Tác giả cũng thực hiện phân tích xu hướng và mức độ QTLN các CTNY trên TTCK VN. Do vậy, tác giả sẽ tổng hợp mức độ QTLN theo năm và chia ra QTLN âm, QTLN dương như sau:
10,51% 9,42% 9,20% 9,71% 8.50 9.00 9.50 10.00 10.50 11.00 2016 2017 2018 3 năm Trị tuyệt đối EM (%) Trị tuyệt đối EM
Biểu đồ 4.2. Xu hƣớng QTLN Bảng 4.2. Thực trạng QTLN âm và QTLN dƣơng Năm Xu hƣớng EM Số quan sát Phần trăm (%) Giá trị lớn nhất Giá trị nhỏ nhất Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn 2016 EM_dương 177 67% 0,14% 116,74% 12,20% 13,49% EM_âm 89 33% -39,30% -0,37% -7,16% 7,05% EM 266 100% -39,30% 116,74% 5,72% 14,87% 2017 EM_dương 187 70% 0,05% 54,58% 10,51% 9,35% EM_âm 79 30% -29,15% -0,06% -6,86% 6,17% EM 266 100% -29,15% 54,58% 5,35% 11,65% 2018 EM_dương 181 68% 0,04% 63,04% 9,45% 8,85% EM_âm 85 32% -94,20% -0,06% -8,67% 12,33% EM 266 100% -94,20% 63,04% 3,66% 13,16% 3 năm EM_dương 545 68% 0,04% 116,74% 10,71% 10,77% EM_âm 253 32% -94,20% -0,06% -7,58% 8,97% EM 798 100% -94,20% 116,74% 4,91% 13,30%
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mền STATA 13)
67% 70% 68% 68% 33% 30% 32% 32% 0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100% 2016 2017 2018 3 năm EM_âm EM_dương
Theo biểu đồ 4.2 và bảng tổng hợp 4.2 ta có thể thấy khi xét cả 3 năm nghiên cứu không phân biệt xu hướng QTLN dương hay âm, khi đó mức QTLN có giá trị trung bình là 4,91% nghĩa là so với tổng tài sản cuối năm trước liền kề thì lợi nhuận được nhà quản lý điều chỉnh tăng trung bình ở mức 4,91%, Mức QTLN cao nhất là điều chỉnh tăng lợi nhuận 116,74% và mức QTLN thấp nhất là điều chỉnh giảm lợi nhuận (-94,2%). Phần lớn các cơng ty có xu hướng điều chỉnh tăng lợi nhuận, trong giai đoạn nghiên cứu có 798 quan sát thì có đến 545/798 quan sát (chiếm 68%) là QTLN theo hướng điều chỉnh tăng lợi nhuận, xu hướng này vẫn chiếm tỷ trọng cao (gấp đôi xu hướng điều chỉnh giảm lợi nhuận) khi xem xét cho từng năm riêng lẽ, cụ thể trong năm 2016 xu hướng điều chỉnh tăng lợi nhuận chiếm 67%, năm 2017 chiếm 70%, và năm 2018 chiếm 68%. Trung bình mức QTLN âm trong giai đoạn nghiên cứu là (-7,58%) và trung bình mức QTLN dương trong giai đoạn nghiên cứu là 10,71%.
4.2 Phân tích thực trạng tham gia vào giao dịch với bên liên quan của các CTNY trên TTCK Việt Nam CTNY trên TTCK Việt Nam
Theo kết quả thể hiện trên bảng 4.3 RPTs được đo lường bằng cách lấy logarit doanh thu bán hàng và cung cấp dịch vụ với các bên liên quan phát sinh trong năm của các CTNY trên TTCK Việt Nam giai đoạn 2016 – 2018 có giá trị trung bình là 10.76107, giá trị nhỏ nhất là 0.6931472 và giá trị lớn nhất là 16.14341. Từ đó, cho thấy khoản cách giữa giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất là khá lớn, điều đó có ý nghĩa là có sự khác biệt đáng kể về việc tham gia vào giao dịch bán hàng với các bên liên quan giữa các DN trong giai đoạn nghiên cứu. Điều này vẫn đúng khi xem xét riêng lẽ cho từng năm trong giai đoạn nghiên cứu, như ở mỗi năm 2016, 2017 và năm 2018 mức độ tham gia vào giao dịch bán hàng với bên liên quan giữa các cơng ty đều có sự chênh lệch rất lớn, cụ thể năm 2016 giá trị lớn nhất của RPTs là 15.86634 trong khi giá trị nhỏ nhất của RPTs là 0.6931472, năm 2017 giá trị lớn nhất của RPTs là 16.01967 và giá trị nhỏ nhất là 2.397895, năm 2018 giá trị lớn nhất của RPTs là 16.14341 và giá trị nhỏ nhất của RPTs là 3.89182.
