Biến kế toán dồn tích có thể và khơng thể điều chỉnh được theo Mơ hình

CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.5 Kết quả hồi quy theo OLS, FEM, REM

4.5.1 Biến kế toán dồn tích có thể và khơng thể điều chỉnh được theo Mơ hình

(1991)

Bảng64.4: Kết quả hồi quy theo Pooled OLS, FEM, REM của mơ hình 1.1

Biến độc lập

Pooled OLS FEM REM

Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa INV/SALES -228.7 *** 0,000 -99,27*** 0,000 TD/TA 2726,4 *** 0,000 1687,4** 0,048 WC/TA 1212,4 ** 0,039 NP/SALES -1401 * 0,092 1500,7 ** 0,012 NP/TA 14980,5*** 0,000 SALES/TA 242,7 0,154 GP/TA 17660,5 *** 0,000 5472,6 ** 0,011 DA -1,69*10-10 0,239 -1,57*10-10*** 0,000 -1,47*10-10*** 0,000 BIG4 791 *** 0,002 770,2** 0,027 CONS -697 0,183 1598,2*** 0,000 30,57 0,953 Số quan sát 300 300 300 R-squared 40,55% 36,28% 48,05%

Kiểm định Hausman Chi2 (7)= 17,43

* ,** và ***: Có ý nghĩa ở mức 10% , 5%, 1%

Nguồn: Phân tích dữ liệu từ phần mềm STATA 4.5.2 Biến kế toán dồn tích có thể và khơng thể điều chỉnh được theo Mơ hình Modified Jones (1995)

Bảng74.5: Kết quả hồi quy theo Pooled OLS, FEM, REM của mơ hình 1.2

Biến độc lập

Pooled OLS FEM REM

Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa INV/SALES -229,1*** 0,000 -94,06*** 0,000 TD/TA 2736,1*** 0,000 WC/TA 1218,2** 0,038 NP/SALES -1397,3* 0,093 1506,2** 0,012 NP/TA 14727,9*** 0,000 SALES/TA 310,7* 0,077 DEBT/EQ 186,0144 0,211 GP/TA 17651,6*** 0,000 5512,5** 0,011 DA -1,53*10-10 0,25 -1,66*10-10*** 0,000 -1,31*10-10*** 0,000 BIG4 794,3*** 0,002 266,1 0,584 771,5** 0,027 CONS -703,2 0,180 1524,8*** 0,000 513,1 0,185 Số quan sát 300 300 300 R-squared 40,52% 38,07% 48,59%

Kiểm định Hausman Chi2 (8)= 14,95

Prob>Chi2: 0,06

* ,** và ***: Có ý nghĩa ở mức 10% , 5%, 1%

4.5.3 Biến kế toán dồn tích có thể và khơng thể điều chỉnh được theo Mơ hình Kothari và cộng sự (2005) Kothari và cộng sự (2005)

Bảng84.6: Kết quả hồi quy theo Pooled OLS, FEM, REM của mơ hình 1.3

Biến độc lập

Pooled OLS FEM REM

Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa Hệ số hồi quy Mức ý nghĩ a Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa INV/SALES -146,3*** 0,006 -100,1*** 0,000 TD/TA 1691,1** 0,047 NP/SALES -1073 0,223 1506,6** 0,012 NP/TA 14973,8*** 0,000 SALES/TA 278* 0,073 244,8 0,151 DEBT/EQ 266,7** 0,025 GP/TA 16992,6*** 0,000 5513,3** 0,011 DA -1,09*10-10*** 0,000 -1,13*10-10*** 0,000 NDA 1,57*10-9* 0,092 BIG4 726,4* 0,005 267,2 0,583 765,8** 0,028 CONS 185,6 0,586 1520,3*** 0,000 24,56 0,962 Số quan sát 300 300 300 R-squared 41,01% 37,99% 48,00% Kiểm định Hausman Chi2 (8)= 16,73 Prob>Chi2: 0,033 * ,** và ***: Có ý nghĩa ở mức 10% , 5%, 1%

Nguồn: Phân tích dữ liệu từ phần mềm STATA 4.5.4 Biến kế toán dồn tích có thể và khơng thể điều chỉnh được theo Mơ hình Phạm Thị Bích Vân (2012)

