CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN
4.4 Bàn luận kết quả nghiên cứu
4.4.2 Về các nhân tố ảnh hưởng đến quản trị lợi nhuận trước khi phát hành thêm cổ phiếu
4.4.2.2 Các nhân tố về đặc điểm công ty ảnh hưởng đến quản trị lợi nhuận
* Nhân tố về quy mô doanh nghiệp ảnh hưởng đến quản trị lợi nhuận
Đối với giả thuyết H6 thì quy mô doanh nghiệp và sự điều chỉnh lợi nhuận có tương quan thuận chiều với nhau (sig=0,020<0,05). Điều này có nghĩa là, quy mô doanh nghiệp càng lớn thì sự điều chỉnh lợi nhuận càng cao. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với lý thuyết đại diện và một số tác giả cả trong nước và trên thế giới [143], [129], [130], [132], [124], [79], [11], [146], [15], [16], [77], [166].
*Nhân tố đòn bẩy tài chính ảnh hưởng đến quản trị lợi nhuận
Theo Pincus và Rajgopal [142] cho rằng, doanh nghiệp có nợ càng cao thì khả năng điều chỉnh lợi nhuận càng cao. Điều này có thể hiểu rằng, khi nợ càng cao thì độ lớn đòn bẩy tài chính càng lớn. Hay nói cách khác, đòn bẩy tài chính được cho là càng lớn thì khả năng điều chỉnh lợi nhuận càng lớn. Nói cách khác, đòn bẩy tài chính và điều chỉnh lợi nhuận có tương quan thuận chiều với nhau.
Tuy nhiên, với kết quả nghiên cứu đối với số liệu năm thể hiện ở Bảng 4.8 cho thấy, bằng chứng ủng hộ giả thuyết đòn bẩy tài chính càng lớn thì sự điều chỉnh lợi nhuận của doanh nghiệp càng nhỏ (do hệ số hồi quy gắn với biến ĐBTC=- 0,473) và (Sig=0,006<0,05) thể hiện ở Bảng 4.8. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với nghiên cứu của Farzaneh Nassirzadeh và cộng sự [79] nghiên cứu ở thị trường Iran; Torng-Her Lee và cộng sự [164] ở thị trường Taiwan; Norhayati Zamri và cộng sự [134] ở thị trường Malaysia.
Kết quả trên có thể được giải thích bởi ở các nước trên thế giới (ví dụ:
Anh, Mỹ, Canada…), để đảm bảo quyền lợi và giảm rủi ro cho chủ nợ nên hợp đồng tín dụng giữa doanh nghiệp với ngân hàng, tổ chức tín dụng luôn có điều khoản ràng buộc mức nợ về mức cổ tức tối thiểu hoặc mức lợi nhuận tối thiểu.
Do đó, nhà quản trị các công ty xem chủ nợ cũng là đối tượng đặc biệt quan tâm khi công bố thông tin tài chính nói chung và chỉ tiêu lợi nhuận nói riêng. Nếu vi phạm điều khoản của hợp đồng tín dụng, rất có thể nhà quản trị công ty sẽ gặp những rắc rối liên quan đến khoản nợ vay như: gây áp lực buộc công ty phải trả nợ, bồi thường hợp đồng, hoặc không cho vay ở những lần tiếp theo sau đó…Các nghiên cứu đã chứng minh được điều này như [69], [159], [109], [136], [127], [141], [140].