Bảng 4.3. Thực trạng giao dịch với bên liên quan Năm Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Số quan sát 2016 .6931472 15.86634 10.72262 2.495801 266 2017 2.397895 16.01967 10.81293 2.397218 266 2018 3.89182 16.14341 10.74766 2.483913 266 3 năm .6931472 16.14341 10.76107 2.456578 798
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mền STATA 13)
Dựa theo bảng 4.3 cũng như biểu đồ 4.3 có thể thấy giá trị trung bình giao dịch bán hàng với bên liên quan RPTs giữa các năm khơng có chênh lệch đáng kể nhưng cao nhất năm 2017 là 10.81293, tiếp đến năm 2018 là 10.74766 và thấp nhất trong năm 2016 là 10.72262.
Biểu đồ 4.3. Thực trạng giao dịch bên liên quan của các CTNY trên TTCK Việt Nam giai đoạn 2016 – 2018 TTCK Việt Nam giai đoạn 2016 – 2018
10.72 10.81 10.75 10.76 10.66 10.68 10.70 10.72 10.74 10.76 10.78 10.80 10.82 2016 2017 2018 3 năm Trung bình RPTs Trung bình RPTs
4.3 Thống kê mơ tả các biến kiểm sốt trong mơ hình Bảng 4.4. Thống kê mơ tả các biến kiểm soát Biến Số quan sát Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn AUDIT 798 0 1 .3107769 .4631019 LEV 798 .0057185 .9650876 .4908974 .2243 SIZE 798 9.745605 17.38415 13.57021 1.487151 GRO 798 -.9934326 12.07301 .1750707 .8656386 CFO 798 -2173432 2320177 90410.13 300120.3
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mền STATA 13)
Biến cơng ty kiểm tốn (AUDIT): có giá trị nhỏ nhất là 0, giá trị lớn nhất là
1, giá trị trung bình là 0,31 và độ lệch chuẩn là 0,46.
Bảng 4.5. Thống kê tần số biến cơng ty kiểm tốn
AUDIT Số lƣợng Tỷ lệ % Tổng cộng
0 550 68.92 68.92
1 248 31.08 100
Tổng cộng 798 100
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mền STATA 13)
Kết quả thống kê từ bảng 4.5 Cho thấy có 550/248 quan sát chiếm 68,92% có BCTC được kiểm tốn bởi các cơng ty kiểm tốn khơng thuộc nhóm Big4.
Biến Địn bẩy tài chính (LEV): là tỷ lệ nợ phải trả trên tổng tài sản của các CTNY tại TTCK Việt Nam có giá trị trung bình là 49,09%, tỷ lệ nợ thấp nhất là 0,57% và tỷ lệ nợ cao nhất là 96,5%. Từ đó cho thấy cơ cấu vốn của các công ty rất khác nhau.
Biến quy mô công ty (SIZE): được đo lường bằng cách lấy logarit tổng tài sản có giá trị bình qn là 13,57, giá trị nhỏ nhất là 9,75 và giá trị lớn nhất là 17,38 như vậy có sự chênh lệch đáng kể giữa giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất cho thấy quy mơ của các DN có sự khác biệt đáng kể, điều này cũng dễ hiểu bởi các công ty
Biến tăng trƣởng doanh thu (GRO): là chênh lệch doanh thu năm nay so với
năm trước trên doanh thu năm trước của các CTNY có giá trị nhỏ nhất là -0,99, giá trị lớn nhất là 12,07 và giá trị trung bình là 0,18.
