ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG
TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ
NGUYỄN THỊ BÌNH
ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC THÀNH PHẦN DỒN TÍCH ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỔ PHIẾU CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT NGÀNH SẢN XUẤT HÀNG TIÊU DÙNG VIỆT NAM TÓM TẮT LUẬN VĂN THẠC SĨ KẾ TOÁN
Mã số: 8.34.03.01
Đà Nẵng - 2020
Công trình được hoàn thành tại
TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ, ĐHĐN
N ƣ ƣ n n o ọ PGS TS Đƣ ng Nguyễn Hƣn
Phản biện 1: PGS.TS. Nguyễn Công Phương
Phản biện 2: PGS.TS. Nguyễn Hữu Ánh
Luận văn đã được bảo vệ trước Hội đồng chấm Luận văn tốt
nghiệp thạc sĩ Kế toán họp tại Trường Đại học Kinh tế, Đại học Đà
Nẵng vào ngày 14 tháng 11 năm 2020
Có thể tìm hiểu luận văn tại:
- Trung tâm Thông tin - Học liệu, Đại học Đà Nẵng
- Thư viện trường Đại học Kinh tế, Đại học Đà Nẵng
1
MỞ ĐẦU
1. Tính cấp thiết củ đề tài
Báo cáo tài chính là cơ sở để nhà quản lý doanh nghiệp nắm
rõ tình hình hoạt động, nắm được điểm mạnh, điểm yếu của doanh
nghiệp để đưa ra các chiến lược phát triển của doanh nghiệp. Bên
cạnh đó, báo cáo tài chính cũng là phương tiện giao tiếp hiệu quả của
doanh nghiệp với nhà đầu tư, giúp cho nhà đầu tư có cái nhìn toàn
cảnh về tính hình của doanh nghiệp, từ đó đưa ra các quyết định liên
quan đến việc đầu tư cổ phiếu trên thị trường. Tuy nhiên, các báo cáo
tài chính lại có xu hướng điều chỉnh lợi nhuận để tạo ra kết quả kinh
doanh theo chiều hướng tốt để hấp dẫn các nhà đầu tư và các thông
tin trên báo cáo tài chính có thể tác động tới giá cổ phiếu của công ty.
Do đó, việc nghiên cứu biến dồn tích và mối quan hệ giữa
biến dồn tích và tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu của các doanh
nghiệp ở Việt Nam hiện nay là một yêu cầu thiết yếu, có ý nghĩa
quan trọng trong công tác dự báo lợi nhuận, từ đó tác động trực tiếp
lên mức giá, tỷ suất sinh lời của của cổ phiếu trên thị trường chứng
khoán và các chính sách trong hoạt động sản xuất kinh doanh của
doanh nghiệp, đặc biệt đối với nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng,
thị trường đã được đánh giá là có nhiều triển vọng, được sự quan tâm
của nhiều nhà đầu tư.
Nhận thức được tầm quan trọng này, tôi chọn đề tài: “Mối
quan hệ giữa biến dồn tích và tỷ suất sinh l i cổ phiếu của các
công ty niêm yết ngành sản xuất hàng tiêu dùng Việt N m”
2
2. Mục tiêu nghiên cứu
- Làm rõ ảnh hưởng của biến dồn tích đến tỷ suất sinh lợi
trên cổ phiếu của các công ty niêm yết nhóm ngành sản xuất hàng
tiêu dùng được niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội và
Sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh
- Từ kết quả nghiên cứu, đưa ra những đề xuất đối với chủ
doanh nghiệp và nhà đầu tư.
3 Đố tƣợn và p ƣơn p áp n ên ứu
Đề tài tập trung nghiên cứu các ảnh hưởng của biến dồn tích
đến tỷ suất sinh lợi trên cổ phiếu của các công ty niêm yết nhóm
ngành sản xuất hàng tiêu dùng trong giai đoạn từ năm 2014 đến năm
2018.
4 P ƣơn p áp n ên ứu
Thu thập số liệu trên cơ sở các báo cáo tài chính năm của 78
công ty niêm yết nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng trong giai
đoạn 2014-2018.
