2. Sự đáp ứng của nội dung khóa luận đối với đề tài khóa luậ n:
4.2.4. Kết quả hồi quy mô hình phân tích tác động trung gian của hạn chế
chính lên mối quan hệ giữa tính bất định trong chính sách kinh tế và hành vi quản trị lợi nhuận.
Để phân tích được tác động trung gian của hạn chế tài chính trong mối quan hệ giữa tính bất định trong chính sách kinh tế và hành vi quản trị lợi nhuận, người viết tiến hành hồi quy theo thứ tự 3 bước dựa trên nghiên cứu của MacKinnon và Dwyer
(1993). Kết quả hồi quy mô hình (3.3) được trình bày ở bảng 4.6, trong mô hình thứ nhất (3.3.1) hồi quy biến quản trị lợi nhuận AEM1 theo EPU ở cột (1), dựa trên mô hình phân tích trung gian, kết quả nghiên cứu cho thấy hệ số biến giải thích EPU dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% hàm ý tính bất định trong chính sách kinh tế tác động cùng chiều lên mức độ quản trị lợi nhuận. Ở mô hình thứ 2 (3.3.2), người viết hồi quy biến EPU lên biến trung gian là hạn chế tài chính WW_INDEX, kết quả trình bày ở cột (2) trong bảng 4.6 thể hiện hệ số của biến EPU là dương với mức ý nghĩa 1% thể hiện rằng biến giải thích EPU có tác động cùng chiều lên biến trung gian WW_INDEX. Điều này cho thấy tính bất định trong chính sách kinh tế tác động làm tăng tình trạng hạn chế tài chính trong doanh nghiệp. Ở bước 3, người viết bao gồm cả biến trung gian WW_INDEX làm biến giải thích trong mô hình (3.3.3). Giá trị hệ số hồi quy của biến trung gian hạn chế tài chính WW_INDEX là 0.282 với mức ý nghĩa 1% (Cột (3) bảng 4.6) cùng với giá trị hệ số hồi quy của biến EPU là 0,066, thấp hơn so với giá trị của hệ số này trong mô hình 3.3.1 (cột (1)) là 0.078. Kết quả này cho thấy hạn chế tài chính tác động cùng chiều lên mức độ quản trị lợi nhuận, trong điều kiện tính bất định trong chính sách kinh tế cũng có ảnh hưởng nhưng ở mức độ nhỏ hơn.
Thực hiện hồi quy biến trung gian hạn chế tài chính thông qua mô hình hồi quy 3 bước ở trên cũng cho kết quả thống nhất với hai biến phụ thuộc thay thế là AEM2 và AEM3, cụ thể, ở mô hình 3.3.1 thì hệ số của EPU đều cho giá trị dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (cột (4) và (7)). Ở mô hình thứ 2 (3.3.2) về tác động của EPU lên biến trung gian WW_INDEX là như nhau ở cả 3 biến, cho thấy tính bất định trong chính sách kinh tế có tác động cùng chiều lên tình trạng hạn chế tài chính trong doanh nghiệp, tức khi tính bất định trong chính sách kinh tế càng cao càng khiến doanh nghiệp đối mặt với mức độ hạn chế tài chính càng lớn. Cuối cùng, ở mô hình thứ 3 (3.3.3) với biến phụ thuộc lần lượt là AEM2 và AEM3 đều trình bày hệ số có giá trị dương cho biến trung gian WW_INDEX (cột (6) và cột (9)), thêm vào đó hệ số của EPU ở mô hình 3.3.3 cũng thỏa mãn điều kiện khi cho giá trị thấp hơn so với mô hình 3.3.1 (0,076 so với 0,081 của AEM2 và 0,065 so với 0,077 của AEM3).