Trong khi đó, ở Việt Nam, hợp đồng tín dụng giữa các công ty với ngân hàng, tổ chức tín dụng không có các điều khoản trên. Bên cạnh đó, Điều 51 Luật các tổ chức tín dụng số 02/1997/QH10 ngày 12/12/1997 và Điều 17 của Quyết định 1627/2001/QĐ-NHNN ngày 31/12/2001 của thống đốc ngân hàng nhà nước về việc ban hành Quy chế cho vay của tổ chức tín dụng đối với khách hàng
“Việc cho vay của tổ chức tín dụng và khách hàng vay phải được lập thành hợp đồng tín dụng. Hợp đồng tín dụng phải có nội dung về điều kiện vay, mục đich sử dụng vốn vay, phương thức cho vay, số vốn vay, lãi suất, thời hạn cho vay, hình thức bảo đảm, giá trị tài sản bảo đảm, phương thức trả nợ và những cam kết khác được các bên thoả thuận”. Quy định này cho thấy, các ngân hàng và tổ chức tín dụng của Việt Nam 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 „„phải có tài sản đảm bảo cho khoản vay‟‟. Tài sản đảm bảo có thể là bất động sản, chứng từ có giá, máy móc thiết bị, phương tiện vận tải…Những tài sản này được hình thành từ trước hoặc được hình thành từ chính khoản tiền đi vay. Điều này, có thể nói lên một ý rằng, đa phần các doanh nghiệp khi đi vay đã có tài sản thế chấp nên các ngân hàng, các tổ chức tín dụng thường không đề cao vai trò của báo cáo tài chính của doanh nghiệp đi vay (vì đã có tài sản thế chấp). Thậm chí, khi ngân hàng có yêu cầu nộp báo cáo tài chính thì thực ra họ vẫn muốn báo cáo tài chính mà doanh nghiệp nộp cho cơ quan thuế (độ tin cậy cao hơn do có sự kiểm tra của cơ quan thuế) hoặc là báo cáo tài chính đã được kiểm toán (tuy nhiên số lượng và chất lượng kiểm toán của Việt Nam cũng cần xem xét lại).
*Nhân tố về khả năng sinh lời ảnh hưởng đến quản trị lợi nhuận
Kết quả nghiên cứu đối với cả số liệu năm cho thấy mối tương quan thuận chiều giữa biến khả năng sinh lời (ROA) và biến DA. Hai biến này có tương quan mạnh nhất thể hiện ở hệ số hồi quy 1,095 thể hiện ở Bảng 4.8. Nói cách khác, khả năng sinh lời của tài sản càng lớn thì sự điều chỉnh lợi nhuận càng cao (Sig=0,000<0,05) thể hiện ở Bảng 4.8. Kết quả hồi quy đa biến cũng phù hợp với kết quả kiểm định đơn biến ở Bảng 4.5. Kết quả này tương đồng với 2 nghiên cứu ở Iran [154], [41]; và ở Việt Nam [16], [161]. Tuy nhiên, kết quả này ngược với giả thuyết đặt ra lúc đầu.
Nguyên nhân có thể được giải thích bởi thông tin nội bộ của công ty niêm yết nhà đầu tư không nắm bắt được hoặc biết được rất ít do tình trạng thông tin bất đối xứng. Do đó, nhà quản trị mong muốn duy trì khả năng sinh lời của tài sản thông qua điều chỉnh tăng lợi nhuận để duy trì được giá cổ phiếu trên thị trường nếu không muốn nhận phản ứng tiêu cực từ thị trường. Mặt khác, các nhà quản trị cũng nắm giữ một số lượng lớn cổ phiếu, nên bản thân họ không muốn giá cổ phiếu bị sụt giảm. Để tiếp tục đáp ứng kỳ vọng ngày càng cao của thị trường (nhà đầu tư), lợi nhuận trên báo cáo tài chính các năm tiếp theo cũng phải
được điều chỉnh tăng. Tuy nhiên, nhà quản trị không thể điều chỉnh tăng lợi nhuận trong thời gian dài vô tận vì lợi nhuận được điều chỉnh tăng trong một vài năm thì tất yếu các năm kế tiếp lợi nhuận phải giảm đi do nguyên tắc ghi kép trong kế toán. Đến một lúc nào đó “giấy không thể gói được lửa”, khủng hoảng là điều khó tránh khỏi. Bằng chứng là, trong 106 mã cổ phiếu có trong mẫu nghiên cứu thì có đến 21 mã cổ phiếu (SDB, V15, PPG, VST, BTH, SNG, SJM, XMC, HLA, MMC, CTM, GGG, VPL, PGS, DVD, S96, CNT, DCT, CIC, GTT, PHH) đã bị hủy niêm yết bắt buộc do có hoạt động sản xuất kinh doanh bị lỗ trong 3 năm liên tiếp do vi phạm Điều 60, Nghị định 58/2012/ NĐ-CP ngày 20/7/2012 của Chính phủ.
