3.1 Mô tả tông thể, mẫu nghiên cứu
3.1.1 Mô tả tông thể
Do yêu cầu đôi mới và phát triển kinh tế phù hợp với điều kiện kinh tế chính tri và xã hội trong nước và xu hướng hội nhập kinh tế thế giới, Việt Nam đã quyết định thành lập thi trường chứng khoán đưa việc vận hành trung tâm giao dich chứng khốn tại TP Hồ Chí Minh ngày 20/07/2000 và thực hiện giao dịch đầu tiên vào 28/07/2000. Sau 15 năm phát triển, số lượng các công ty niêm yết trên thi trường chứng khoán Việt Nam ngày càng tăng trên cả hai sàn giao dich chứng khoán Hà Nội (HNX) và TP Hồ Chí Minh (HOSE). Tính đến hết tháng 8/2015 số lượng công ty niêm yết là 697 trong đó có 385 cơng ty niêm yết trên sàn HNX và 312 công ty niêm yết trên HOSE (theo tông hợp website www.cophieu68.vn)
3.1.2 Mẫu nghiên cứu
Nguồn: Mẫu khảo sát là các báo cáo tài chính trong giai đoạn từ 2012 đến 2014 được thu thập từ website www.corporate.stox.vn và phần mềm Stoxpro.
Số lượng quan sát: 100 công ty niêm yết trên thi trường chứng khốn Việt Nam cơng bố đầy đủ báo cáo tài chính hợp nhất trên các trang web liên quan.
3.2 Mô hình nghiên cứu
Từ kết quả nghiên cứu về ảnh hưởng tín hiệu gian lận và hành vi điều chỉnh lợi nhuận đến lãi cơ bản trên cô phiếu được tơng kết, và mơ hình nghiên cứu được lựa chọn ở chương 2. Tác giả tiến hành xây dựng giả thuyết nghiên cứu và biến nghiên cứu với thang đo phù hợp.
3.2.1 Lựa chọn và đo lường biến nghiên cứu
3.2.1.1Biến phụ thuộc – Lãi cơ bản trên cơ phiếu (EPS)
EPS đóng vai tro như một chỉ số về hiệu quả hoạt động của cơng ty. Khi tính EPS, người ta thường dùng khối lượng cơ phiếu lưu hành bình quân trong suốt kỳ báo cáo
để có kết quả chính xác hơn, bởi vì số lượng cơ phiếu lưu hành có thể thay đơi theo thời gian. Tuy nhiên, các nguồn dữ liệu đơi khi sẽ đơn giản hóa q trình tính tốn bằng cách dùng số lượng cô phiếu đang lưu hành vào cuối kỳ. Hầu hết các nghiên cứu trước đây đều nhận định hành vi điều chỉnh lợi nhuận có tác động đến lãi cơ bản trên cô phiếu.
Đối với các công ty cô phần đang niêm yết cô phiếu phô thông (gọi tắt là CP) trên Sở Giao dịch Chứng khoán Tp.HCM (HOSE), thời điểm công bố các BCTC đinh kỳ là cuối các quý 1, 2, 3 và cuối năm. Do đó HOSE sẽ sử dụng số liệu tông cộng của 4 BCTC quý liên tiếp gần nhất để tính chỉ số EPS cơ bản, tiếp theo sẽ tính EPS điều chỉnh (nếu có phát sinh biến động về vốn cơ phần sau thời điểm đó). Trường hợp 4 quý gần nhất trùng với thời điểm cuối năm, HOSE sẽ lấy số liệu của BCTC năm.
Trên cơ sở đó, biến độc lập EPS được đưa vào mơ hình và tác giả lựa chọn cách đo lường:
EPS =
Lợi nhuận sau thuế - Lợi nhuận sau thuế cô tức cô phiếu ưu đãi được hưởng
Tông số cô phiếu thường phát hành Trong đó EPS được lấy từ Báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh.
