CHƯƠNG 3: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN
3.2. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
3.2.2 Kết quả mô hình hồi qui
Bảng 3.3: Kết quả hồi quy Pooled OLS Số quan sát = 223 F (8, 214) = 2,68 Prob >F = 0,0079 R2 = 0,0911
R2 điều chỉnh = 0,0571
Biến Hệ số (Coef) Ý nghĩa thống kê (p-value)
Hằng số 0,4225 0,056
CONSOL 0.0581 0,014
SIZE -0.0143 0,094
LEV 0,1259 0,018
ROA 0.01425 0.895
ISSU 0,0105 0,605
BOARD 0,0072 0,229
DUAL -0,0210 0,279
AUDIT -0,0158 0,484
Biến phụ thuộc: DACC
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm STATA 14) Kết quả kiểm định mô hình Pooled OLS, hệ số R2 hiệu chỉnh = 5,71%, “giá trị thống kê” F = 2,68, giá trị P_value = 0,0079 (có ý nghĩa thống kê ở mức 1%). Cho thấy mô hình phù hợp dùng làm cơ sở phân tích.
Bảng 3.4: Kết quả kiểm định mô hình tác động cố định (FEM) Số quan sát = 223
F (8, 181) = 0,29 Prob >F = 0,9675 R2 (overall) = 0,0031
Biến Hệ số (Coef) Ý nghĩa thống kê (p-value)
Hằng số 0,2156 0,745
CONSOL 0,0083 0,823
SIZE -0,0036 0,885
LEV 0,0538 0,645
ROA 0,0421 0,749
ISSU 0,0067 0,765
BOARD -0,0043 0,599
DUAL 0,0346 0,271
AUDIT 0,0001 0,998
Biến phụ thuộc: DACC
F-test khi u_i=0: F(33, 181)= 2,22 Prob > F = 0,0005
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm STATA 14) Kết quả ước lượng mô hình tác động cố định (FEM), giá trị P_value = 0,9675 (>>5%) và R2 overall = 0,0031. Kết luận mô hình FEM không phù hợp.
Bảng 3.5: Kết quả kiểm định mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) Số quan sát = 223
Wald chi2 (8) = 6,92 Prob > chi2 = 0,5458 R2 (overall) = 0,0849
Biến Hệ số (Coef) Ý nghĩa thống kê (p-value)
Hằng số 0,3465 0,226
CONSOL 0,0423 0,124
SIZE -0,0106 0,336
LEV 0,1125 0,098
ROA 0,0281 0,806
ISSU 0,0085 0,677
BOARD 0,0030 0,642
DUAL -0,0034 0,882
AUDIT -0,0090 0,728
Biến phụ thuộc: DACC
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm STATA 14) Kết quả kiểm định mô hình tác động ngẫu nhiên (REM), Wald chi2 (8) = 6,92 và giá trị P_value = 0,5458 (>> 5%). Kết luận mô hình REM cũng không phù hợp.
Như vậy, với kết quả thống kê 3 mô hình Pooled OLS, FEM, REM, lựa chọn mô hình Pooled OLS là phù hợp nhất.
Kiểm tra khuyết tật của mô hình, thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi, nhóm nghiên cứu sử dụng kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian cho kết quả chi2 (1) = 19,01 và Prob > chi2 = 0,0000 (<5%). Kết luận có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Phương sai sai số thay đổi
Chi2 (1) Prob. Chi square
19,01 0,0000
Bảng 3.6: Kết quả hồi quy Pooled OLS theo sai số chuẩn mạnh (Robust SE) Số quan sát = 223
F (8, 214) = 2,68 Prob >F = 0,0078 R2 = 0,0911
Biến Hệ số (Coef) Ý nghĩa thống kê (p-value)
Hằng số 0,4225 0,027
CONSOL 0.0581 0,013
SIZE -0.0143 0,056
LEV 0,1259 0,086
ROA 0.01425 0.883
ISSU 0,0105 0,667
BOARD 0,0072 0,207
DUAL -0,0210 0,308
AUDIT -0,0158 0,542
Biến phụ thuộc: DACC
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm STATA 14) Kết quả kiểm định mô hình hồi quy sau khi chuẩn mạnh cho thấy:
Nhóm các nhân tố thuộc đặc điểm tài chính của doanh nghiệp
“Báo cáo tài chính hợp nhất” (CONSOL), kết quả chỉ ra rằng CONSOL có quan hệ cùng chiều với DACC, với mức ý nghĩa 5% (giá trị P_value = 0,013 < 5%), có thể nói DN có BCTC hợp nhất có tác động đến hành vi ĐCLN của nhà quản trị. Kết quả này phù hợp với giả thuyết H1 đặt ra. Rõ ràng các DN càng có cấu trúc phức tạp quan hệ công ty mẹ - con thường có xu hướng ĐCLN. Với yêu cầu kỹ thuật phức tạp và đòi hỏi kỹ năng trong việc lập BCTC hợp nhất, là điều kiện gia tăng “hành vi cơ hội” của nhà quản trị.