Biến độc lập

Pooled OLS FEM REM

Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa INV/SALES -98,91*** 0,007 -93,95*** 0,000 NP/SALES 1505,2** 0,012 NP/TA 14724,4*** 0,000 SALES/TA 289,7** 0,041 311,2* 0,076 DEBT/EQ 254,5** 0,031 185,5 0,212 GP/TA 15484,8*** 0,000 5517,2** 0,011 DA -1,05*10-10 0,51 -1,44*10- 10*** 0,000 -1,16*10-10*** 0,001 NDA 8,75*10- 9*** 0,006 BIG4 742,5*** 0,004 266,6 0,583 765,5** 0,029 CONS 249,8 0,471 1519,7*** 0,000 511,4 0,186 Số quan sát 300 300 300 R-squared 41,00% 38,09% 48,60% Kiểm định Hausman Chi2 (8)= 14,98 Prob>Chi2: 0,0595 * ,** và ***: Có ý nghĩa ở mức 10% , 5%, 1%

Nguồn: Phân tích dữ liệu từ phần mềm STATA

Tác giả lựa chọn mơ hình Phạm Thị Bích Vân (2012) để trình bày đại diện cho mơ hình. Vì:

 Trong các kết quả phân tích hồi quy, mơ hình đo lường biến kế tốn dồn tích có thể và khơng thể điều chỉnh theo mơ hình Phạm Thị Bích Vân (2012) có R2 cao nhất là 48,6% .

 Mơ hình Phạm Thị Bích Vân (2012) dựa trên nền tảng từ mơ hình Modified Jones (1995) và điều chỉnh phù hợp với mơi trường Việt Nam nên có tính phù hợp hơn.  Các biến có ý nghĩa thống kê trong mơ hình Phạm Thị Bích Vân (2012) và mơ

hình Modified Jones (1995) đều giống nhau về dấu tương quan.

Mơ hình Pooled OLS có thể giải thích 41% sự thay đởi của các tín hiệu gian lận, hành vi điều chỉnh lợi nhuận đến lãi cơ bản trên cổ phiếu. Các tỷ số INV/SALES, DEBT/EQ, SALES/TA, NP/SALES, GP/TA, NDABVan, BIG4 đều có ý nghĩa thống kê.

Tuy nhiên, mơ hình Pooled OLS, dữ liệu chéo bị ràng buộc quá chặt chẽ về không gian và thời gian khi các hệ số hồi quy không đổi. Điều này khiến Pooled OLS không phản ánh được tác động của sự khác biệt mỗi công ty niêm yết, dẫn đến mức ảnh hưởng thật sự của các biến độc lập lên biến phụ thuộc giảm mạnh và kết quả có thể khơng phù hợp với điều kiện thực tế. Vì vậy, tác giả sử dụng kiểm định Fisher để kiểm định xem có tồn tại tác động cố định của mỗi cơng ty niêm yết trong mơ hình hay khơng. Kết quả cho thấy mơ hình Pooled OLS là khơng thích hợp vì sự tồn tại của tác động cố định ở mỗi công ty (F(99;189) = 5,68, P-value = 0,000). Tuy nhiên cũng chưa khẳng định mơ hình FEM là mơ hình đúng. Vì vậy, nghiên cứu sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn giữa FEM và REM.

Kết quả cho thấy mơ hình các nhân tố tác động ngẫu nhiên (REM) là mơ hình phù hợp cho nghiên cứu này vì Prob>Chi2 = 0,0595> 0,05. Tác giả sử dụng kiểm định Breusch-Pagan/Cook-Weisberg để đánh giá phương sai không đồng nhất, kiểm định Breusch-Pagan để đánh giá ảnh hưởng ngẫu nhiên.

Dựa trên mơ hình nghiên cứu được chọn là mơ hình REM, nghiên cứu ước lượng tham số hồi quy. Hệ số hồi quy (Coef.) là hệ số tác động của biến độc lập lên biến phụ thuộc. P>|t| cho biết ý nghĩa thống kê của biến độc lập. Khi giá trị này càng thấp thì biến độc lập đưa vào mơ hình càng an tồn, đặc biệt khi ở dưới 5%.

Kết quả từ Bảng 4.7 cho thấy các biến INV/SALES, NP/TA, DABVan có mức ý nghĩa thống kê ở mức 1%, SALES/TA, BIG4 có có mức ý nghĩa thống kê ở mức lần lượt 10%, 5%. Các biến còn lại đều khơng có ý nghĩa thống kê nên loại bỏ.