Dịng tiền thuần từ hoạt động kinh doanh (CFO): chỉ tiêu này được thu thập trên báo cáo lưu chuyển tiền tệ có giá trị nhỏ nhất là -2.173.432 (triệu), giá trị lớn nhất là 2.320.177 (triệu) và giá trị trung bình là 90.410,13 (triệu).
4.4 Phân tích tƣơng quan
Bảng 4.6. Ma trận tƣơng quan mơ hình nghiên cứu
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mền STATA 13)
Bảng 4.6 thể hiện ma trận tương quan Pearson giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc – EM. Hệ số tương quan Pearson ( ký hiệu r) nói lên mức độ chặt chẽ giữa hai biến định lượng. Kết quả của phân tích này là cơ sở cho phân tích hồi quy. Bên cạnh đó, thơng qua phân tích tương quan sẽ giúp chúng ta phát hiện ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình nghiên cứu.
Kết quả phân tích trên bảng 4.6 chỉ ra rằng sự tương quan giữa biến phụ thuộc – EM và các biến độc lập, cũng như sự tương quan giữa các biến độc lập với nhau đều ở mức thấp. Theo Hair và cộng sự (1995) sẽ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nếu tồn tại hệ số tương quan lớn hơn 0,8 giữa các cặp biến độc lập. Do đó, kết quả phân tích trên cho ta thấy sự tương quan giữa các cặp biến độc lập trong mơ hình đều ở mức thấp và có r < 0,8, nên ít có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
4.5 Phân tích hồi quy
4.5.1 Lựa chọn ƣớc lƣợng hồi quy phù hợp
Như đã đề cập trong chương 3 để lựa chọn ước lượng hồi quy phù hợp, tác giả sẽ thực hiện so sánh từng cặp giữa 3 ước lượng hồi quy với Pooled OLS, hồi quy với FEM và hồi quy với REM.
4.5.1.1. Ƣớc lƣợng hồi quy với Pooled OLS
Bảng 4.7. Kết quả ƣớc lƣợng hồi quy với Pooled OLS
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mền STATA 13)
Bảng 4.7. Kết quả ước lượng hồi quy với Pooled OLS cho thấy hiệu chỉnh
bằng 20,32% đồng thời chỉ số Prob > F = 0.0000 (có ý nghĩa thống kê ở mức 1 %). Điều đó cho thấy ước lượng hồi quy với Pooled OLS có thể là một ước lượng phù hợp.
4.5.1.2. Ƣớc lƣợng hồi quy với FEM
Bảng 4.8. Kết quả ƣớc lƣợng hồi quy với FEM
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mền STATA 13)
Kết quả ước lượng hồi quy với FEM được thể hiện trên bảng 4.8 cho thấy giá trị thống kê F(265, 526) = 1.17 và Prob > F = 0.0713 lớn hơn 0,05, dựa trên kết quả này giúp cho luận văn có cơ sở chấp nhận giả thuyết Ho cho rằng tất cả các hệ số ui = 0. Điều này có nghĩa là khơng có sự khác biệt giữa các đối tượng (DN). Do vậy trong trường hợp này ước lượng hồi quy với Pooled OLS là ước lượng phù hợp hơn ước lượng FEM.
4.5.1.3. Ƣớc lƣợng với REM
Bảng 4.9. Kết quả ƣớc lƣợng hồi quy với REM
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mền STATA 13)
Bảng 4.9 thể hiện kết quả ước lượng hồi quy với REM, đồng thời tác giả thực hiện kiểm định Breusch and Pagan để lựa chọn giữa Pooled OLS và REM ước lượng nào sẽ phù hợp hơn, kết quả kiểm định cho thấy giá trị thống kê Chibar2(01) = 1.39 và Prob > chibar2 = 0.1190 lớn hơn 5%, dựa trên kết quả này là cơ sở chấp nhận giả thuyết Ho cho rằng tất cả các hệ số ui = 0. Do vậy trong trường hợp này ước lượng Pooled OLS là ước lượng phù hợp hơn ước lượng REM.