Kết luận này tương đồng với nghiên cứu của Đặng Ngọc Hùng và cộng sự (2017) về các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi quản trị lợi nhuận của các DNNY Việt Nam.
Hiện nay việc lập và trình bày BCTC hợp nhất đối với các công ty niêm yết Việt Nam nói chung và DN thực phẩm nói riêng vẫn còn là vấn đề khó khăn và vướng mắc bởi vì nhiều nguyên nhân: thứ nhất, sự thiếu hụt nguồn nhân lực như là đội ngũ nhân viên kế toán hay cả nhà quản trị doanh nghiệp thiếu kiến thức và kinh nghiệm lập BCTC hợp nhất; thứ hai, nguồn lực tài chính của doanh nghiệp chưa đủ đề hỗ trợ đào tạo, trang bị kiến thức cho nhân viên. Bên cạnh đó hệ thống thông tin kế toán của doanh nghiệp cũng là vấn đề dẫn đến sự khó khăn trong việc lập BCTC hợp nhất. Vì vậy Bộ Tài chính cũng như cơ quan quản lý Nhà nước cần có biện pháp hỗ trợ, khuyến khích các doanh nghiệp, cũng như có cơ chế kiểm soát chặt chẽ đối với các doanh nghiệp lập BCTC hợp nhất.
“Quy mô công ty” (SIZE), với mức ý nghĩa thống kế 10% (giá trị P _value = 0,056 < 10%), có thể thấy có tồn tại mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô DN và hành vi ĐCLN. Rõ ràng, các DN càng lớn sẽ có hệ thống kiểm soát càng chặt chẽ, và được kiểm toán bởi công ty kiểm toán lớn, để giữ uy tín và danh tiếng của mình. Vì vậy nhà quản trị ít có cơ hội ĐCLN. Kết quả là có ý nghĩa thống kế nhưng đi ngược lại với giả thuyết ban đầu. Kết luận phù hợp với Warfield và cộng sự (1995) nhưng ngược lại với Fakhfakh và Nasfi (2012), Nguyễn Thị Uyên Phương (2014) và Phạm Thị Bích Vân (2012).
Từ kết quả thống kê mô tả các biến nêu ở mục 3.2.1, có thể thấy quy mô niêm yết của doanh nghiệp nhóm ngành thực phẩm ở Việt Nam là khá lớn. Điều này cũng phù hợp với thực tế hiện nay vì làn sóng mua bán, sáp nhập của doanh nghiệp ngoại với doanh nghiệp nội rất mạnh mẽ đối với nhóm ngành thực phẩm. Do đó quy mô của công ty thực phẩm tăng lên đáng kể, dẫn đến các DN có năng lực tài chính để đầu tư, xây dựng hệ thống kiểm soát để củng cố uy tín của mình. Bên cạnh đó, Nhà nước cần có quy chế kiểm soát và điều chỉnh sự ảnh hưởng của quy mô doanh nghiệp đến ĐCLN.
“Đòn bẩy tài chính” (LEV), với giá trị P_value = 0,086 (<10%), cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa đòn bẩy tài chính và hành vi ĐCLN với mức ý nghĩa 10%. DN sử dụng đòn bẩy tài chính để khuếch đại khả năng sinh lời VCSH (ROE) và để đáp ứng kỳ vọng của thị trường và đặc biệt là các nhà đầu tư và cổ đông. Do đó, các nhà quản trị có xu hướng ĐCLN. Kết quả này tương đồng Charfeddine, Riahi và Omri (2013), ngược lại với Fakhfakh và Nasfi (2012) và Phạm Thị Bích Vân (2012).
Các doanh nghiệp Việt Nam nói chung và công ty niêm yết nói riêng nguồn vay nợ chủ yếu đến từ ngân hàng, mặc dù hiện nay đã có rất nhiều công cụ vay nợ trên thị trường. Để giảm ảnh hưởng đòn bẩy tài chính tới ĐCLN, nhà ngân hàng, hay các bên thứ ba cần cân nhắc biện pháp nới lỏng điều khoản vay nợ, giảm áp lực thanh toán nợ đối với doanh nghiệp để hạn chế vi phạm hợp đồng. Từ đó, áp lực trong mâu thuẫn giữa chủ nợ và nhà quản trị doanh nghiệp giảm đi, tác động tích cực tới việc công bố thông tin tài chính minh bạch cho các bên liên quan.