Hàm hồi quy với mơ hình tác động ngẫu nhiên:

EPSi,t = –93,95*INV/SALESi,t + 14724,4*NP/TAi,t + 311,2*SALES/TAi,t –1,16*10- 10*DABVani,t + 765,5*BIG4i,t

Thảo luận kết quả hồi quy

Hệ số hồi quy (coefficient):

Biến INV/SALES có hệ số –93,95; quan hệ ngược chiều với biến phụ thuộc. Với giả định các yếu tố khác không đổi, khi yếu tố INV/SALES tăng thêm 1 đơn vị thì kết quả lãi cơ bản trên cở phiếu sẽ giảm thêm –93,95 đơn vị.

Biến NP/TA có hệ số 14724,4;quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc. Với giả định các yếu tố khác không đổi, khi yếu tố NP/TA tăng thêm 1 đơn vị thì kết quả lãi cơ bản trên cổ phiếu sẽ tăng thêm 14724,4 đơn vị.

Biến SALES/TA có hệ số 311,2;quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc. Với giả định các yếu tố khác không đổi, khi yếu tố SALES/TA tăng thêm 1 đơn vị thì kết quả lãi cơ bản trên cổ phiếu sẽ tăng thêm 311,2 đơn vị.

Biến DABVan có hệ số -1,16*10-10; quan hệ ngượcchiều với biến phụ thuộc. Với giả định các yếu tố khác không đổi, khi yếu tố DABvan tăng thêm 1 đơn vị thì kết quả lãi cơ bản trên cở phiếu sẽ giảm thêm –1,16 *10-10 đơn vị.

So sánh kết quả

Tỷ số INV/ SALES có ý nghĩa thống kê ở tất cả mơ hình nghiên cứu và có tác động nghịch lên lãi cơ bản trên cổ phiếu, cho thấy các công ty thường sử dụng giảm hàng tồn kho hoặc khai khống doanh thu nhằm làm sai lệch thơng tin báo cáo tài chính. Tỷ số này cũng có ý nghĩa thống kê trong nghiên cứu của Spathis (2002),

nghiệp có gian lận báo cáo tài chính thì thường có tỷ số này ở mức cao. Tác động thuận của SALES/TA, NP/TA lên lãi cơ bản trên cổ phiếu ở tất cả các mơ hình nghiên cứu. Điều này có nghĩa rằng các cơng ty sử dụng tài sản một cách hiệu quả để tạo ra doanh thu và lợi nhuận. Doanh thu và lợi nhuận là những con số toàn diện nhất thể hiện được khả năng sản xuất của doanh nghiệp, do đó, nhà quản lý muốn thao túng thơng tin báo cáo tài chính thì hành động hợp lý nhất là thởi phồng doanh thu hoặc lợi nḥn vì điều này sẽ có tác động tích cực đến những người sử dụng báo cáo tài chính. Phân tích cụ thể chi tiết tỷ số này sẽ phân loại chính xác được ảnh hưởng của tỷ số này đến thơng tin báo cáo tài chính. Kết quả này nhất quán với nghiên cứu của Panagiotis E. Dimitropoulos và Dimitrios Asteriou (2009).

DA có mức ý nghĩa thống kê ở tất cả mơ hình nghiên cứu và có tác động nghịch lên lãi cơ bản cở phiếu và có ý nghĩa thống kê, biến kế tốn dồn tích khơng có điều chỉnh khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy hành vi điều chỉnh lợi nhuận làm giảm chất lượng thông tin từ lãi cơ bản trên cổ phiếu. Kết quả này nhất quán với nghiên cứu của Carol và cộng sự (2004), Francis và cộng sự (2005), Somnath Das và cộng sự (2003). Cho thấy môi trường kinh doanh và quyết định quản trị tạo ra yếu tố chất lượng thu nhập và là một yếu tố quan trọng có ảnh hưởng đến mối quan hệ này. R2 cao cũng cho thấy hành vi điều chỉnh lợi nhuận có tác động lớn đến lãi cơ bản trên cổ phiếu, cho thấy “bức tranh” lãi cơ bản trên cở phiếu được mơ tả bởi tín hiệu gian lận và hành vi điều chỉnh lợi nhuận.

Bảng104.8: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết

STT Giả thuyết Kết quả

Mối tương

quan

1

H0a : Tỷ số hàng tồn kho/Doanh thu và lãi cơ bản trên cở phiếu khơng có mối quan hệ tuyến tính. H1a : Tỷ số hàng tồn kho/Doanh thu và lãi cơ bản trên cổ phiếu có mối quan hệ tuyến tính.