* Nhân tố về tính thanh khoản ảnh hưởng đến quản trị lợi nhuận
Bảng 4.8 cho thấy, kết quả nghiên cứu giữa biến thanh khoản của tài sản và biến DA có tương quan ngược chiều nhau (sig=0,000<0,05). Hệ số hồi quy gắn với biến này là -0,085 thể hiện ở Bảng 4.8. Nói cách khác, nếu tính thanh khoản của tài sản càng nhỏ thì sự điều chỉnh lợi nhuận càng lớn. Điều này có nghĩa là giả thuyết H9 được chấp nhận. Kết quả hồi quy đa biến cũng phù hợp với kết quả kiểm định đơn biến ở Bảng 4.5 đối với số liệu năm và Bảng 4.12 đối với số liệu quý. Kết quả này phù hợp với lý thuyết tín hiệu và kết quả nghiên cứu của Iatridis và Kadorinis ở thị trường chứng khoán London (Anh) [100], LaFond và cộng sự [118], Ascioglu và cộng sự ở thị trường chứng khoán New York (Mỹ) [34], Seyed Arash Sadeghi và Batool Zareie ở thị trường chứng khoán Tehran (Iran) [154].
* So sánh kết quả của nghiên cứu này và những nghiên cứu trước
Kết quả của nghiên cứu này hoàn toàn tương đồng với kết quả nghiên cứu trên thế giới và cả trong nước về giả thuyết, các công ty niêm yết có hiện tượng điều chỉnh tăng lợi nhuận trước khi phát hành thêm cổ phiếu. Cụ thể, đối với thị trường chứng khoán Việt Nam, nghiên cứu Phan Thị Thùy Dương [13] biến DA có giá trị trung bình là 0,10833, tỷ lệ số lượng công ty có biến DA>0 là 75%, cũng tương tự như vậy, nghiên cứu của Nguyễn Công Phương và Nguyễn Thị
Uyên Phương [11] là 0,178 và 66,67%, nghiên cứu của Samy Essa, Rezaul Kabir và Huy Tuấn Nguyễn [161] là 0,1. Trong khi đó, nghiên cứu này là 0,1736513 và 72,64% với số liệu năm; 0,1667646 và 78,30% với số liệu quý;
Đối với thị trường chứng khoán Jordan, trung bình biến DA là 0,0966 [33];
0,078 đối với ngành công nghiệp và 0,188 đối với ngành dịch vụ [156]; thị trường chứng khoán Iran là 0,4149 [154]; 1,12 [177]; Pakistan là 1,38 [153];
Malaysia 0,1519 [92].
Về kết quả nghiên cứu của các nhân tố ảnh hưởng đến sự điều chỉnh lợi nhuận thì có một vài nhân tố giống nghiên cứu này hoặc nghiên cứu trước đây (đã phân tích cụ thể ở trên). Tuy nhiên, điều đặc biệt ở đây là, kết quả nghiên cứu này hoàn toàn tương đồng với kết quả nghiên cứu của Suzan và cộng sự [156], cụ thể là, Suzan Abed và cộng sự [156] nghiên cứu biến quy mô hội đồng quản trị, tỷ lệ thành viên độc lập trong hội đồng quản trị, sự kiêm nhiệm của chủ tịch hội đồng quản trị và giám đốc/tổng giám đốc ảnh hưởng đến sự điều chỉnh lợi nhuận đều cho thấy giống y như kết quả nghiên cứu của luận án này, nghĩa là biến quy mô hội đồng quản trị càng nhỏ thì sự điều chỉnh lợi nhuận càng lớn, còn biến tỷ lệ thành viên độc lập trong hội đồng quản trị và sự kiêm nhiệm của chủ tịch hội đồng quản trị và giám đốc/tổng giám đốc không có ảnh hưởng đến sự điều chỉnh lợi nhuận. Trong khi đó, Suzan Abed và cộng sự [156] nghiên cứu ở thị trường chứng khoán Amman (quốc gia Jordan) còn nghiên cứu này ở thị trường chứng khoán Việt Nam.
