2. Sự đáp ứng của nội dung khóa luận đối với đề tài khóa luậ n:
4.2.3. Kết quả hồi quy mô hình phân tích tác động của chi phí đại diện lên
quan hệ giữa tính bất định trong chính sách kinh tế và hành vi quản trị lợi nhuận
Với kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa tính bất định trong chính sách kinh tế và quản trị lợi nhuận tại doanh nghiệp, người viết mở rộng phân tích xem xét liệu chi phí đại diện có ảnh hưởng đến mối quan hệ này hay không. Trong mô hình (3.2), người viết đo lường biến chi phí đại diện thông qua tỉ lệ tổng chi phí bán hàng và chi phí quản lý doanh nghiệp chia cho doanh thu cho từng quan
sát, sau đó tính giá trị trung vị cho từng nhóm ngành-năm. Sau đó tiến hành phân loại nhóm quan sát có chi phí đại diện thấp khi biến chi phí đại diện có giá trị nhỏ hơn trung vị là nhóm 1, đối với những quan sát có giá trị chi phí đại diện lớn hơn trung vị thuộc nhóm có chi phí đại diện cao là nhóm 2. Với cách chia mẫu dữ liệu ra hai nhóm như vậy giúp ta có thể thấy rõ hơn mức độ tác động của chi phí đại diện lên mối quan hệ cùng chiều giữa hành vi quản trị lợi nhuận và bất định chính sách kinh tế. Bảng 4.5 trình bày kết quả hồi quy với biến điều tiết phân loại là chi phí đại diện, cột (1) và (2) lần lượt tương ứng thể hiện kết quả hồi quy biến AEM1 ở mẫu quan sát có chi phí đại diện thấp (nhóm 1) và chi phí đại diện cao (nhóm 2).
Giả thuyết H2 cho rằng mối quan hệ cùng chiều giữa tính bất định trong chính sách kinh tế và quản trị lợi nhuận càng mạnh hơn ở các doanh nghiệp có chi phí đại diện cao. Kết quả nghiên cứu cho thấy hệ số của biến giải thích chính EPU đều dương và có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 10% và 1% ở 2 cột (1) và (2), xét về giá trị của hệ số, ở nhóm doanh nghiệp có chi phí đại diện cao (cột (2)) cho hệ số 0,101, cao hơn gấp 2 lần so với hệ số 0,045 ở nhóm có chi phí đại diện thấp (cột (1)). Điều này chứng tỏ ở các công ty có chi phí đại diện cao thì tác động của tính bất định trong chính sách kinh tế lên mức độ quản trị lợi nhuận càng rõ ràng hơn. Tuy nhiên, kết quả hồi quy sử dụng biến điều tiết phân loại như ở mô hình (3.2) này có nhược điểm là suy biến dữ liệu. Do đó, để tăng độ tin cậy của kết quả hồi quy trên, người viết thực hiện thêm kiểm định Chow xem xét liệu hệ số hồi quy của biến EPU có khác biệt đáng kể giữa hai nhóm doanh nghiệp hay không, kết quả cho giá trị p-value là 1.91% nhỏ hơn 5% (phụ lục 6h) tức bác bỏ giả thuyết H0 (hệ số hồi quy của EPU ở hai nhóm dữ liệu là như nhau) và chấp nhận giả thuyết H1(hệ số hồi quy của EPU ở hai nhóm dữ liệu là khác nhau). Như vậy có thể khẳng định rằng ở các công ty có chi phí đại diện cao thì tác động của tính bất định trong chính sách kinh tế lên hành vi quản trị lợi nhuận mạnh mẽ hơn. Từ đó, kết quả nghiên cứu đã ủng hộ cho giả thuyết “H2: Mối quan hệ cùng nhiều giữa tính bất định trong chính sách kinh tế và quản trị lợi nhuận mạnh hơn ở các doanh nghiệp có chi phí đại diện cao”.
Kết quả nghiên cứu nhất quán với cả 2 biến phụ thuộc thay thế AEM2 và AEM3 khi hệ số hồi quy ở nhóm 2 của cả 2 biến này đều cao hơn so với nhóm 1 và đều có ý
nghĩa thống kê dưới 10% ở cả 2 nhóm mỗi biến (0,101 so với 0,066 cho AEM2 và 0,103 so với 0,043 cho AEM3).
