2. Sự đáp ứng của nội dung khóa luận đối với đề tài khóa luậ n:
4.2.2. Kết quả hồi quy đa biến mô hình phân tích mối quan hệ giữa tính bất
trong chính sách kinh tế và quản trị lợi nhuận
Sau khi hồi quy mô hình với phương pháp OLS nguyên bản kết hợp hiệu ứng cố định ngành, người viết thực hiện kiểm định các khuyết tật. Với kiểm định Breusch- Pagan/Cook-Weisberg, kết quả cho thấy giá trị sig <5% chứng tỏ mô hình này xuất hiện hiện tương phương sai thay đổi. Phương sai thay đổi không làm thay đổi các tính chất không chệch (unbiasedness) và nhất quán (consistency) của các ước lượng OLS nhưng các ước lượng OLS không còn hiệu quả nữa. Với kiểm định Wooddridge cũng cho giá trị sig<5%, cho thấy mô hình xuất hiện hiện tượng tự tương quan. Khi phương trình có khuyết tật tự tương quan thì phương sai ước lượng OLS là chệch. (Các kết quả kiểm định được trình bày chi tiết ở phụ lục 4).
Do vậy, để khắc phục các khuyết tật trên, người viết sử dụng phương pháp hồi quy OLS có kết hợp ước tính robust- cluster. Đối với mô hình có biến phụ thuộc là quản trị lợi nhuận, do quản trị lợi nhuận chịu chi phối bởi các đặc điểm đặc thù của từng doanh nghiệp và tác động của thời gian, thêm vào đó, biến tính bất định trong chính sách kinh tế (EPU) là như nhau ở mọi quan sát trong cùng 1 năm nên không thể kiểm soát hiệu ứng cố định năm vì sẽ gây ra hiện tượng đa cộng tuyến. Vì vậy người viết tiến hành nhóm các sai số chuẩn (cluster standard errors) của mô hình (3.1) theo hai chiều doanh nghiệp - năm, ngoài ra biến phụ thuộc cũng chịu ảnh hưởng của đặc điểm ngành kinh doanh, do vậy tác giả kiểm soát thêm hiệu ứng cố định ngành vào phương trình hồi quy. Bản thân hiệu ứng cluster có thể khắc phục được hiện tượng tự tương quan, ngoài ra người viết kết hợp thêm sai số chuẩn mạnh robust để khắc phục phương sai sai số thay đổi nhằm đảm bảo kết quả ước lượng của các mô hình hồi quy là hiệu quả và không chệch. Vì các kết quả ước lượng theo phương pháp hồi quy OLS thông thường không hiệu quả và bị chệch, do đó người viết chỉ trình bày kết quả hồi quy OLS có kết hợp ước tính robust- cluster.
Bảng 4.4 Bảng kết quả hồi quy đa biến mô hình phân tích mối quan hệ giữa tính bất định trong chính sách kinh tế và quản trị lợi nhuận
TÊN BIẾN (1) (2) (3) (4) (5) (6)
AEM1 AEM2 AEM3 AEM1 AEM2 AEM3
EPU 0,071*** 0,082*** 0,070*** (0,019) (0,016) (0,019) EPU_high 0,011*** 0,012*** 0,011*** (0,003) (0,002) (0,003) SIZE -0,010*** -0,005*** -0,010*** -0,010*** -0,005*** -0,010*** (0,001) (0,001) (0,001) (0,001) (0,001) (0,001) SG 0,009*** 0,006*** 0,010*** 0,009*** 0,006*** 0,010*** (0,002) (0,001) (0,002) (0,002) (0,001) (0,002) LEV 0,040*** 0,007 0,039*** 0,040*** 0,008 0,039*** (0,011) (0,009) (0,011) (0,011) (0,009) (0,011) FA -0,095*** -0,079*** -0,098*** -0,095*** -0,079*** -0,098*** (0,009) (0,008) (0,009) (0,009) (0,008) (0,009) ROA 0,115*** 0,154*** 0,123*** 0,114*** 0,154*** 0,122*** (0,028) (0,025) (0,029) (0,028) (0,025) (0,029) INV -0,025** -0,074*** -0,024** -0,025** -0,073*** -0,024** (0,012) (0,009) (0,012) (0,012) (0,009) (0,012) LOSS 0,014** 0,015** 0,008 0,014* 0,014** 0,007 (0,007) (0,006) (0,007) (0,007) (0,006) (0,007) DIV -0,022*** -0,024*** -0,023*** -0,022*** -0,024*** -0,023*** (0,004) (0,004) (0,004) (0,004) (0,004) (0,004) Hằng số 0,439*** 0,295*** 0,437*** 0,441*** 0,300*** 0,439*** (0,033) (0,028) (0,034) (0,033) (0,028) (0,034) Số quan sát 6,541 6,541 6,541 6,541 6,541 6,541 R2 0,087 0,091 0,091 0,087 0,090 0,091 Hiệu ứng ngành CÓ CÓ CÓ CÓ CÓ CÓ