Đồng thời, kết quả nghiên cứu của luận án này có những điểm mới hơn so với những nghiên cứu trước ở Việt Nam.
Thứ nhất, nghiên cứu này đã khám phá thêm 5 nhân tố (quy mô doanh nghiệp, đòn bẩy tài chính, khả năng sinh lời, tính thanh khoản của tài sản, quy mô hội đồng quản trị) có ảnh hưởng đến sự điều chỉnh lợi nhuận của các công ty niêm yết có phát hành thêm cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu này cung cấp thêm bằng chứng khẳng định kết quả nghiên cứu của Nguyễn Công Phương và Nguyễn Thị Uyên Phương [11] là, (i) quy mô công ty càng lớn thì sự điều chỉnh lợi nhuận càng cao; (ii) kiểm toán
độc lập không có mối quan hệ với sự điều chỉnh lợi nhuận. Nói cách khác, kiểm toán độc lập không có tác dụng giúp thông tin tài chính của các công ty niêm yết trung thực, minh bạch hơn. Tuy nhiên, quy mô mẫu của nghiên cứu này (106 công ty) lớn hơn quy mô mẫu của nghiên cứu Nguyễn Công Phương và Nguyễn Thị Uyên Phương[11] là 75 công ty.
Thứ hai, kết quả nghiên cứu này thực hiện đối với kỳ trước kỳ phát hành (năm trước năm phát hành và quý trước quý phát hành). Nghiên cứu này tổng hợp 2 nghiên cứu của Phan Thị Thùy Dương [13] là quý trước quý phát hành và nghiên cứu của Nguyễn Công Phương và Nguyễn Thị Uyên Phương[11] là năm trước năm phát hành. Hơn nữa, quy mô mẫu nghiên cứu này (106 công ty) lớn hơn hai nghiên cứu của Phan Thị Thùy Dương [13] (24 công ty); Nguyễn Công Phương và Nguyễn Thị Uyên Phương [11] là 75 công ty.
Thứ ba, kết quả nghiên cứu này sử dụng mô hình Modified Jones (1995), trong khi đó nghiên cứu của Nguyễn Công Phương và Nguyễn Thị Uyên Phương [11] là mô hình Friedlan (1994), nghiên cứu của Phan Thị Thùy Dương [13] là mô hình Jones (1991).
Thứ tư, nghiên cứu của Phan Thị Thùy Dương [13] thu thập mẫu là những công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh. Trong khi nghiên cứu này, dữ liệu mẫu được thu thập trên toàn thị trường chứng khoán Việt Nam (HOSE và HNX).
Thứ năm, hai nghiên cứu của Nguyễn Công Phương và Nguyễn Thị Uyên Phương [11] và Phan Thị Thùy Dương [13] chỉ dùng phương pháp tỷ lệ để tính tỷ lệ số công ty có biến DA >0 (đại diện cho những công ty điều chỉnh tăng lợi nhuận) trong tổng số công ty trong mẫu nghiên cứu. Trong khi đó, nghiên cứu này sử dụng kiểm định tham số t-test, kiểm định phi tham số Mann-Whitney, kiểm định đơn biến, kiểm định hồi quy đa biến.