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 mô 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 công ty không được kiểm toán 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 cơng 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 QTLN ở các CTNY tại TTCK Việt Nam. Như vậy giả thuyết H1 được chấp nhận. Điều này có nghĩa là các cơng ty có RPTs càng cao sẽ có mức độ QTLN càng lớn. Kết quả này tương đồng với nghiên cứu trước đây của Chen và cộng sự (2011), Marchini và cộng sự (2018), Sarlak và Akbari (2014), Rasheed và Mallikarjunappa (2018).
Tại Việt Nam, những chủ đề như xung đột lợi ích và RPTs, kiểm tốn RPTs, RPTs như một thách thức lớn đối với vấn đề QTDN,… là những chủ đề thường xuyên được đem ra bàn luận trong các diễn đàn kinh tế khi nói về RPTs. Do bản chất phức tạp của giao dịch trong việc xem xét ảnh hưởng của giao dịch đến lợi ích của DN, nên mặc dù RPTs cũng được xem như những giao dịch kinh tế bình thường, tuy nhiên, nếu khơng kiểm sốt tốt RPTs có thể bị lạm dụng để phục vụ cho lợi ích của một cá nhân hay một nhóm cổ đơng nào đó đi ngược lại với lợi ích
xung đột lợi ích giữa các bên trong cơng ty. Tầm quan trọng của việc kiểm sốt tốt RPTs để có thể tránh được những tác động tiêu cực của nó đến lợi ích của cơng ty được thể hiện ngay trên những quy định cụ thể trong chuẩn mực kế toán, cũng như trong Luật DN 2014 như: thế nào là bên liên quan, những loại giao dịch nào với bên liên quan cần phải được HĐQT thông qua, vấn đề cơng khai lợi ích với bên liên quan trong luật DN, quy định về trình bày và cơng bố thơng tin các bên liên quan trong chuẩn mực cũng như các thông tư hướng dẫn.
Với kết quả nghiên cứu thu được cho thấy RPTs tại các CTNY trên TTCK Việt Nam được sử dụng để thực hiện QTLN, điều này cho thấy các quy định thì rất nhiều những vẫn chưa kiểm soát tốt RPTs một cách hiệu quả, điều này có thể xuất phát từ bản thân yếu tố QTDN còn yếu kém, việc kiểm sốt RPTs cịn lỏng lẻo.
Kết quả kiểm định với biến kiểm soát: Đối với 5 biến kiểm sốt trong mơ
hình nghiên cứu có 3 biến tác động đến mức độ QTLN như địn bẩy tài chính, quy mơ cơng ty, dịng tiền hoạt động và 2 biến khơng có ý nghĩa thống kê là biến cơng ty kiểm toán và tăng trưởng doanh thu.
+ Đối với biến cơng ty kiểm tốn: Kết quả hồi quy thu được hệ số beta của
biến cơng ty kiểm tốn (AUDIT) là – 0.0041477 và giá trị p-value = 0.228 > 0.05 cho thấy quy mô của công ty kiểm tốn khơng có ảnh hưởng đến mức độ QTLN đối với các CTNY tại Việt Nam. Như vậy, giả thuyết H2 bị bác bỏ. Điều này có nghĩa là cơng ty kiểm tốn khơng có ý nghĩa thống kê đối với mức độ QTLN, điều này chỉ ra rằng khơng có sự khác biệt nào trong việc cung cấp dịch vụ kiểm tốn có chất lượng cao hơn giữa công ty kiểm tốn thuộc Big4 và ngồi Big4 tại VN. Kết quả này tương đồng với nghiên cứu trước đây của Jeong Rho (2004), trong nước có nghiên cứu của La Xuân Đào (2017). Điều này có thể xuất phát từ mối quan hệ giữa kiểm tốn – khách hàng và mơi trường kiểm tốn trong nước. Trên thực tế, các cơng ty kiểm toán vừa phải đảm bảo tuân thủ các chuẩn mực nghề nghiệp vừa phải duy trì mối quan hệ tốt đẹp với khách hàng. Phần lớn các cơng ty kiểm tốn thường phải duy trì khách hàng cũ vì hợp đồng kiểm tốn phải ký lại mỗi năm, các kiểm tốn
viên có xu hướng phụ thuộc vào bộ máy quản lý của DN, những người trực tiếp quyết định tới việc ký các hợp đồng và chi trả các phí dịch vụ kiểm tốn. Đồng thời sử dụng giá phí kiểm tốn cạnh tranh để tìm kiếm khách hàng mới. Những điều này đều có thể dẫn đến tính độc lập sẽ bị ảnh hưởng. Việc tập trung quá mức vào mối quan hệ với khách hàng có thể làm giảm tính khách quan của các bằng chứng kiểm toán ảnh hưởng tới chất lượng của ý kiến kiểm tốn.