(Nguồn: Tác giả tổng hợp dựa trên dữ liệu thu thập) Ghi chú: Bảng 4.4 thể hiện kết quả hồi quy các biến trong mô hình (3.1). Trong đó, AEM1 là biến mức độ quản trị lợi nhuận dồn tích theo mô hình Modified Jones(1995); EPU là chỉ số WUI cho Việt Nam tính theo năm được phát triển bởi Ahir và cộng sự (2018); Biến giả EPU_high nhận giá trị 1 nếu biến EPU có giá trị lớn hơn trung vị mẫu và ngược lại; SIZE = logarit tự nhiên của tổng tài sản; 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; 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 hồi quy mô hình (3.1) với ước lượng OLS có kết hợp với ước tính robust- cluster ở cột (1) bảng 4.4 cho thấy tính bất định trong chính sách kinh tế (EPU) có mối tương quan dương với quản trị lợi nhuận dồn tích tại doanh nghiệp (AEM1) với hệ số tương quan dương 0.071 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này ngụ ý rằng, doanh nghiệp càng tích cực thực hiện hành vi quản trị lợi nhuận khi tính bất định trong chính sách kinh tế tăng cao. Kết quả hồi quy của mô hình khi thay thế biến phụ thuộc là quản trị lợi nhuận dồn tích theo mô hình Jones (1991) và Kothari và cộng sự (2005), kí hiệu lần lượt là AEM2 và AEM3 cũng cho kết quả thống nhất khi trình bày hệ số ước lượng của biến EPU đều dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (cột (2) và (3)).
Dựa trên kết quả hồi quy mô hình (3.1), người viết kì vọng rằng các nhà quản lý sẽ thường xuyên thực hiện quản trị lợi nhuận khi tính bất định trong chính sách kinh tế cao vượt trên một ngưỡng nhất định. Giống với cách phân loại như ở phân tích đơn biến, người viết sử dụng biến giả EPU_high, nhận giá trị 1 nếu biến EPU có giá trị lớn hơn trung vị và ngược lại nhận giá trị 0. Kết quả nghiên cứu ở cột (4) cho thấy rằng khi hồi quy với biến AEM1, hệ số của biến giải thích EPU_high là 0,011 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% cho thấy rằng các doanh nghiệp càng tích cực thực hiện điều chỉnh lợi nhuận khi tính bất định trong chính sách kinh tế vượt trên giá trị trung vị, hệ số của EPU_high cũng cho giá trị dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% khi hồi quy cho hai biến phụ thuộc thay thế AEM2 và AEM3 (cột (5) và cột (6)). Kết quả này thống nhất với kết luận rằng doanh nghiệp càng tích cực quản trị lợi nhuận khi tính bất định trong chính sách kinh tế tăng cao.
Kết quả hồi quy của mô hình (3.1) đi ngược lại với kết quả hồi quy của Kim và cộng sự (2021), El Ghoul và cộng sự (2020), hai nhóm tác giả đưa ra bằng chứng cho mối quan hệ này là nghịch biến dựa trên lập luận cho rằng trong giai đoạn bất định chính sách kinh tế tăng cao, các nhà đầu tư trên thị trường càng dành nhiều sự chú ý đến chất lượng thông tin kế toán của doanh nghiệp, từ đó làm hạn chế cơ hội thực hiện hành vi điều chỉnh lợi nhuận của nhà quản lý. Với nghiên cứu của Kim và cộng sự, nhóm tác giả sử dụng dữ liệu là các doanh nghiệp tại Nhật Bản và nắm bắt các đặc điểm trên thị trường này, cho rẳng các nhà đầu tư dành sự quan tâm và xét đoán thận trọng với thông tin được cung cấp từ doanh nghiệp và điều này là yếu tố then
chốt nhằm làm giảm đi động cơ điều chỉnh lợi nhuận của các nhà quản lý vì một khi các nhà đầu tư phát hiện điều bất thường trong các báo cáo tài chính, thị trường sẽ phản ứng rất nhanh và tác động tiêu cực một cách mạnh mẽ lên doanh nghiệp.