“Hiệu quả tài chính” (ROA) kết quả nghiên cứu cho thấy không có mối quan hệ nào giữa ROA và ĐCLN, giả thuyết H4 không được chấp nhận. Sự thay đổi của ROA không có ý nghĩa trong việc ĐCLN của nhà quản trị. Rahman và Ali (2006), Alves (2012) cũng có cùng kết luận tương tự.
Kết quả thống kê giá trị ROA (tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản) trung bình của các DNNY thực phẩm là 8,38% lớn hơn ROA trung bình ngành là 6,38%, cho thấy hiệu quả hoạt động của DN thực phẩm là khá tốt. Mặc dù biến hiệu quả tài chính không tác động đến hành vi ĐCLN nhưng các nhà đầu tư vẫn cần thận trọng trong việc ra quyết định đầu tư.
“Phát hành cổ phiếu” (ISSU) cho thấy mối quan hệ cùng chiều với DACC, các nhà quản trị có xu hướng điều chỉnh tăng LN trước khi phát hành thêm cổ phiếu, nhưng lại không có ý nghĩa thống kê, bác bỏ giả thuyết H5. Vì vậy, việc DN huy động vốn bằng cách phát hành thêm cổ phiếu không tác động đến hành vi ĐCLN của nhà quản trị.
Kết quả thống kê chỉ ra rằng các DNNY thực phẩm ít phát hành thêm cổ phiếu trong kỳ, điều này cho thấy các công ty thực phẩm ít huy động vốn trên thị trường chứng khoán. Vì vậy các cơ quan Nhà nước nên có chính sách khuyến khích doanh nghiệp huy động vốn trên thị trường chứng khoán.
Các nhân tố thuộc đặc điểm quản lý – quản trị của doanh nghiệp
“Quy mô HĐQT” (BOARD) với hệ số β mũ dương, cho thấy sự tác động cùng chiều với DACC, tuy nhiên không có ý nghĩa thống kê, bác bỏ giả thuyết H6. Cho thấy không tồn tại mối liên hệ giữa “quy mô HĐQT” với ĐCLN, có thể nói là “quy mô
HĐQT” không có ảnh hưởng đến hành vi ĐCLN. Tuy nhiên kết quả cho thấy quan hệ cùng chiều với ĐCLN, đi ngược lại với giả thuyết đặt ra. Kết quả này tương tự kết quả nghiên cứu của Charfeddine, Riahi và Omri (2013).
Trên thực tế vai trò và trách nhiệm của HĐQT về quản trị công ty của các DN Việt Nam nói chung và công ty thực phẩm nói riêng còn chưa thực sự hiệu quả. Theo Báo cáo đánh giá thẻ điểm quản trị công ty của các nước ASEAN (ACGS) 2017-2018 đối với các công ty Việt Nam, vai trò của hội đồng quản trị là tăng 14% so với năm gần nhất nhưng cũng chỉ đạt 10.98/40 điểm (khá thấp so với các doanh nghiệp khác trong khu vực). Như vậy, các doanh nghiệp cần phải xem xét số lượng thành viên HĐQT cũng như hoàn thiện cơ chế quản trị công ty, để thể hiện vai trò của HĐQT.
“Sự kiêm nhiệm của CEO và chủ tịch HĐQT” (DUAL), kết quả thống kê biến DUAL có quan hệ ngược chiều với DACC nhưng không có ý nghĩa thống kê, giả thuyết H7 không được chấp nhận. Có thể cho rằng, sự độc lập về “quyền quản lý” và “quyền điều hành” không ảnh hưởng đến hành vi ĐCLN của nhà quản trị. Ngoài ra, kết quả này đi ngược lại với giả thuyết ban đầu cho rằng mối quan hệ giữa sự kiêm nhiệm của CEO và chủ tịch HĐQT với ĐCLN là cùng chiều. Mặt khác, kết luận tương đồng với Fathi (2013), Rahman và Ali (2006), hay Phạm Thị Bích Vân (2017).
Kết quả thống kê cho thấy các DNNY thực phẩm Việt Nam dần có sự tách rời vai trò của Chủ tịch HĐQT và Giám đốc điều hành doanh nghiệp. Xu hướng này là phù hợp với tình hình chung ở Việt Nam cũng như các nước trên thế giới. Cũng theo kết quả đánh giá của ACGS cho rằng các doanh nghiệp có sự độc lập về “quyền quản lý” và “quyền điều hành” thì quản trị công ty tốt hơn. Tuy nhiên, điều này có thể làm gia tăng hành vi cơ hội của nhà quản trị. Vì vậy các doanh nghiệp cần có biện pháp kiểm soát chặt chẽ cùng với chế độ lương thưởng phù hợp để giảm chi phí đại diện (lý thuyết đại diện).