3.2.1.2Biến độc lập – Tỷ số hàng tồn kho/ Doanh thu (INV/SALES)
Persons (1995), Schilit (1993) và Stice (1991) cho rằng quản lý hàng tồn kho có thể thao túng thu nhập. Cơng ty có thể khơng thỏa mãn nguyên tắc phù hợp giữa doanh số bán hàng với chi phí tương ứng của hàng hố bán ra, do đó tăng lợi nhuận, thu nhập rong. Tỷ số này dựa trên khảo sát từ một số nhà quản lý, cho kết quả việc điều chỉnh bao gồm hàng tồn kho trên báo cáo tài chính theo giá thấp hơn giá gốc hoặc giá thi trường. Cơng ty có thể khơng đánh giá đúng về hàng tồn kho bi lỗi thời. Do đó, tỷ lệ hàng tồn kho trên doanh thu được xem xét (INV/SALES).
Hàng tồn kho INV/SALES =
Doanh thu Trong đó:
Hàng tồn kho lấy từ mục hàng tồn kho rong từ Bảng cân đối kế toán.
Doanh thu lấy từ mục doanh thu thuần từ Báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh.
��Giả thuyết H1: Tỷ sớ hàng tồn kho/doanh thu có ảnh hưởng thuận chiều đến lãi
cơ bản trên cô phiếu.
3.2.1.3Biến độc lập – Tỷ số nợ phải trả/ tông tài sản (TD/TA)
Efstathios Kirkos và cộng sự (2007) xác đinh rằng các cơng ty có gian lận báo cáo tài chính có giá tri trung bình của tỷ lệ nợ phải trả trên tông tài sản là 0,629, trong khi tỷ lệ này chỉ là 0,437 cho các công ty mà khơng có gian lận.
Một cấu trúc nợ cao có liên quan với gian lận báo cáo tài chính (Persons, 1995) vì sự chuyển giao rủi ro từ các chủ sở hữu và người quản lý cho các chủ nợ. Nghiên cứu cho thấy rằng việc chuyển giao tài sản tiềm tàng từ các chủ nợ tới nhà quản lý sẽ làm tăng đon bẩy tài chính (Chow và Rice, 1982). Điều này được đo lường thông qua sự khác biệt trong tỷ lệ nợ phải trả trên tông tài sản (TD/TA).
Như vậy, tỷ số nợ phải trả/tông tài sản theo tỷ lệ:
Nợ phải trả TD/TA =
Tơng tài sản Trong đó:
Nợ phải trả và tơng tài sản đều lấy từ Bảng cân đối kế toán.
��Giả thuyết H2: Tỷ sớ nợ phải trả/tơng tài sản có ảnh hưởng nghich chiều đến lãi
cơ bản trên cô phiếu.
Tỷ lệ vốn lưu động trên tông tài sản đã được tìm thấy có một mối tương quan với gian lận báo cáo tài chính. Khi tài sản ngắn hạn thực tế ít khi xuất hiện trong gian lận báo cáo tài chính, các gian lận thường xuất hiện trên bảng cân đối kế toán trong các loại tài sản khác. Như vậy, tỷ lệ vốn lưu động trên tông tài sản giảm.
Efstathios Kirkos và cộng sự (2007) thấy rằng giá tri trung bình tỷ lệ vốn lưu động trên tơng tài sản ở cơng ty khơng có gian lận báo cáo tài chính là 0,253. Tuy nhiên, trong các công ty báo cáo đã gian lận báo cáo tài chính, trung bình chỉ là 0,054. Vì vậy, giảm đột ngột tỷ số này cần được xem xét. Tác giả đo lường sự ảnh hưởng của biến WC/TA như sau:
Vốn lưu động WC/TA =
Tông tài sản Trong đó:
Vốn lưu động = Tài sản ngắn hạn – Nợ phải trả ngắn hạn và tông tài sản đều lấy từ Bảng cân đối kế toán.
��Giả thuyết H3: Tỷ sớ vớn lưu động/ tơng tài sản có mới tương quan nghich đối
với lãi cơ bản trên cô phiếu.
