phòng phẩm, Gia dụng, Dệt may, Oto – phụ tùng.
Sau khi tính toán kết quả DA cho toàn bộ 105 công ty trong nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng, tác giả tập hợp và trình bày kết quả trong phụ lục 04 (Phụ lục 04 - Kết quả kiểm định chi tiết của 105 công ty thuộc nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng Việt Nam)
Jones đƣợc trình bày trong bảng 3.2
Bảng 3.2. Mô tả thống kê các hệ số ước lượng theo mô hình Modified Jones Ngành Năm A1 (của 1/Tổng TS năm 2014) A2 (của Chênh lệch Doanh thu giữa năm 2015 và năm 2014) A3 (của TSCĐ năm 2015) Dệt may 2015 -4.112E+10 0.0351 0.6864 Gia dụng 2015 1.3653E+11 0.1736 -0.5537 In ấn, VPP 2015 -3.218E+10 -0.3249 1.1285 Ô tô, PT 2015 1.2782E+11 0.0617 -0.2423 TP-DU-TL 2015 9.5167E+10 0.0245 0.2657
Để hiểu rõ hơn đặc tính của biến DA, hay xu hƣớng điều chỉnh lợi nhuận của các công ty, mức độ biến thiên giữa các công ty với nhau tác giả đã tiến hành mô tả thông kê biến DA. Dƣới đây là kết quả mô tả thống kê:
Bảng 3.3. Mô tả thống kê biến DA và trị tuyệt đối của DA (kí hiệu là DA1)
Descriptives
Statistic Std. Error
DA
Mean -.026281 .0189036
95% Confidence Interval for Mean
Lower Bound -.063768 Upper Bound .011205 5% Trimmed Mean -.017095 Median -.000687 Variance .038 Std. Deviation .1937041 Minimum -.5815 Maximum .4739 Range 1.0553 Interquartile Range .1231 Skewness -1.005 .236
Descriptives
Kurtosis 3.045 .467
DA1
Mean .120479 .0149806
95% Confidence Interval for Mean
Lower Bound .090772 Upper Bound .150186 5% Trimmed Mean .101422 Median .064094 Variance .024 Std. Deviation .1535052 Minimum .0007 Maximum .5815 Range .5808 Interquartile Range .1394 Skewness 2.012 .236 Kurtosis 3.312 .467
Kết quả mô tả cho thấy các doanh nghiệp trong nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng có xu hƣớng điều chỉnh giảm (cả hai giá trị Mean và Median đều âm: Mean = -0.26281; Median = -0.000687) trong 2015.
Giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất có sự cách biệt rất lớn (Min = - 0.5815; Max = 0.4739) cho thấy có công ty điều chỉnh ở mức độ rất thấp, nhƣng cũng có công ty điều chỉnh lợi nhuận quá mức, ở ngƣỡng không kiểm soát giới hạn.
Theo bảng thống kê mô tả, tác giả nhận thấy dữ liệu không phân phối chuẩn, nên tiến hành kiểm định Tests of Normality để kiểm định lại sự phân phối chuẩn của DA và DA1.
Bảng 3.4. Kiểm định sự phân phối chuẩn của DA và DA1
Tests of Normality
Kolmogorov-Smirnova Shapiro-Wilk
Statistic df Sig. Statistic df Sig.
DA .171 105 .000 .854 105 .000
DA1 .229 105 .000 .701 105 .000
Để dễ hình dung sự phân phối của các biến DA và trị tuyệt đối của DA (kí hiệu DA1), tác giả đã mô tả thông qua các biểu đồ bên dƣới:
Qua biểu đồ biểu thị sự phân phối của 2 biến DA và DA1, tác giả nhận thấy cả 2 biến DA và DA1 đều không phân phối chuẩn. Mặc dù DA có độ phân phối tƣơng đối chuẩn hơn.
Và để chứng minh có sự tồn tại hành vi điều chỉnh lợi nhuận trên BCTC của các công ty niêm yết nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng Việt Nam” tác giả tiến hành kiểm định giá trị trung bình của DA, so sánh với mức phần trăm sai lệch có thể chấp nhận đƣợc trên BCTC để có thể kết luận công ty đó hành vi điều chỉnh lợi nhuận.
Giá trị DA đƣợc xem nhƣ phần điều chỉnh lợi nhuận trên tổng tài sản. Đứng trên góc độ kiểm toán, nếu giá trị DA của một doanh nghiệp lớn hơn 1% - 2% tổng tài sản thì doanh nghiệp đó có hành vi điều chỉnh lợi nhuận. Từ đó, Giả thuyết cần đƣợc kiểm định là: “ Mức điều chỉnh lợi nhuận trung bình của của các doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng Việt Nam lớn hơn 1% trên tổng tài sản”. Tác giả tiến hành kiểm định bằng phƣơng pháp Wilconxon Signed Rank Test. Kết quả kiểm định đƣợc trình bày trong bảng 3.5
Bảng 3.5. Kết quả kiểm định Wilconxon Signed Rank Test giá trị trung bình của DA1 với mức điều chỉnh 1% so với tổng tài sản
Kết quả bảng trên cho thấy Sig = 0.000< 1%, đồng thời giá trị trung bình của DA1 > 0.12 (theo Bảng 3.3) nên có thể bác bỏ giả thuyết “Mức điều chỉnh lợi nhuận trung bình của của các doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng Việt
Nam nhỏ hơn hoặc bằng 1% tổng tài sản”. Nghĩa là mức điều chỉnh lợi nhuận của các công ty lớn hơn 1% so với tổng tài sản.