“Kiểm toán độc lập” (AUDIT) kết quả thống kê biến AUDIT và DACC là quan hệ ngược chiều, nhưng không có ý nghĩa thống kê, giả thuyết H8 không được chấp nhận. Vì vậy, không có mối liên hệ nào giữa kiểm toán bởi Big Four và DACC, hay nói cách khác, DN được kiểm toán bởi các công ty kiểm toán lớn hay không cũng không ảnh hưởng đến
ĐCLN của nhà quản trị. Charfeddine, Riahi và Omri (2013) cũng đưa ra kết luận tương tự.
Có thể thấy, vai trò của các công ty kiểm toán lớn chưa thực sự hiệu quả và rõ ràng đối với các DN bởi số lượng công ty thực phẩm niêm yết kiểm toán bởi Big Four là không nhiều. Trong tương lai, khi TTCK hoàn thiện hơn, các DN Việt Nam sử dụng dịch vụ kiểm toán của công ty kiểm toán lớn tăng lên và cũng kỳ vọng Big Four sẽ thể hiện rõ ảnh hưởng của mình hơn trong hạn chế ĐCLN.
Như vậy, các nhân tố tác động chủ yếu đến hành vi ĐCLN của nhà quản trị là các nhân tố thuộc nhóm đặc điểm tài chính của DN (BCTC hợp nhất, đòn bẩy tài chính và quy mô DN). Các nhân tố này đều phản ánh năng lực hoạt động cũng như nguồn lực tài chính của DN, đó là điều kiện đầu tiên khi các nhà đầu tư đánh giá trong việc ra quyết định. Do đó, đây cũng có thể yếu tố xem xét trước để nhà quản trị thực hiện hành vi ĐCLN của mình. Kết quả này tương đồng với Nguyễn Hà Linh (2017) cũng cho rằng hệ số nợ, quy mô DN tác động đến hành vi ĐCLN của nhà quản trị.
Hơn nữa, qua kết quả nghiên cứu, một điều đáng lưu ý ở đây là nhóm nhân tố thuộc đặc điểm quản lý - quản trị không ảnh hưởng đến hành vi ĐCLN của các công ty niêm yết thực phẩm. Rõ ràng vai trò của các nhân tố quản lý doanh nghiệp chưa thực sự hiệu quả. Theo báo cáo đánh giá quản trị công ty của các nước ASEAN (ACGS) 2017- 2018, điểm quản trị công ty trung bình của các doanh nghiệp Việt Nam được đánh giá đã tăng 12.3% so với năm đánh giá gần nhất 41.3/100 điểm. Tuy nhiên đây vẫn là con số thấp và cần phải cải thiện nhiều. Như vậy các DN Việt Nam nói chung và các công ty thực phẩm nói riêng cần củng cố chất lượng quản trị công ty, phát huy vai trò của quản trị công ty trong quản trị các hoạt động của doanh nghiệp cũng như là ĐCLN.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 3
Trong chương này, nhóm tác giả phân tích khái quát về thị trường chứng khoán, cũng như giới thiệu đôi nét về các doanh nghiệp thực phẩm trong giai đoạn 2007 – 2019 ở Việt Nam, và phân tích mô hình hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi ĐCLN của nhà quản trị.
Về kết quả mô hình hồi quy, trước hết, nhóm tác giả nhắc lại mô hình nghiên cứu và các bước thực hiện gồm hai bước: ước lượng phần dư DACC theo mô hình của Kothari et al. (2005) và kiểm định mô hình hồi quy các yếu tố tác động đến hành vi ĐCLN. Nhóm nghiên cứu đã lựa chọn và phân tích tám nhân tố (“báo cáo tài chính hợp nhất”, “quy mô công ty”, “đòn bẩy tài chính”, “hiệu quả tài chính”, “phát hành cổ phiếu”, “quy mô HĐQT”, “sự kiêm nhiệm của CEO và chủ tịch HĐQT”, và “kiểm toán độc lập”) trong đó có 3/8 có ý nghĩa thống kê phù hợp với giả thuyết ban đầu (“BCTC hợp nhất”, “quy mô công ty” và “đòn bẩy tài chính”) và tương đồng với một vài tác giả ở Việt Nam và cũng như ở nước ngoài, 5/8 nhân tố còn lại không có mối liên hệ nào với hành vi ĐCLN. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu là cơ sở cho các nhà quản lý, DN hay các bên liên quan tham khảo và nghiên cứu sâu hơn cũng như có đề xuất giảm hành vi ĐCLN.
Kết quả hồi quy cũng cho thấy vai trò của HĐQT và công ty kiểm toán chưa được thể hiện rõ ràng và phát huy hiệu quả trong các DNNY thực phẩm nói riêng và DN Việt Nam nói chung. Đây cũng là vấn đề đặt ra về cải thiện chất lượng quản trị công ty trong doanh nghiệp.