+ Đối với biến địn bẩy tài chính: Kết quả hồi quy thu được hệ số beta của
biến địn bẩy tài chính (LEV) là – 0.1365283 và giá trị p-value = 0.000 < 0.05 cho thấy địn bẩy tài chính có tác động ngược chiều đến mức độ QTLN của các CTNY tại Việt Nam. Như vậy, giả thuyết H3 bị bác bỏ. Điều này có nghĩa là các cơng ty có địn bẩy tài chính càng thấp sẽ có mức độ QTLN càng cao. Kết quả này tương đồng với nghiên cứu trước đây của Phạm Thị Mỹ Linh (2018). Kết quả này khác với kỳ vọng ban đầu của tác giả, dựa trên kết quả kiểm định có thể lý giải một điều là do các cơng ty có địn bẩy tài chính càng cao, các công ty này phải chịu áp lực trả nợ gốc và lãi định kỳ nên HĐQT đã kiểm soát, giám sát chặt chẽ hoạt động quản lý của nhà quản trị từ đó làm cho mức độ QTLN ở những công ty này ở mức thấp hơn. Trên một khía cạnh khác, đối với các cơng ty có địn bẩy tài chính thấp, tức trong cấu trúc vốn chủ yếu là vốn chủ sỡ hữu, trên thực tế yêu cầu về lợi tức thu về của các chủ sở hữu ln cao hơn lợi ích (lãi suất) mà các trung gian tài chính địi hỏi. Do vậy, có thể vì lý do này mà thúc đẩy các nhà quản trị ở các cơng ty có địn bẩy tài chính thấp thực hiện QTLN ở mức cao hơn so với các cơng ty có địn bẩy tài chính cao.
+ Đối với biến quy mô công ty: Kết quả hồi quy thu được hệ số beta của biến
quy mô công ty (SIZE) là 0.0195498 và giá trị p-value = 0.000 < 0.05 cho thấy quy mô của cơng ty có tác động cùng chiều đến mức độ QTLN ở các CTNY tại Việt Nam. Do đó, giả thuyết H4 được chấp nhận. Điều này có nghĩa là các cơng ty có quy mơ càng lớn sẽ dẫn đến mức độ QTLN càng cao, điều này có thể được giải thích bởi các cơng ty có quy mơ càng lớn có cơ cấu bộ máy cồng kềnh, thường phát
nhà đầu tư, các trung gian tài chính, các nhà phân tích tài chính, các đối tác khác nên có khả năng nhiều để thực hiện QTLN. Kết quả này tương đồng với nghiên cứu trước đây của Trần thị Mỹ Tú (2012), Phan Thị Thanh Trang (2015), La Xuân Đào (2017), Phạm Thị Mỹ Linh (2018) và Ngơ Hồng Diệp (2018).