Tác giả không thực hiện kiểm định Hausman (dùng để chọn ra ước lượng phù hợp giữa FEM và REM) vì khi so sánh giữa Pooled OLS và FEM cũng như giữa Pooled OLS và REM đều cho ra ước lượng phù hợp hơn là Pooled OLS.
Bảng 4.10. Tổng hợp các kiểm định lựa chọn mơ hình
Kiểm định Pooled OLS và FEM Pooled OLS và REM FEM và REM
F – test F(265, 526) = 1.17 và Prob > F = 0.0713 Breusch – Pagan test Chibar2(01) = 1.39 và Prob > chibar2 = 0.1190 Hausman test Không cần thực hiện
Kết luận Chọn Pooled OLS Chọn Pooled OLS
(Nguồn: Tổng hợp kết quả phân tích từ phần mền STATA 13)
4.5.2 Kiểm định khuyết tật của mơ hình do vi phạm các giả định
4.5.2.1. Giả định khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập
Để kiểm định vấn đề đa cộng tuyến giữa các biến độc lập tác giả sử dụng hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor – VIF) để nhận biết vấn đề này. Theo Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) trong trường hợp giá trị VIF của một biến độc lập nào đó lớn hơn 10, đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến.
Bảng 4.11. Giá trị VIF của mơ hình nghiên cứu
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mền STATA 13)
Bảng 4.11 cho thấy hệ số VIF của 6 biến độc lập trong mơ hình đều có giá trị nhỏ hơn 2. Do vậy, có thể kết luận giữa các biến độc lập không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến.
4.5.2.2. Giả định phần dƣ có phân phối chuẩn
Biểu đồ 4.4. Biều đồ phần dƣ có phân phối chuẩn
Dựa trên hình dạng Biểu đồ 4.4. cho ta thấy phần dư mơ hình nghiên cứu có phân phối chuẩn
Tác giả sử dụng kiểm định Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test để kiểm tra xem phương sai của sai số có thay đổi hay khơng cho mơ hình nghiên cứu với giả thuyết Ho: Phương sai bằng nhau.
Kết quả kiểm định nhƣ sau:
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mền STATA 13)
Kết quả kiểm định cho thấy chỉ số Prob > chi2 = 0.0375 nhỏ hơn 5%, đây là cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho. Do vậy, mơ hình này có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
4.5.2.4. Giả định về tự tƣơng quan
Để kiểm tra xem mơ hình có xảy ra hiện tượng tự tương quan hay khơng, tác giả sử dụng kiểm định Breusch - Godfrey, với giả thuyết Ho: không xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Kết quả kiểm định nhƣ sau:
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mền STATA 13)
Kết quả kiểm định cho thấy chỉ số Prob > F = 0.11 lớn hơn 5%, đây là cơ sở để chấp nhận giả thuyết Ho, điều này có nghĩa mơ hình này không xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Kết luận: Pooled OLS là ước lượng hồi quy phù hợp nhất cho mơ hình của
Pooled OLS, FEM và REM. Tiếp đến, thông qua các kiểm định cần thiết để phát hiện ra các khuyết tật của mơ hình về“hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai thay đổi, phân phối chuẩn của phần dư và hiện tượng tự tương quan.”Kết quả mơ hình có hiện tượng phương sai thay đổi, để khắc phục khuyết tật này, tác giả thực hiện hồi quy FGLS (Ước lượng bình phương bé nhất tổng quát khả thi).
