CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN
4.3 Phân tích hồi quy
4.3.1 Kiểm tra độ phù hợp của mơ hình nghiên cứu
Phân tích đƣợc thực hiện bằng phƣơng pháp đồng thời (phƣơng pháp Enter trong SPSS), đây là phƣơng pháp đƣợc dùng để kiểm định các giả thuyết. Các biến đƣợc tác giả đƣa vào cùng một lúc khi chạy hồi quy. Kết quả phân tích hồi quy nhƣ sau:
Bảng 4.3 Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình
Mơ hình Các biến đƣợc đƣa vào Các biến bị loại bỏ Phƣơng pháp
1 HĐQT, KTĐL, QMDN,
ĐBTC, SHTC, Enter a. Biến phụ thuộc: DA
(Nguồn: Xem phụ lục 3: Kết quả phân tích hồi quy)
Dựa vào bảng 4.3, ta thấy đƣợc cả sáu biến độc lập đều đƣợc đƣa vào mơ hình, khơng có biến nào bị loại bỏ.
Bảng 4.4 Tổng kết mơ hình Mơ Mơ hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 – Hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ƣớc lƣợng
Thống kê thay đổi
Durbin- Watson Hệ số R2 sau khi đổi Hệ số F sau khi đổi Bậc tự do 1 Bậc tự do 2 Hệ số Sig. F sau khi đổi 1 0.683a 0.466 0.449 1.4730 0.466 27.659 6 190 0.000 2.093
(Nguồn: Xem phụ lục 3: Kết quả phân tích hồi quy)
Hệ số xác định và hiệu chỉnh (Adjust R square) đƣợc dùng để đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình. Vì sẽ tăng khi đƣa thêm biến độc lập vào mơ hình nên dùng hiệu chỉnh sẽ an toàn hơn khi đánh giá độ phù hợp của mơ hình. hiệu chỉnh của mơ hình này là 0.449, có nghĩa là 44.90% sự biến thiên của hành vi điều chỉnh lợi nhuận đƣợc giải thích bởi các biến độc lập
Bảng 4.5 Phân tích ANOVA Mơ Mơ hình Tổng bình phƣơng Bậc tự do Trung bình bình phƣơng F Sig. 1 Hồi quy 360.065 6 60.011 27.659 ,000b Phần dƣ 412.243 190 2.170 Tổng 772.309 196
(Nguồn: Xem phụ lục 3: Kết quả phân tích hồi quy)
Về mức độ phù hợp của mơ hình thống kê qua phân tích phƣơng sai với sig<0.05, ta có thể nhận xét rằng các biến độc lập có tƣơng quan tuyến tính với biến phụ thuộc
4.3.2 Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính đa biến Bảng 4.6 Kết quả các trọng số hồi quy Bảng 4.6 Kết quả các trọng số hồi quy
Mơ hình Trọng số hồi quy chƣa chuẩn hoá Trọng số hồi quy
chuẩn hoá T Sig.
Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Dung sai VIF 1 Hằng số -1.156 2.210 -0.523 0.601 HĐQT -1.141 0.573 -0.147 -1.992 0.048 0.519 1.928 KTĐL -0.521 0.231 -0.125 -2.253 0.025 0.917 1.090 QMDN 0.478 0.187 0.150 2.558 0.011 0.819 1.222 ĐBTC -4.319 0.603 -0.532 -7.156 0.000 0.508 1.968 SHTC -0.239 0.442 -0.032 -0.541 0.589 0.819 1.221 SHCĐL 3.681 0.899 0.237 4.093 0.000 0.836 1.196
(Nguồn: Xem phụ lục 3: Kết quả phân tích hồi quy)
Bảng 4.5 là bảng tổng hợp về việc phân tích hồi quy tuyến tính đa biến. Dựa vào chỉ số VIF, tất cả các biến đều nhỏ hơn 2, chứng tỏ các biến độc lập đều không bị hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Trọng số hồi quy đƣợc thể hiện dƣới hai dạng: (1) chƣa chuẩn hóa và (2) chuẩn hóa. Hệ số B chƣa chuẩn hóa phản ánh lƣợng biến thiên của Y khi một đơn vị X thay đổi. Trong khi đó hệ số Beta đã chuẩn hóa phản ánh lƣợng biến thiên của độ lệch chuẩn (standard deviation) của Y khi một đơn vị độ lệch chuẩn của X thay đổi. Cụ thể hơn việc chuẩn hóa hệ số Beta thƣờng dùng để trả lời câu hỏi: biến độc lập nào có tác động mạnh hơn vào biến phụ thuộc khi phân tích hồi quy đa biến, khi mà các biến đo lƣờng độc lập có đơn vị đo lƣờng khác nhau.