+ Đối với biến tăng trƣởng doanh thu: Kết quả hồi quy thu được hệ số beta
của biến tăng trưởng doanh thu (GRO) là -0.000899 và giá trị p-value = 0.807 > 0.05 cho thấy tỷ lệ tăng trưởng doanh thu không tác động đến mức độ QTLN ở các CTNY tại Việt Nam. Do đó, giả thuyết H5 bị bác bỏ. Kết quả này khác với kỳ vọng ban đầu của tác giả khi cho rằng các cơng ty có doanh thu tăng trưởng cao sẽ có rủi ro thổi phồng lợi nhuận cao hơn. Điều này cho thấy, các CTNY VN có thể đang trong giai đoạn phát triển mạnh, thị phần tăng hoặc đang mở rộng kinh doanh sang các thị trường hoặc lĩnh vực mới. Do đó, tỷ lệ tăng trưởng doanh thu cao không nhất thiết là dấu hiệu cho thấy các công ty thực hiện QTLN cao hơn.
+ Đối với biến dòng tiền hoạt động: Kết quả hồi quy thu được hệ số beta của
biến dòng tiền hoạt động (CFO) là -2.06E-07 và giá trị p-value = 0.000 < 0.05 cho thấy dịng tiền hoạt động có mối quan hệ ngược chiều với QTLN ở các CTNY tại Việt Nam. Do vậy, giả thuyết H6 được chấp nhận. Tổng dồn tích (TA) bằng thu nhập thuần từ hoạt động kinh doanh của công ty trừ cho dòng thiền thuần từ hoạt động kinh doanh, nên TA có quan hệ ngược chiều với dòng tiền thuần từ hoạt động kinh doanh. Bên cạnh đó, TA gồm hai thành phần là các khoản dồn tích khơng điều chỉnh và các khoản dồn tích điều chỉnh. Do vậy, kết quả kiểm định chỉ ra rằng dòng tiền thuần từ hoạt động kinh doanh có mối quan hệ ngược chiều với dồn tích điều chỉnh (biến đại diện cho QTLN). Kết quả này tương đồng với các nghiên cứu trước đây của La Xuân Đào và cộng sự (2017).
KẾT LUẬN CHƢƠNG 4
Sau khi dữ liệu được xử lý và đưa vào phần mềm STATA 13 để thực hiện các kiểm định cần thiết, từ đó lựa chọn mơ hình hồi quy phù hợp, khắc phục những khuyết tật của mơ hình. Kết quả 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 có mối quan hệ cùng chiều với mức độ QTLN ở các CTNY tại TTCK VN. Như vậy giả thuyết nghiên cứu chính của luận văn được chấp nhận. Điều này có nghĩa là các cơng ty có RPTs càng cao sẽ có mức độ QTLN càng lớn. Ngồi ra, đối với 5 biến kiểm sốt trong mơ hình nghiên cứu có 3 biến tác động đến mức độ QTLN trong đó có 2 biến tác động ngược chiều là địn bẩy tài chính (LEV) và dịng tiền hoạt động (CFO), đồng thời quy mơ cơng ty (SIZE) có tác động cùng chiều và 2 biến khơng có ý nghĩa thống kê là biến cơng ty kiểm tốn (AUDIT) và tăng trưởng doanh thu (GRO).
CHƢƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
Trong chương năm tác giả sẽ tổng hợp lại những điểm quan trọng của luận văn. Đồng thời, dựa trên kết quả nghiên cứu đưa ra những đề xuất kiến nghị với mục đích kiểm sốt RPTs và mức độ QTLN ở các CTNY tại VN. Nội dung cuối cùng của chương năm sẽ trình bày những hạn chế của đề tài và đề xuất hướng nghiên cứu trong tương lai.
5.1 Kết luận
Tác giả nghiên cứu sự ảnh hưởng của RPTs đến mức độ QTLN. Bên cạnh đó, cũng đưa vào mơ hình 5 biến kiểm sốt là cơng ty kiểm tốn, địn bẩy tài chính, quy mơ cơng ty, tăng trưởng doanh thu và dòng tiền thuần từ hoạt động kinh doanh cho giai đoạn 3 năm từ năm 2016 đến năm 2018 với 798 quan sát (266 công ty). Biến