Bảng 4.5 Bảng kết quả hồi quy mô hình phân tích tác động của chi phí đại diện lên mối quan hệ giữa tính bất định trong chính sách kinh tế và hành vi quản trị lợi nhuận (1) (2) (3) (4) (5) (6) TÊN BIẾN Nhóm 1 AEM1 Nhóm 2 AEM1 Nhóm 1 AEM2 Nhóm 2 AEM2 Nhóm 1 AEM3 Nhóm 2 AEM3 EPU 0,045* 0,101*** 0,066*** 0,101*** 0,043* 0,103*** (0,025) (0,027) (0,021) (0,023) (0,025) (0,029) SIZE -0,010*** -0,011*** -0,005*** -0,006*** -0,010*** -0,011*** (0,001) (0,002) (0,001) (0,002) (0,001) (0,002) LEV 0,042*** 0,030* 0,023** -0,016 0,040*** 0,029 (0,014) (0,018) (0,011) (0,014) (0,014) (0,018) SG 0,009*** 0,009*** 0,006*** 0,006*** 0,009*** 0,011*** (0,003) (0,002) (0,002) (0,002) (0,003) (0,003) ROA 0,107*** 0,105** 0,161*** 0,124*** 0,123*** 0,101** (0,035) (0,046) (0,033) (0,038) (0,036) (0,048) FA -0,097*** -0,094*** -0,089*** -0,067*** -0,099*** -0,098*** (0,012) (0,013) (0,011) (0,011) (0,013) (0,014) INV -0,016 -0,040** -0,068*** -0,082*** -0,013 -0,040** (0,017) (0,017) (0,013) (0,014) (0,017) (0,017) LOSS 0,022** 0,002 0,027*** -0,007 0,015* -0,002 (0,009) (0,013) (0,008) (0,010) (0,009) (0,014) DIV -0,016*** -0,025*** -0,017*** -0,028*** -0,016*** -0,026*** (0,006) (0,006) (0,005) (0,005) (0,006) (0,006) Hằng số 0,409*** 0,479*** 0,263*** 0,335*** 0,402*** 0,483*** (0,041) (0,056) (0,035) (0,046) (0,041) (0,058) Số quan sát 3,358 3,183 3,358 3,183 3,358 3,183 R2 0,070 0,114 0,081 0,117 0,070 0,119 Hiệu ứng ngành CÓ CÓ CÓ CÓ CÓ CÓ
(Nguồn: Tác giả tổng hợp dựa trên dữ liệu thu thập) Ghi chú: Bảng 4.5 thể hiện kết quả hồi quy các biến trong mô hình (3.2). 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); SIZE = logarit tự nhiên của tổng tài sản. LEV = tổng nợ chia tổng tài sản, biến kiểm soát phân loại - biến giả AGENCY nhận giá trị bằng 0 nếu chi phí đại diện nhỏ hơn giá trị trung vị theo nhóm ngành-năm (nhóm 1) và ngược lại nhận giá trị 1 (nhóm 2); 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.
Kết quả trong mô hình (3.2) đã đóng góp bằng chứng thực nghiệm vào dòng nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa tính bất định trong chính sách kinh tế và quản trị lợi nhuận. Trong các nghiên cứu trước đó, Jain và cộng sự (2020) đưa ra bằng chứng cho thấy các doanh nghiệp với chi phí đại diện cao thì giảm điều chỉnh lợi nhuận thực trong những năm bầu cử tổng thống. Trong khi kết quả nghiên cứu của Yung và Root (2019) cho rằng chi phí đại diện không làm thay đổi mối quan hệ giữa tính bất định trong chính sách kinh tế và quản trị lợi nhuận. Biểu hiện cho công ty có chi phí đại diện cao là nhà quản lý có động cơ mạnh mẽ điều chỉnh lợi nhuận để đảm bảo lương thưởng và có nhiều khả năng có thể thực hiện hành vi quản trị lợi nhuận. Stein và Wang (2016) với kết quả nghiên cứu thực nghiệm chỉ ra rằng nhà quản lý càng tích cực điều chỉnh lợi nhuận trong giai đoạn bất định chính sách kinh tế tăng cao khi họ có nhiều động cơ liên quan đến lợi ích cá nhân.
Tóm lại, kết quả hồi quy mô hình (3.2) đã chỉ ra rằng mức độ quản trị lợi nhuận trong giai đoạn bất định chính sách kinh tế sẽ thay đổi theo mức độ của vấn đề đại diện trong doanh nghiệp. Ở các doanh nghiệp có chi phí đại diện cao, khoảng cách mâu thuẫn lợi ích giữa nhà quản lý và các chủ sở hữu càng có sự khác biệt sâu sắc. Các nhà quản lý càng có nhiều động cơ để tham gia thực hiện điều chỉnh các khoản dồn tích tùy ý để quản trị lợi nhuận nhằm đạt được các mục tiêu vì lợi ích cá nhân của họ. Đặc biệt là trong giai đoạn tính bất định trong chính sách kinh tế tăng cao, các điều kiện hoạt động của doanh nghiệp đứng trước những thay đổi không dự đoán trước được, dẫn đến lợi ích của nhà quản lý đứng trước rủi ro chịu ảnh hưởng bất lợi. Phát hiện này gởi mở cho những nghiên cứu về sau xem xét liệu những biểu hiện của vấn đề đại diện như khả năng tham gia, phạm vi điều chỉnh lợi nhuận, lợi ích cá nhân của nhà quản lý, trình độ học vấn nhà quản lý có ảnh hưởng như thế nào đến mức độ quản trị lợi nhuận trong điều kiện tồn tại bất định chính sách kinh tế.