Vì thế, phƣơng trình hồi quy tuyến tính đƣợc thể hiện mức độ tác động của các nhân tố theo hệ số Beta chuẩn hoá nhƣ sau:
DA = -0.147HĐQT – 0.125KTĐLĐL + 0.150QMDN – 0.532ĐBTC + 0.237SHCĐL
Dựa vào kết quả hồi quy đa biến, cho thấy cột ý nghĩa sig<0.05, nhƣ vậy các biến độc lập tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập (HĐQT), kiểm toán độc lập (KTĐL), quy mơ doanh nghiệp (QMDN), địn bẩy tài chính (ĐBTC) và tỷ lệ sở hữu của cổ đơng lớn (SHCĐL) có tác động tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận của nhà quản lý trong trƣờng hợp phát hành thêm cổ phiếu của các công ty niêm yết.
Với độ tin cậy là 95%, kết quả hồi quy cho thấy tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có ảnh hƣởng ngƣợc chiều đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận của cơng ty niêm yết có phát hành thêm cổ phiếu, với biến HĐQT có hệ số -0.147. Theo đó khi mà tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành cao thì khả năng điều chỉnh lợi nhuận trên BCTC của các công ty niêm yết khi phát hành thêm cổ phiếu sẽ ít, nói cách khác khi tính độc lập của HĐQT tăng lên 1 điểm, thì hành vi điều chỉnh lợi nhuận sẽ giảm đi 0.147 điểm. Điều này cho ta thấy các thành viên HĐQT không nằm trong ban điều hành của các doanh nghiệp niêm yết có phát hành thêm cổ phiếu tại Việt Nam đã phát huy tính độc lập, cố gắng thực hiện tốt nhiệm vụ giám sát của mình, hạn chế hành vi điều chỉnh lợi nhuận của nhà quản lý, đảm bảo tính trung thực và hợp lý của BCTC. Có thể nói thành viên HĐQT khơng điều hành có ảnh hƣởng tích cực đến kết quả quản trị của công ty, kiểm soát quyền hạn của các thành viện HĐQT có tham gia điều hành cơng ty. Chính sự mâu thuẫn này sẽ mang đến sự trung thực hơn trong các hoạt động của cơng ty. Bên cạnh đó chúng ta cịn thấy biến HĐQT có hệ số tƣơng đối lớn, cho thấy ảnh hƣởng mạnh của nhân tố tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành đối với hành vi điều chỉnh lợi nhuận của các công ty niêm yết trong trƣờng hợp phát hành thêm cổ phiếu tại Việt Nam. Kết qủa này phù hợp với nghiên cứu của Peasnell, Pope và Young (2004) thực hiện ở Anh và Klein (2002) sử dụng mẫu nghiên cứu các công ty Mỹ đều cho thấy tác động ngƣợc chiều khi mà tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT càng cao thì mức độ điều chỉnh lợi nhuận càng thấp. Vì thế giả thuyết H1 đƣợc chấp nhận, có nghĩa là tỷ lệ thành viên HĐQT
khơng điều hành càng cao sẽ có tác dụng hạn chế hành vi điều chỉnh lợi nhuận của các cơng ty niêm yết trong q trình phát hành thêm cổ phiếu.