3.2.1.5 Biến độc lập – Tỷ số lợi nhuận sau thuế/ tông tài sản (NP/TA)
Loebbecke và cộng sự (1989) đưa ra một số tín hiệu nguy cơ, gian lận khác đã được kiểm tra, chẳng hạn như tỷ lệ doanh thu trên tông tài sản (SALES/TA), lợi nhuận sau thuế trên doanh thu (NP /SALES), lợi nhuận sau thuế trên tông tài sản (NP/TA) và vốn lưu động trên tông tài sản (WC/TA), cho khả năng dự đốn được gian lận báo cáo tài chính
Lợi nhuận sau thuế NP/TA =
Tơng tài sản Trong đó:
Tơng tài sản đều lấy từ Bảng cân đối kế toán.
Lợi nhuận sau thuế lấy từ Báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh.
��Giả thuyết H4: Tỷ số lợi nhuận sau thuế/ tông tài sản lãi cơ bản trên cơ phiếu có
mới tương quan thuận đối với lãi cơ bản trên cô phiếu.
3.2.1.6Biến độc lập – Tỷ số lợi nhuận sau thuế / doanh thu (NP/SALES)
Tác giả đo lường sự ảnh hưởng của biến NP/SALES như sau:
Lợi nhuận sau thuế NP/SALES =
Doanh thu Trong đó:
Lợi nhuận sau thuế lấy từ Báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh.
Doanh thu lấy từ mục doanh thu thuần từ Báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh.
��Giả thuyết H5: Tỷ số lợi nhuận sau th́ / doanh thu có mới tương quan thuận
đối với lãi cơ bản trên cô phiếu.
3.2.1.7Biến độc lập – Tỷ số doanh thu / tông tài sản (SALES/TA)
Tỷ lệ doanh thu trên tông tài sản là một yếu tố dự báo quan trọng trong nghiên cứu trước đó (Persons 1995; Fanning và Cogger, 1998).
Tác giả đo lường sự ảnh hưởng của biến SALES/TA như sau:
Doanh thu SALES/TA =
Trong đó:
Tơng tài sản lấy từ Bảng cân đối kế toán.
Doanh thu lấy từ mục doanh thu thuần từ Báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh.
��Giả thuyết H6: Tỷ số doanh thu / tông tài sản tại thời điểm lãi cơ bản trên cơ
phiếu có mới tương quan thuận đới với giá cơ phiếu.
3.2.1.8Biến độc lập – Tỷ số nợ phải trả / vốn chủ sở hữu (DEBT/EQ)
Nhà quản tri có thể thao túng thu nhập, chấp nhận các giao ước nợ một cách dễ dàng. Điều này cho thấy mức độ rủi ro cao trong các khoản nợ có thể làm tăng khả năng xảy ra gian lận báo cáo tài chính (Chow và Rice, 1982). Efstathios Kirkos và cộng sự (2007) xác đinh rằng giá tri trung bình của tỷ lệ nợ phải trả trên vốn chủ sở hữu của các cơng ty có gian lận báo cáo tài chính là 2,706, trong khi các cơng ty khơng gian lận có giá tri trung bình chỉ 1.075.
Tác giả đo lường sự ảnh hưởng của biến DEBT/EQ như sau:
Nợ phải trả DEBT/EQ =
Vốn chủ sở hữu Trong đó:
Nợ phải trả và Vốn chủ sở hữu lấy từ Bảng cân đối kế tốn.
��Giả thút H7: Tỷ sớ nợ phải trả / vớn chủ sở hữu có mới tương quan nghich đối
với lãi cơ bản trên cô phiếu.
3.2.1.9 Biến độc lập – Tỷ số khoản phải thu / doanh thu (REC/SALES)
Persons (1995), Schilit (1993), Stice (1991), Green (1991) và Feroz và cộng sự (1991) cho rằng nhà quản lý có thể thao túng các khoản phải thu. Các nghiên cứu khác đã thử nghiệm bằng cách xem xét tỷ lệ của các khoản phải thu trên doanh thu
(REC/SALES; Fanning và Cogger, 1998; Green, 1991; Daroca và Holder, 1985). Loebbecke và cộng sự (1989) thấy rằng các khoản phải thu chiếm 14% trong hành vi gian lận trong mẫu quan sát.