Bảng 4.6 Bảng kết quả hồi quy mô hình phân tích tác động trung gian của hạn chế tài chính lên mối quan hệ giữa tính bất định trong chính sách kinh tế và hành vi quản trị lợi nhuận
TÊN BIẾN (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9)
AEM1 WW_INDEX AEM1 AEM2 WW_INDEX AEM2 AEM3 WW_INDEX AEM3
EPU 0,078*** 0,044*** 0,066*** 0,081*** 0,044*** 0,076*** 0,077*** 0,044*** 0,065*** (0,019) (0,005) (0,019) (0,016) (0,005) (0,016) (0,019) (0,005) (0,019) WW_INDEX 0,282*** 0,112** 0,287*** (0,055) (0,045) (0,058) LEV 0,034*** -0,005* 0,036*** 0,011 -0,005* 0,011 0,034*** -0,005* 0,035*** (0,011) (0,003) (0,011) (0,009) (0,003) (0,009) (0,011) (0,003) (0,011) SG 0,009*** -0,035*** 0,019*** 0,006*** -0,035*** 0,010*** 0,010*** -0,035*** 0,020*** (0,002) (0,000) (0,003) (0,001) (0,000) (0,002) (0,002) (0,000) (0,003) ROA 0,135*** 0,028*** 0,127*** 0,169*** 0,028*** 0,166*** 0,143*** 0,028*** 0,135*** (0,028) (0,007) (0,029) (0,025) (0,007) (0,025) (0,030) (0,007) (0,030) FA -0,091*** 0,000 -0,091*** -0,077*** 0,000 -0,077*** -0,094*** 0,000 -0,094*** (0,009) (0,003) (0,009) (0,007) (0,003) (0,007) (0,009) (0,003) (0,009) INV -0,011 0,057*** -0,027** -0,066*** 0,057*** -0,072*** -0,010 0,057*** -0,026** (0,011) (0,004) (0,012) (0,009) (0,004) (0,010) (0,012) (0,004) (0,012) LOSS 0,012* -0,018*** 0,017** 0,013** -0,018*** 0,015** 0,006 -0,018*** 0,011 (0,007) (0,002) (0,007) (0,006) (0,002) (0,006) (0,007) (0,002) (0,007) DIV -0,020*** -0,054*** -0,005 -0,021*** -0,054*** -0,015*** -0,021*** -0,054*** -0,005 (0,004) (0,001) (0,005) (0,004) (0,001) (0,004) (0,004) (0,001) (0,005) FS -0,008*** -0,036*** 0,002 -0,006*** -0,036*** -0,002 -0,008*** -0,036*** 0,002 (0,001) (0,000) (0,002) (0,001) (0,000) (0,002) (0,001) (0,000) (0,003) Hằng số 0,384*** -0,229*** 0,448*** 0,322*** -0,229*** 0,348*** 0,384*** -0,229*** 0,449*** (0,033) (0,013) (0,034) (0,028) (0,013) (0,029) (0,034) (0,013) (0,036) Số quan sát 6,536 6,536 6,536 6,536 6,536 6,536 6,536 6,536 6,536 R2 0,084 0,884 0,090 0,093 0,884 0,094 0,088 0,884 0,094 Hiệu ứng ngành CÓ CÓ CÓ CÓ CÓ CÓ CÓ CÓ CÓ
(Nguồn: Tác giả tổng hợp dựa trên dữ liệu thu thập)
Ghi chú: Bảng 4.6 thể hiện kết quả hồi quy các biến trong các mô hình (3.3). Trong đó, AEM1 = biến mức độ quản trị lợi nhuận dồn tích theo mô hình Modified Jones .EPU là chỉ số WUI cho Việt Nam tính theo năm được phát triển bởi Ahir và cộng sự (2018); biến trung gian hạn chế tài chính WW_INDEX được tính từ chỉ số WWindex của Whited và Wu (2006); FS = logarit tự nhiên của doanh thu thuần; LEV = tổng nợ chia tổng tài sản; SG=tốc độ tăng trưởng doanh thu của doanh nghiệp; ROA = tỉ suất sinh lời trên tài sản; FA= tỉ lệ tài sản cố định chia tổng tài sản; INV=tỉ lệ hàng tồn kho chia tổng tài sản; biến giả LOSS bằng 1 khi trong năm báo lỗ và ngược lại nhận giá trị 0; biến giả DIV nhận giá trị 1 nếu trong năm có chia cổ tức bằng tiền và ngược lại nhận giá trị 0; AEM2, AEM3 lần lượt là các biến phụ thuộc thay thế cho mức độ quản trị lợi nhuận theo mô hình Jones (1991) và Kothari và cộng sự (2005). Hiệu ứng cố định theo ngành được kiểm soát và các sai số chuẩn được nhóm theo 2 chiều (doanh nghiệp-năm). Các ký hiệu ***, **, * ứng với mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%, sai số chuẩn được thể hiện trong dấu ngoặc đơn in nghiêng.