Đối với nhân tố kiểm toán độc lập bởi cơng ty kiểm tốn Big Four có hệ số - 0.125, tác động ngƣợc chiều với hành vi điều chỉnh lợi nhuận của cơng ty niêm yết có phát hành thêm cổ phiếu. Nhƣ vậy khi cơng ty đƣợc kiểm tốn bởi cơng ty kiểm tốn Big Four thì khả năng điều chỉnh lợi nhuận trên BCTC của các công ty niêm yết khi phát hành thêm cổ phiếu sẽ ít. Cơng ty đƣợc kiểm tốn bởi Big Four sẽ giúp cho nhà đầu tƣ có cái nhìn tin cậy hơn về thơng tin tài chính của doanh nghiệp, do doanh nghiệp đã thiết lập đƣợc một cơ chế giám sát chặt chẽ, khách quan hơn từ cơng ty kiểm tốn độc lập từ bên ngồi, đặc biệt là kiểm toán bởi Big Four – tổ chức có uy tín trong ngành kiểm tốn và chất lƣợng kiểm tốn cao, họ có nguồn lực tài chính dồi dào, đội ngũ kiểm toán viên độc lập chuyên nghiệp, kiến thức vững, đƣợc đào tạo bài bản, mặt khác, họ hoạt động hiệu quả và chất lƣợng để bảo vệ uy tín và thƣơng hiệu của chính họ. Mặc dù mức độ tác động của nhân tố này nhằm hạn chế hành vi điều chỉnh lợi nhuận của nhà quản lý trong trƣờng hợp phát hành thêm cổ phiếu tƣơng đối thấp, có thể là do số lƣợng công ty đƣợc kiểm toán bởi Big Four còn thấp hoặc là chất lƣợng của các công ty này còn hạn chế, hoặc do tính linh chuẩn mực chế độ kế toán ở Việt Nam rất linh hoạt, nhà quản lý có thể vận dụng trong việc điều chỉnh lợi nhuận, dù kiểm tốn viên có trình độ chuyện môn cao, tuân thủ đạo đức nghề nghiệp, thì khi hành vi điều chỉnh lợi nhuận của nhà quản lý có thể lập luận, chứng minh phù hợp với chuẩn mực và chế độ kế toán Việt Nam, thì trƣờng hợp này khó có thể hạn chế hành vi điều chỉnh lợi nhuận của nhà quản lý. Cần có những biện pháp tích cực nhằm cải thiện chất lƣợng của các cơng ty kiểm tốn này càng ngày càng cao, đồng thời ban hành những quy định, hƣớng dẫn rõ ràng trong việc ghi nhận sổ sách và thực hành kế toán. Kết quả này phù hợp với bài nghiên cứu của Torng-Her Lee và cộng sự (2012) cho thấy khoảng 78% cơng ty niêm yết có phát hành thêm cổ phiếu trong giai đoạn 2002-2006 ở Đài Loan đƣợc kiểm toán bởi Big Four có hành vi điều chỉnh lợi nhuận thấp hơn những công ty
triển, công ty niêm yết chú trọng đến tính chính xác thơng tin tài chính nhằm thu hút nhà đầu tƣ. Vì thế giả thuyết H2 đƣợc chấp nhận, có nghĩa là cơng ty niêm yết đƣợc kiểm tốn độc lập bởi cơng ty kiểm tốn Big Four sẽ có tác dụng hạn chế hành vi điều chỉnh lợi nhuận của các nhà quản lý trong quá trình phát hành thêm cổ phiếu.
Về nhân tố quy mơ cơng ty, biến QMDN có hệ số 0.150, tác động cùng chiều với hành vi điều chỉnh lợi nhuận. Nhƣ vậy khi quy mơ cơng ty tăng thêm 1 điểm thì kết quả hành vi điều chỉnh lợi nhuận sẽ tăng 0.150 điểm, thể hiện rằng quy mơ doanh nghiệp có ảnh hƣởng đồng biến đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận. Nhƣ vậy ở các cơng ty có quy mơ càng lớn thì khả năng xảy ra hành vi điều chỉnh lợi nhuận càng tăng lên. Với áp lực về lợi nhuận cũng nhƣ giá cổ phiếu của công ty, nhà quản lý luôn cần thiết vận dụng các phƣơng pháp nhằm điều chỉnh lợi nhuận, đạt đƣợc mức nhƣ mong muốn, duy trì lịng trung thành của các cổ đông hiện tại cũng nhƣ các cổ đông trong tƣơng lai. Phù hợp với nghiên cứu của Lim, Thong và Ding (2008) cho thấy quy mô doanh nghiệp càng lớn thì hành vi điều chỉnh lợi nhuận càng cao. Vì vậy giả thuyết H3 đƣợc chấp nhận.