Tác giả đo lường sự ảnh hưởng của biến REC/SALES như sau:
Khoản phải thu REC/SALES =
Doanh thu Trong đó:
Khoản phải thu lấy từ Bảng cân đối kế toán.
Doanh thu lấy từ mục doanh thu thuần từ Báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh.
��Giả thuyết H8: Tỷ sớ khoản phải thu / doanh thu có mới tương quan thuận đối
với lãi cơ bản trên cô phiếu.
3.2.1.10 Biến độc lập – Tỷ số lợi nhuận trước thuế/ tông tài sản (GP/TA)
Vanasco (1998), Persons (1995), Schilit (1993) và Stice (1991) cho rằng lợi nhuận cao hơn hoặc thấp hơn có liên quan đến hành vi gian lận. Với mục đích này, tỷ suất lợi nhuận trên tông tài sản được sử dụng (GP/TA).
Tác giả đo lường sự ảnh hưởng của biến GP/TA như sau:
Lợi nhuận trước thuế GP/TA =
Tơng tài sản Trong đó:
Tơng tài sản lấy từ Bảng cân đối kế toán.
Lợi nhuận trước thuế từ Báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh.
��Giả thuyết H9: Tỷ số lợi nhn trước th́/ tơng tài sản có mới tương quan
3.2.1.11 Biến độc lập – Biến kế tốn dồn tích có thể điều chỉnh (DA); Biến kế tốn dồn tích khơng thể thể điều chỉnh (NDA)
Somnath Das và cộng sự (2003), Ahsan Habib (2004), Panagiotis E. Dimitropoulos và Dimitrios Asteriou (2009) cho thấy hành vi điều chỉnh lợi nhuận có tác động đến lãi cơ bản trên phiếu.
Tác giả sử dụng mô hình Jones (1991); Dechow (Jones modified) (1995); Kothari và cộng sự (2005); Phạm Thi Bích Vân (2012) để đo lường hành vi điều chỉnh lợi nhuận cho tông thể 100 công ty qua 3 năm từ năm 2012 đến 2014.
Tơng biến kế tốn dồn tích (TA) = Lợi nhuận sau thuế (năm t) – Lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động kinh doanh (năm t)
Sau khi thực hiện hồi quy OLS 100 công ty từ năm 2012 đến năm 2014 (giả định rằng số liệu hồi quy không bi ảnh hưởng bởi yếu tố thời gian trong khoảng từ 2012 đến 2014) tương ứng với 300 quan sát ta được α1 α2 α3 α4 . Thay vào phương trình tính được NDA (Biến kế tốn dồn tích khơng thể điều chỉnh)
Suy ra:
Biến kế tốn dồn tích có thê điều chỉnht (DAt)
Tơng biến kế tốn
= -
dồn tícht (TAt)
Biến kế tốn dồn tích khơng thê điều chỉnh (NDAt)
- Các chỉ số về Lợi nhuận sau thuế, doanh thu được lấy trên báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh.
- Các khoản phải thu, nguyên giá tài sản cố định hữu hình được lấy từ bảng cân đối kế toán.
- Lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động kinh doanh được lấy từ báo cáo lưu chuyển tiền tệ.
��Giả thút H11: Biến kế tốn dồn tích có thể điều chỉnh có mới tương quan
��Giả thuyết H12: Biến kế tốn dồn tích khơng thể điều chỉnh có mới tương quan
thuận đối với lãi cơ bản trên cô phiếu.
3.2.1.12 Biến kiểm sốt – Biến cơng ty kiểm tốn (BIG4)
Panagiotis E. Dimitropoulos và Dimitrios Asteriou (2009), Mehdi Moradi và cộng sự (2011) cho rằng BIG4 có thể có ảnh hưởng đến lãi cơ bản trên cô phiếu.
Tác giả đo lường BIG4 là biến nhi phân, biến này sẽ nhận giá tri =1 nếu cơng ty kiểm tốn là BIG4 và nếu khơng sẽ nhận giá tri =0. Biến được quan sát từ báo cáo kiểm tốn của cơng ty niêm yết.