Mặt khác, như đã đề cập cơ sở lý thuyết ở chương 2, mối quan hệ cùng chiều này được giải quyết bởi các lí thuyết về vấn đề người đại diện, lý thuyết bất cân xứng thông tin và lý thuyết chi phí chính trị. Kết quả hồi quy cho mối quan hệ cùng chiều này của người viết tương đồng với kết quả nghiên cứu của Yung và Root (2019), Cui và cộng sự (2020), Bermpei và cộng sự (2021). Các nhóm tác giả lập luận cho mối tương quan dương này dựa trên lý thuyết cho rằng các công ty thực hiện điều chỉnh linh hoạt các khoản dồn tích nhằm giảm sự biến động của xu hướng lợi nhuận, duy trì vị thế trên thị trường (Yung và Root, 2019). Bermpei và cộng sự (2021) cho rằng khi tính bất định trong chính sách kinh tế tăng lên sẽ làm tăng tình trạng bất cân xứng thông tin từ đó làm tăng cơ hội, khả năng che giấu đi kết quả lợi nhuận thực tế không được như mong đợi của doanh nghiệp và nhà quản lý có động cơ điều chỉnh tăng lợi nhuận. Với kết quả nghiên cứu của Cui và cộng sự, mẫu nghiên cứu là các doanh nghiệp niêm yết tại Trung Quốc, nền kinh tế mới nổi có nhiều điểm tương đồng với Việt Nam cũng cho kết quả nghiên cứu giống với nghiên cứu này, nhóm tác giả lập luận rằng chi phí cho việc công bố thông tin tự nguyện có chi phí cao và không phải tất cả các công ty đều sẵn sàng chấp nhận, cùng với đó, khi thị trường xảy ra tình trạng bất cân xứng thông tin ở mức độ cao, điều này tạo động cơ cho các nhà quản lý điều chỉnh lợi nhuận nhằm đạt được mục tiêu lợi nhuận ràng buộc với cơ chế lương thưởng, hay tiếp cận vốn thị trường ở chi phí thấp hơn, hay phải duy trì lợi nhuận ổn định nhằm đảm bảo điều kiện phát hành cổ phiếu ra công chúng lần đầu (IPO).
Người viết cho rằng, mối quan hệ cùng chiều giữa tính bất định trong chính sách kinh tế và quản trị lợi nhuận trong kết quả hồi quy ở mô hình trên phù hợp với đặc điểm thị trường Việt Nam khi phần lớn cấu thành nền kinh tế là các doanh nghiệp vừa và nhỏ, hệ thống kiểm soát nội bộ và quản trị doanh nghiệp vẫn chưa được hoàn thiện ở nhiều doanh nghiệp, điều này tạo kẽ hở cho các nhà quản lý khi họ có nhiều cơ hội điều chỉnh số liệu kế toán mà ít bị giám soát chặt chẽ bởi các cơ chế trong nội bộ doanh nghiệp. Thêm vào đó, giai đoạn bất định chính sách kinh tế cao thường sẽ dẫn tới sự thay đổi trong chính sách kinh tế như sự đổi mới trong các quy định (Baker
và cộng sự, 2016) khiến cho môi trường, điều kiện kinh doanh của doanh nghiệp biến động đáng kể trong khi doanh nghiệp phải đáp ứng kì vọng từ nhà đầu tư, thị trường. Chính điều này đã tạo động cơ thúc đẩy doanh nghiệp thực hiện điều chỉnh tăng hoặc giảm lợi nhuận theo hướng mong muốn để đạt được mục tiêu ngắn hạn lẫn dài hạn, không chỉ đối với cá nhân nhà quản lý và còn phục vụ lợi ích của cổ đông doanh nghiệp (Bermpei và cộng sự, 2021). Như vậy, giả thuyết “H1: Tính bất định trong chính sách kinh tế có mối quan hệ cùng chiều với quản trị lợi nhuận.” được chấp nhận.