Với giá trị trung bình DA1 = 12.05% từ đó có thể kết luận các công ty niêm yết nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng Việt Nam có hành vi điều chỉnh lợi nhuận với mức giá trị trung bình khá cao (12.05%) lớn hơn rất nhiều so với mức trọng yếu trong hành vi điều chỉnh lợi nhuận đứng trên góc độ kiểm toán đƣa ra là 1% - 2% trên tổng tài sản.
Điều này có thể đƣợc chứng minh rõ hơn mức độ quản trị lợi nhuận trong các công ty niêm yết nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng Việt Nam, qua chứng minh giả thuyết :“ Mức điều chỉnh lợi nhuận trung bình của của các doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng Việt Nam bằng 5% trên tổng tài sản”. Kết quả đƣợc trình bày trong bảng 3.7
Bảng 3.6. Kết quả kiểm định Wilconxon Signed Rank Test giá trị trung bình của DA1 với mức điều chỉnh 5% so với tổng tài sản
Kết quả từ bảng 3.6 (với sig = 0.000 < 5%) cho thấy mức độ điều chỉnh lợi nhuận của các công ty niêm yết hàng tiêu dùng là lớn hơn rất nhiều so với mức kiểm toán quy định là 1%-2% trên tổng tài sản.
Sau khi chứng minh đƣợc có tồn tại hành vi quản trị lợi nhuận trong các công ty niêm yết nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng Việt Nam, tác giả tổng hợp kết quả cho 105 công ty nhƣ trong bảng 3.7
Bảng 3.7. Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết H1 TT NHÓM NGÀNH SÀN HoSE SÀN HNX TỔNG Đ/C TĂNG Đ/C GIẢM Đ/C TĂNG Đ/C GIẢM Đ/C TĂNG Đ/C GIẢM 1 TP-ĐU-TL 10 26 4 13 14 39 2 Gia dụng 9 4 5 3 14 7 3 Oto-PT 5 1 0 1 5 2 4 In ấn-VVP 3 0 1 0 4 0 5 Dệt may 2 4 2 0 4 4 TỔNG 29 35 12 17 93
Từ kết quả trên, có 52 công ty trong tổng số 93 công ty trong nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng điều chỉnh giảm lợi nhuận, chiếm tỷ lệ 55,91%, có 41 công ty điều chỉnh tăng lợi nhuận, chiếm tỷ lệ 44,09%. Chứng tỏ các công ty niêm yết nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng Việt Nam điều chỉnh giảm lợi nhuận nhiều hơn so với điều chỉnh tăng lợi nhuận trong 2015.
Trong đó, nhóm ngành Thực phẩm- đồ uống – thuốc lá có số lƣợng 39 công ty điều chỉnh giảm lợi nhuận nhiều nhất trong các nhóm ngành còn lại (chiếm 41,94%).
3.1.2. Kết quả kiểm định giả thuyết H2
Kiểm định Giả thuyết H2:„‟Có sự khác biệt về mức độ quản trị lợi nhuận giữa các nhóm ngành của các công ty niêm yết nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng Việt Nam‟‟
Nhƣ đã trình bày ở trên, tác giả phân loại các doanh nghiệp trong mẫu vào 2 nhóm ngành: Thực phẩm – đồ uống – thuốc lá và nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng khác (dệt may, gia dụng, in ấn – văn phòng phẩm, ô tô – phụ tùng), và tác giả đã chứng minh ở trên dữ liệu DA chỉ tƣơng đối phân phối chuẩn nên tiến hành kiểm định phi tham số ( Mann-Whitney) chứng minh giả
thuyết nghiên cứu H2. Đồng thời, tác giả kiểm định T- Test (kèm theo Levene‟s Test) để bổ sung thêm bằng chứng để chứng minh giả thuyết H2.
Kết quả kiểm định đƣợc tác giả trình bày trong bảng 3.8 và bảng 3.9
Bảng 3.8. Kiểm định Mann-Whitney sự khác biệt về mức độ quản trị lợi nhuận theo ngành
Mann-Whitney Test
Ranks
Nganh N Mean Rank Sum of Ranks
DA 1 62 47.20 2832.00 2 43 51.92 1921.00 Total 105 Test Statisticsa DA Mann-Whitney U 1002.000 Wilcoxon W 2832.000 Z -1.683
Asymp. Sig. (2-tailed) .092
a. Grouping Variable: Nganh
Bảng 3.9. Kiểm định T - Test sự khác biệt về mức độ quản trị lợi nhuận theo ngành
Independent- Samples t test
Group Statistics
NhomNganh N Mean Std. Deviation Std. Error
Mean
DA
1.00 62 -.10 .303 .039
Levene's Test for Equality of
Variances
t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2-