4.5.3 Kết quả nghiên cứu
Bảng 4.12. Kết quả ƣớc lƣợng hồi quy mơ hình FGLS
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mền STATA 13)
Kết quả hồi quy FGLS cho thấy trong 6 biến trong mơ hình có 4 biến tác động đến mức độ QTLN. Trong số 4 biến có tác động đến mức độ QTLN có 2 biến tác động ngược chiều là địn bẩy tài chính (LEV) và dịng tiền thuần từ hoạt động kinh doanh (CFO), hai biến có tác động cùng chiều đến mức độ QTLN là quy mô công ty (SIZE) và RPTs. Biến cơng ty kiểm tốn (AUDIT) và tăng trưởng doanh thu
(GRO) khơng có ý nghĩa thống kê. Như vậy, căn cứ vào kết quả hồi quy FGLS trên bản 4.12 phương trình hồi quy được viết lại như sau:
Bảng 4.13. Tổng hợp kết quả nghiên cứu Giả
thuyết Nội dung giả thuyết Kỳ vọng
Kết quả kiểm định
1 Cơng ty có RPTs càng nhiều thì mức độ QTLN
càng cao + +
2 Công ty được kiểm tốn bởi cơng ty kiểm tốn Big4 thì mức độ QTLN thấp hơn các cơng ty khơng được kiểm tốn bởi Big4
- 0
3 Cơng ty có địn bẩy tài chính càng cao thì mức
độ QTLN càng cao + -
4 Cơng ty có quy mơ càng lớn thì mức độ QTLN
càng cao + +
5 Cơng ty có tỷ lệ tăng trưởng doanh thu càng cao
thì mức độ QTLN càng cao + 0
6 Cơng ty có dịng tiền hoạt động càng cao thì
mức độ QTLN càng thấp - -
Ghi chú:
Ký hiệu Ý nghĩa
Dấu cộng (+) Tác động cùng chiều đến mức độ QTLN
Dấu trừ (-) Tác động ngược chiều đến mức độ QTLN
Số 0 Khơng có tác động đến mức độ QTLN
4.6 Bàn luận về kết quả nghiên cứu
Srinivasan (2013) và Chu-Yang và Hsu Joseph (2010) đã cho thấy sự ảnh hưởng tiêu cực của RPTs đến hiệu suất công ty, cho thấy các công ty tham gia RPTs càng cao thì hiệu suất của công ty càng thấp. El-Helaly và cộng sự (2018) cho thấy RPTs được sử dụng như công cụ thay thế thứ 3 để thực hiện QTLN. Marchini và cộng sự (2018) đã tìm thấy các cơng ty thực hiện giao dịch bán hàng với các bên
EM = - 0.1832814 + 0.0045325*RPTs – 0.1365283*LEV + 0.0195498*SIZE – 0.000000206*CFO
Rasheed và Mallikarjunappa (2018) cũng tìm thấy sự tác động cùng chiều của RPTs đến QTLN. Bên cạnh đó, Chen và cộng sự (2011) cho rằng RPTs như một nguồn để QTLN, nghiên cứu đã tìm thấy các cổ đơng kiểm sốt đã cấu trúc RPTs trong giai đoạn chuẩn bị chào bán công khai lần đầu ra công chúng IPO để làm tăng hiệu suất của công ty. Tuy nhiên, sau giai đoạn IPO các công ty tham gia RPTs giảm xuống dẫn đến hiệu suất của công ty cũng suy giảm và điều này cũng ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận của cổ phiếu sau IPO. Các kết quả nghiên cứu trên hỗ trợ cho giả thuyết xung đột lợi ích (conflict of interest hypothesis) dựa trên nền tảng của lý thuyết ủy nhiệm (agency theory), sự xung đột lợi ích và bất cân xứng thông tin tạo động cơ và cơ hội để ban giám đốc, thành viên HĐQT hay các cổ đơng kiểm sốt của công ty thực hiện hành vi cơ hội chẳng hạn như QTLN để có được lợi ích cho riêng mình.
Đối với giả thuyết nghiên cứu H1 là RPTs càng cao thì mức độ QTLN càng lớn, với giả thuyết này tác giả kỳ vọng RPTs sẽ tác động cùng chiều đến mức độ QTLN. Kết quả hồi quy thu được hệ số beta của biến độc lập RPTs là 0.0045325 và giá trị p-value = 0.000 < 0.05 cho thấy RPTs tác động cùng chiều đến mức độ