Ngoài ra, bên cạnh tính bất định trong chính sách kinh tế, các nhân tố tài chính cũng có tầm ảnh hưởng nhất định và tác động đến hành vi quản trị lợi nhuận trong doanh nghiệp. Xem xét chủ yếu đến kết quả nghiên cứu của các biến kiểm soát ở cột (1) bảng 4.4, biến quy mô doanh nghiệp SIZE có hệ số hồi quy âm ở mức ý nghĩa 1%. Điều này hàm ý rằng các doanh nghiệp có quy mô càng lớn thì càng hạn chế thực hiện hành vi quản trị lợi nhuận. Kết quả này phù hợp với nhận định của Ball và Foster (1982) khi cho rằng các công ty có quy mô lớn thường đi cùng với hệ thống kiểm soát nội bộ hữu hiệu, giám sát quá trình lập và trình bày báo cái tài chính, do vậy khả năng nhà quản lý can thiệp điều chỉnh lợi nhuận bị hạn chế, do đó mức độ quản trị lợi nhuận sẽ thấp hơn ở các doanh nghiệp lớn. Kết quả nghiên cứu của Yung và Root (2019) trên 18 quốc gia khác nhau cũng cho thấy các công ty lớn có mức độ quản trị lợi nhuận thấp.
Tỉ lệ đòn bẩy tài chính LEV cho thấy hệ số hồi quy là dương 0,040 với mức ý nghĩa 1% ngụ ý rằng các doanh nghiệp có tỉ lệ nợ cao thì càng tích cực thực hiện quản trị lợi nhuận. Kết quả này giống với các nghiên cứu của Sweeney (1994) và Dechow và cộng sự (1996). Các nhóm tác giả này cho rằng khi công ty phụ thuộc nhiều vào nợ bên ngoài thì càng có động cơ thực hiện điều chỉnh lợi nhuận nhằm tránh rủi ro vi phạm các điều khoản trong hợp đồng nợ. Biến tốc độ tăng trưởng doanh thu (SG) cũng cho kết quả hồi quy dương 0,009 ở mức ý nghĩa 1%, đồng thuận với kết quả nghiên cứu của Yung và Root (2019), hàm ý rằng doanh nghiệp đang trên đà tăng trưởng nhanh thì càng mong muốn lợi nhuận duy trì tích cực hơn qua từng năm, do vậy để tránh làm thị trường thất vọng vì kết quả kinh doanh không được như mong
đợi, các nhà quản lý trong doanh nghiệp tích cực điều chỉnh lợi nhuận nhằm đáp ứng mục tiêu thị trường.
Biến kiểm soát LOSS cho kết quả hồi quy với hệ số dương ở mức ý nghĩa 5%, kết quả này phù hợp với lập luận của Dechow và Dichev (2002) khi cho rằng các công ty có kết quả kinh doanh kém, rơi tình trạng lỗ có nhiều khả năng thực hiện hành vi quản trị lợi nhuận nhằm đạt được mục tiêu của họ. Biến giả cổ tức DIV cho kết quả ngược với mong đợi của người viết khi có hệ số âm thể hiện mối quan hệ ngược chiều giữa việc chia cổ tức và quản trị lợi nhuận. Giải thích cho sự ngược dấu này, người viết cho rằng với các công ty thường xuyên chi trả cổ tức là dấu hiệu cho thấy sức khỏe tài chính công ty đang ổn định và quản lý hiệu quả dòng tiền tự do tốt, do đó không có nhiều áp lực buộc công ty đứng trước rủi ro thực hiện hành vi điều chỉnh lợi nhuận.
Biến lợi suất trên tài sản ROA cũng cho kết quả hồi quy có ý nghĩa thống kê ở mức 1% với hệ số dương, hàm ý rằng khi công ty công ty có ROA càng cao thì mức độ quản trị lợi nhuận càng cao. Kết quả này đi ngược lại với nghiên cứu của Jaggi và cộng sự (2009) và Gulzar (2011), người viết cho rằng sự khác biệt này là do bởi sự khác nhau về đặc trưng nền kinh tế trong mẫu dữ liệu ở các nghiên cứu, các doanh nghiệp trong mẫu quan sát trong nghiên cứu này đa số là các doanh nghiệp có quy mô vừa và nhỏ, do vậy khi chỉ số ROA cao cho thấy doanh nghiệp đang trong giai đoạn phát triển ổn định, do đó kì vọng từ thị trường với triển vọng tương lai doanh nghiệp được đặt ở mức cao, đo đó có khả năng doanh nghiệp đứng trước áp lực điều chỉnh lợi nhuận nhằm đáp ứng kì vọng thị trường và duy trì vị thế của mình. Các biến kiểm soát còn lại bao gồm tỉ lệ tài sản cố định (FA) và hàng tồn kho (INV) đều cho hệ số hồi quy âm có ý nghĩa thống kê lần lượt là 1% và 5%.