Sau khi đã hoàn thành quy trình hồi quy 3 bước và có được dấu các hệ số và mức ý nghĩa đạt đủ điều kiện cần để WW_INDEX là biến trung gian, người viết tiến hành thực hiện kiểm định Sobel (1982) để nhằm kiểm định ý nghĩa thống kê của tác động kênh trung gian. Với giá trị thống kê z là 4.805 và p-value =0,000, kết quả này cung cấp bằng chứng thực nghiệm về vai trò của hạn chế tài chính như là một kênh trung gian làm tăng động cơ thúc đẩy các nhà quản lý thực hiện hành vi điều chỉnh, quản trị lợi nhuận khi tính bất định trong chính sách kinh tế tăng cao. Như vậy, giả thuyết “Giả thuyết 3-H3: Hạn chế tài chính là cơ chế trung gian qua đó thúc đẩy quản trị lợi nhuận khi tính bất định chính sách kinh tế tăng cao.” đã được giải quyết.
Kết quả phân tích này phù hợp với nghiên cứu của Bermpei và cộng sự (2021), nhóm tác giả cũng phân tích vai trò trung gian của hạn chế tài chính trong mối quan hệ giữa tính bất định chính sách kinh tế và quản trị lợi nhuận tại doanh nghiệp với mẫu nghiên cứu là các doanh nghiệp niêm yết tại Mỹ. Điểm khác là thay vì sử dụng chỉ số WW index như nghiên cứu này thì nhóm tác giả sử dụng chỉ số KZ index (Kaplan-Zingales index). Tương tự với hướng phân tích về tác động trung gian, Cui và cộng sự (2020) xem xét vai trò trung gian của tình trạng kiệt quệ tài chính với biến đại diện là hệ số Z-score được xây dựng bởi Altman (1968) thúc đẩy động cơ thực hiện quản trị lợi nhuận trong giai đoạn tính bất định trong chính sách kinh tế tăng cao.
4.3. Kiểm định tính vững
Ngoài việc sử dụng hai thước đo thay thế cho biến phụ thuộc mức độ quản trị lợi nhuận dồn tích, người viết thực hiện hồi quy mô hình chính (mô hình 3.1) với thước đo thay thế cho biến giải thích chính. Tính bất định trong chính sách kinh tế ở Việt Nam xuất phát từ nhiều yếu tố và một trong những khía cạnh được xem xét đáng kể đó chính là bất ổn kinh tế vĩ mô. Các nhà phân tích kinh tế cho rằng chính sự bất ổn kinh tế vĩ mô đã gây ra những thay đổi trong chính sách kinh tế. Do đó người viết muốn xem xét liệu khi sử dụng chỉ số bất ổn kinh tế vĩ mô làm thước đo đại diện thay thế cho tính bất định trong chính sách kinh tế liệu kết quả nghiên cứu có ý nghĩa thống kê và tương đồng với kết quả như ở trên hay không. Người viết sử dụng hệ số MII index của Ali và Rehman (2015) làm thước đo thay thế đại diện cho biến giải thích tính bất định trong chính sách kinh tế và tiến hành hồi quy.
Kết quả thể hiện ở phụ lục 5 cho thấy kết quả hồi quy với hệ số biến giải thích MII là 0,093 có ý nghĩa thống kê ở mức 1% với biến phụ thuộc là AEM1. Thêm vào đó, kết quả hồi quy cũng cho hệ số hồi quy dương và ý nghĩa thống kê ở mức 1% ở cả hai phương pháp đo lường thay thế biến phụ thuộc là AEM2 và AEM3. Như vậy, có thể kết luận rằng chỉ số MII có thể được sử dụng như là một thước đo thay thế đại diện cho tính bất định trong chính sách kinh tế, cụ thể cho mẫu nghiên cứu là các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam. Điều này tạo tiền đề cho sự đa dạng cách đo lường, mở rộng hướng cho các nghiên cứu sau khi nghiên cứu bao quát hơn về đề tài tính bất định trong chính sách kinh tế trong mối quan hệ với các khía cạnh khác.