Mối quan hệ giữa địn bẩy tài chính và hành vi điều chỉnh lợi nhuận của các công ty niêm yết trong trƣờng hợp phát hành thêm cổ phiếu có mối tác động ngƣợc chiều, với hệ số là -0.532. Nhƣ vậy khi địn bẩy tài chính của cơng ty tăng thêm 1 điểm thì kết quả hành vi điều chỉnh điều chỉnh lợi nhuận sẽ giảm 0.532 điểm, cho thấy đòn bẩy tài chính có ảnh hƣởng ngƣợc chiêù đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận, điều này trái với giả thuyết ban đầu đƣa ra, nhƣng kết quả này vẫn có ý nghĩa thống kê do sig<0.05. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của tác giả Phạm Thị Bích Vân (2017) với bài nghiên cứu “Điều chỉnh lợi nhuận khi phát hành thêm cổ phiếu của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam”. Ở Việt Nam, các ngân hàng và tổ chức tín dụng thực hiện hoạt động cho doanh nghiệp vay tiền dùng cho hoạt động sản xuất, kinh doanh khi doanh nghiệp thỏa mãn các điều kiện về tín dụng. Trong số đó, có một quy định là doanh nghiệp phải có tài sản đảm bảo cho khoản vay, có thể là bất động sản, chứng từ có giá, máy móc thiết bị, phƣơng tiện vận tải…Những tài sản này đƣợc hình thành từ trƣớc hoặc đƣợc hình thành từ chính
khoản tiền đi vay. Vì vậy khi các doanh nghiệp đi vay đã có tài sản thế chấp nên các ngân hàng, các tổ chức tín dụng thƣờng khơng đề cao vai trị của BCTC của doanh nghiệp đi vay (vì đã có tài sản thế chấp). Tuy nhiên họ vẫn yêu cầu doanh nghiệp cung cấp BCTC mà doanh nghiệp nộp cho cơ quan thuế vì có độ tin cậy cao hơn do đã đƣơc sự kiểm tra của cơ quan thuế. Bên cạnh đó những chứng từ liên quan đến nộp hay khấu trừ thuế VAT, và những chứng từ cho thấy đƣợc tính chính xác về hoạt động doanh thu, chi phí đầu vào của doanh nghiệp thì thƣờng đƣợc các tổ chức tín dụng yêu cầu cung cấp nhiều hơn. Cịn về mặt báo cáo kiểm tốn độc lập, các doanh nghiệp đi vay luôn sẵn sàng cung cấp những báo cáo, thông tin để chứng minh rằng doanh nghiệp ln có năng lực tài chính để chi trả cho khoản nợ vay và gốc vay, tránh những rắc rối liên quan đến hợp đồng đi vay giữa doanh nghiệp và chủ nợ, và để hồ sơ đẹp cho những lần đi vay tiếp theo, tuy nhiên các tổ chức tín dụng cần xem xét về mặt chất lƣợng của các tổ chức kiểm toán của doanh nghiệp để tránh những rủi ro tín dụng mà họ có thể gặp phải.