��Giả thút H13: Biến cơng ty kiểm tốn có mới tương quan thuận đới với lãi cơ
bản trên cơ phiếu.
3.2.2 Mơ hình nghiên cứu
Các nghiên cứu được thực hiện trên thế giới các ảnh hưởng đến lãi cơ bản trên cô phiếu đều sử dụng mơ hình hồi quy tuyến tính. Cho thấy rằng mơ hình hồi quy tuyến tính cho kết quả khá tốt trong các nghiên cứu về ảnh hưởng đến lãi cơ bản trên cơ phiếu. Vì vậy, tác giả sử dụng mơ hình hồi quy tuyến tính để phân tích ảnh hưởng của tín hiệu gian lận và hành vi điều chỉnh lợi nhuận đến lãi cơ bản trên cô phiếu tại các công ty niêm yết trên thi trường chứng khoán Việt Nam.
Tác giả đưa ra mơ hình nghiên cứu như sau:
Mơ hình đo lường ảnh hưởng tín hiệu nguy cơ, gian lận đến lãi cơ bản trên cô phiếu; đo lường tác động của hành vi điều chỉnh lợi nhuận (DA, NDA) đến lãi cơ bản trên cô phiếu và so sánh mức độ ảnh hưởng biến kế tốn dồn tích có thể điều chỉnh và biến kế tốn dồn tích khơng thể điều chỉnh.
EPSi,t = β0 + β1 INV/SALESi,t+ β2TD/TAi,t+ β3WC/TAi,t + β4NP/TAi,t + β5NP/ SALESi,t + β6SALES/TAi,t + β7DEBT/EQi,t + β8 REC/SALESi,t + β9GP/TAi,t + β10DAi,t+ β11NDAi, + β12BIG4i,t + ui,t
i = 1,2,...,100 (với i là thể hiện cho 100 công ty niêm yết)
t = 1,2,3 ( với t là khoảng thời gian 3 năm từ 2012 đến 2014)
EPS là biến phụ thuộc, thể hiện lãi cơ bản trên cô phiếu của công ty i tại thời điểm t
INV/SALES là biến độc lập, tỷ số hàng tồn kho/ Doanh thu của công ty i tại thời điểm t
TD/TA là biến độc lập, tỷ số nợ phải trả/ tông tài sản thu của công ty i tại thời điểm t
WC/TA là biến độc lập, tỷ số vốn lưu động/ tông tài sản của công ty i tại thời điểm t
NP/TA là biến độc lập, tỷ số lợi nhuận sau thuế/ tông tài sản của công ty i tại thời điểm t
NP/SALES là biến độc lập, tỷ số lợi nhuận sau thuế / doanh thu thu của công ty i tại thời điểm t
SALES/TA là biến độc lập, tỷ số doanh thu / tông tài sản thu của công ty i tại thời điểm t
DEBT/EQi,t là biến độc lập, tỷ số nợ phải trả / vốn chủ sở hữu của công ty i tại thời điểm t
REC/SALESi,t là biến độc lập, tỷ số khoản phải thu/doanh thu của công ty i tại thời điểm t
GP/TAi,t là biến độc lập, tỷ số lợi nhuận trước thuế/ tông tài sản của công ty i tại thời điểm t
DA là biến kế tốn dồn tích có thể điều chỉnh của công ty i tại thời điểm t
NDA là biến kế tốn dồn tích khơng thể điều chỉnh của cơng ty i tại thời điểm
t
BIG4 là Biến giả (dummy variable) mang giá tri bằng 0 nếu cơng ty kiểm tốn là một trong các Big 4, bằng 0 nếu được kiểm tốn bởi các cơng ty kiểm toán khác.
β1,…, β12 là hệ số hồi quy đo lường mức thay đôi của EPS trên một đơn vi thay đôi của biến độc lập khi mà giá tri của các biến độc lập khác là không đôi.
ui,t : sai số ngẫu nhiên