STT Giả thuyết Kết quả

Mối tương

quan

2

H0b : Tỷ số nợ phải trả/tổng tài sản và lãi cơ bản trên cở phiếu khơng có mối quan hệ tuyến tính. H1b : Tỷ số nợ phải trả/tởng tài sản và và lãi cơ bản trên cở phiếu có mối quan hệ tuyến tính.

Chấp nhận H0b

3

H0c : Tỷ số vốn lưu động/ tổng tài sản và và lãi cơ bản trên cở phiếu khơng có mối quan hệ tuyến tính. H1c : Tỷ số vốn lưu động/ tổng tài sản và và lãi cơ bản trên cở phiếu có mối quan hệ tuyến tính.

Chấp nhận H0c

4

H0d : Tỷ số lợi nhuận trước thuế/ tổng tài sản và và lãi cơ bản trên cở phiếu khơng có mối quan hệ tuyến tính.

H1d : Tỷ số lợi nhuận trước thuế/ tổng tài sản và lãi cơ bản trên cở phiếu có mối quan hệ tuyến tính.

Chấp nhận H0d

5

H0e : Tỷ số lợi nhuận sau thuế/ tổng tài sản và lãi cơ bản trên cở phiếu khơng có mối quan hệ tuyến tính.

H1e : Tỷ số lợi nhuận sau thuế/ tổng tài sản và lãi cơ bản trên cở phiếu có mối quan hệ tuyến tính.

Bác bỏ H0e +

6

H0f : Tỷ số lợi nhuận sau thuế/doanh thu và lãi cơ bản trên cổ phiếu khơng có mối quan hệ tuyến tính. H1f : Tỷ số lợi nhuận sau thuế/doanh thu và lãi cơ bản trên cở phiếu có mối quan hệ tuyến tính.

Chấp nhận H0f

7

H0g : Tỷ số doanh thu / tổng tài sản và lãi cơ bản trên cở phiếu khơng có mối quan hệ tuyến tính. H1g : Tỷ số doanh thu / tổng tài sản và lãi cơ bản trên cở phiếu có mối quan hệ tuyến tính.

STT Giả thuyết Kết quả

Mối tương

quan

8

H0h : Tỷ số nợ phải trả / vốn chủ sở hữu và lãi cơ bản trên cở phiếu khơng có mối quan hệ tuyến tính. H1h : Tỷ số nợ phải trả / vốn chủ sở hữu và lãi cơ bản trên cở phiếu có mối quan hệ tuyến tính.

Chấp nhận H0h

9

H0i : Tỷ số khoản phải thu / doanh thu và lãi cơ bản trên cở phiếu khơng có mối quan hệ tuyến tính. H1i : Tỷ số khoản phải thu / doanh thu và lãi cơ bản trên cở phiếu có mối quan hệ tuyến tính.

Chấp nhận H0i

10

H0k : Biến kế tốn dồn tích có thể điều chỉnh được và lãi cơ bản trên cở phiếu khơng có mối quan hệ tuyến tính.

H1k : Biến kế tốn dồn tích có thể điều chỉnh được và lãi cơ bản trên cở phiếu có mối quan hệ tuyến tính.

Bác bỏ H0k -

11

H0l : Biến kế tốn dồn tích khơng thể điều chỉnh và lãi cơ bản trên cở phiếu khơng có mối quan hệ tuyến tính.

H1l : Biến kế tốn dồn tích khơng thể điều chỉnh và lãi cơ bản trên cở phiếu có mối quan hệ tuyến tính.

Chấp nhận H0l

12

H0m : Biến cơng ty kiểm tốn và lãi cơ bản trên cổ phiếu khơng có mối quan hệ tuyến tính.

H1m : Biến công ty kiểm tốn và lãi cơ bản trên cở phiếu có mối quan hệ tuyến tính.

Kết luận chương 4

Từ mơ hình nghiên cứu trong chương 3, kết hợp phương pháp nghiên cứu đã trình bày đã giúp xác định các nhân tố tác động đến lãi cơ bản trên cổ phiếu các công ty niêm yết. Kết quả đã chứng minh được giả thuyết tín hiệu gian lận có ảnh hưởng đến lãi cơ bản trên cở phiếu. Nếu các cơng ty có hành vi điều chỉnh lợi nḥn tăng thì lãi cơ bản trên cở phiếu sẽ giảm và ngược lại. Tác giả đã giải thích các biến từ thực trạng của thị trường chứng khốn Việt Nam, từ đó là cơ sở để đưa ra kiến nghị ở chương 5.