Về nhân tố tỷ lệ sở hữu cổ đơng lớn khơng thuộc ban điều hành có tác động ngƣợc chiều đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận của nhà quản lý trong trƣờng hợp phát hành thêm cổ phiếu với hệ số 0.237. Nhƣ vậy tỷ lệ sở hữu của cổ đơng lớn tăng thêm 1 điểm thì kết quả hành vi điều chỉnh lợi nhuận sẽ tăng 0.237 điểm, thể hiện rằng khơng thuộc ban điều hành có ảnh hƣởng đồng biến đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận. Kết quả này phù hợp với kết quả của nghiên cứu Guthrie và Sokolowsky (2010) xem xét mối quan hệ giữa sự tỷ lệ sở hữu của cổ đông và điều chỉnh lợi nhuận khi phát hành thêm cổ phiếu đối của các công ty niêm yết ở Mỹ với hệ số 25.3% và tìm thấy bằng chứng cho rằng, cơng ty điều chỉnh tăng lợi nhuận càng lớn quanh thời điểm phát hành thêm cổ phiếu nếu cơng ty có những cổ đơng lớn khơng nằm trong ban điều hành của công ty chiếm tỷ lệ cao. Thực vậy, hiện nay cơ hội đầu tƣ dành cho các cá nhân vô cùng lớn, và việc quyết định của cá nhân cũng diễn ra dễ dàng, khi thấy đƣợc tình hình tài chính của cơng ty phát triển thì họ sẽ duy trì trạng thái đầu tƣ, cịn nếu thấy cơng ty có tình hình phát triển khơng tốt, họ sẽ tiến
phát hành thêm cổ phiếu, do sự tách biệt vai trị của cổ đơng và nhà quản lý, khơng thể kiếm sốt hết tình hình của cơng ty, các cổ đông lớn không thuộc ban điều hành sẽ đặt nghi vấn có phải doanh nghiệp đang khó khăn nên muốn thu hút đầu tƣ từ bên ngoài, nhằm ổn định suy nghĩ của các cổ đông lớn, nhà quản lý sẽ cố gắng điều chỉnh lợi nhuận, cho các cổ đơng lớn thấy tình hình tài chính cơng ty đang thuận lợi, đồng thời cho các cổ đông tƣơng lai thấy đƣợc khơng có tình trạng rút vốn của các cổ đơng lớn, nhƣ vậy sẽ có tác động tích cực đến nhà đầu tƣ trong tƣơng lai.
Theo kết quả nghiên cứu nhân tố tỷ lệ sở hữu đại diện là tổ chức khơng có ý nghĩa thống kê do sig>0.05 do tổ chức là chủ sở hữu dù có tính kiểm sốt cao, đầy đủ nguồn nhân lực, chuyên nghiệp và chặt chẽ, nhƣng với tỷ lệ không đủ lớn để có thể tham gia kiểm sốt tồn bộ hoạt động của doanh nghiệp niêm yết mà tổ chức này đầu tƣ vào. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Wong (2006) đối với công ty xây dựng, sản phẩm công nghiệp và sản phẩm tiêu dùng, tại Malaysia, giai đoạn 2001-2003 cho thấy không tồn tại mối quan hệ giữa mức độ quản lý thu nhập và quyền sở hữu tổ chức. Đồng thời theo nghiên cứu của Hsu và Koh (2005) đã kiểm tra mối quan hệ tƣơng tự và thấy sự liên kết giữa quyền sở hữu tổ chức và quản lý thu nhập còn phụ thuộc vào ngữ cảnh giữa các doanh nghiệp.
4.4 Dị tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính 4.4.1 Biểu đồ Scatter Plot kiểm tra giả định liên hệ tuyến tính
Kiểm tra giả định này bằng cách vẽ đồ thị phân tán giữa các phần dƣ và giá trị dự đốn mà mơ hình hồi quy tuyến tính cho ra. Ngƣời ta hay vẽ biểu đồ phân tán giữa hai giá trị này đã đƣợc chuẩn hóa (standardized) với phần dƣ trên trục tung và giá trị dự đốn trên trục hồnh (predicted). Nếu giả định liên hệ tuyến tính và phƣơng sai bằng nhau đƣợc thỏa mãn, thì ta sẽ khơng nhận thấy có liên hệ gì giữa các giá trị dự đoán với phần dƣ, chúng sẽ phân tán ngẫu nhiên