5 Bố ụ đề tà
Chương 1: Cơ sở lý thuyết về ảnh hưởng của các thành phần
dồn tích đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu
Chương 2: Thiết kế nghiên cứu
Chương 3: Kết quả nghiên cứu và hàm ý từ kết quả nghiên
cứu
6. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
Trong quá trình nghiên cứu tôi đã tham khảo một số tài liệu
sau:
Lê Thị Hồng Khánh (2017) nghiên cứu ảnh hưởng của quản
trị lợi nhuận đến tỷ suất sinh lời trên cổ phiếu – trường hợp các công
3
ty niêm yết thuộc nhóm ngành chế biến lương thực thực phẩm.
Nguyễn Thị Thanh Thủy (2019) nghiên cứu ảnh hưởng của
quản trị lợi nhuận đến tỷ suất sinh lời trên cổ phiếu của các công ty
ngành sản xuất hàng tiêu dùng niêm yết trên sở giao dịch chứng
khoán thành phố Hồ Chí Minh.
Đường Nguyễn Hưng (2014) nghiên cứu biến dồn tích trong
lợi nhuận công bố của các công ty niêm yết trên thị trường chứng
khoán Việt Nam và đánh giá của thị trường.
Bài viết “Earnings Quality and Stock returns” của Konan
Chan (Đại học Hồng Kong) và cộng sự (2006) đưa ra các nghiên
cứu về các khoản dồn tích ảnh hưởng đến lợi nhuận như thế nào.
Oduma (2015) đưa ra mô hình ảnh hưởng của nhân tố quản
trị lợi nhuận đo lường thông qua biến dồn tích có thể điều chỉnh, quy
mô doanh nghiệp và tỷ số giá trị thị trường và giá trị sổ sách của
công ty đến tỷ suất sinh lời trên cổ phiếu của công ty niêm yết.
Cotten (2005) chỉ ra những bằng chứng về việc gia tăng tỷ
suất sinh lời có tác động từ quản trị lợi nhuận thông qua mô hình
nghiên cứu tác động của biến dồn tích có thể điều chỉnh (DA), quy
mô vốn chủ sở hữu và tỷ lệ giữa giá trị sổ sách và giá trị thị trường
đến tỷ suất sinh lời trên cổ phiếu hằng năm của công ty.
4
CHƢƠNG 1 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ ẢNH HƢỞNG CỦA
CÁC THÀNH PHẦN DỒN TÍCH ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI
CỔ PHIẾU
1 1 Tổn qu n về b ến ồn tí
1.1.1. Biến dồn tích
Lý thuyết về biến dồn tích liên quan đến kế toán theo cơ sở
dồn tích.
Doanh thu được ghi nhận vào sổ kế toán khi phát hành hoá
đơn, giao hàng, chuyển giao quyền sử dụng và các rủi ro liên quan
đến tài sản thay vì vào thời điểm thu được tiền.
Với kế toán tiền, doanh thu và chi phí được ghi nhận vào
thời điểm thu hoặc chi tiền mà không phụ thuộc vào thời điểm phát
sinh doanh thu hoặc chi phí là khi nào. Hay nói cách khác, việc ghi
nhận doanh thu, chi phí dựa trên nguyên tắc thực thu – thực chi. Các
doanh nghiệp sẽ không ghi nhận thu nhập cho đến khi thực sự nhận
được nó.
Từ sự khác nhau cơ bản trên dẫn đến việc hình thành hai loại
dồn tích cơ bản: dồn tích doanh thu và dồn tích chi phí. Giá trị dồn
tích của doanh thu ghi nhận giá trị tăng lên mà không phải bằng tiền.
Giá trị dồn tích chi phí ghi nhận giá trị phải bỏ ra trong việc tạo ra
doanh thu mà không phải bằng tiền. Khi sử dụng phương pháp dồn
tích, tức là việc báo cáo doanh thu trước khi thực sự nhận tiền.
1 1 2 Đo lƣ ng các thành phần dồn tích trong nghiên cứu
Trong các nghiên cứu trước đây, khoản dồn tích trong lợi
nhuận (TA) được tính bằng cách lấy tổng lợi nhuận kế toán sau thuế
trừ dòng tiền thuần HĐKD:
TA = Lợi nhuận sau thuế - dòng tiền thuần HĐKD
5
Jones (1991) xác định biến kế dồn tích không thể điều chỉnh
(NDA) theo phương trình sau:
NDAt / At-1 = α / At-1 + β1 REVt/At-1 + β2PPEt / At-1 Trong đó:
NDAt : Biến dồn tích không thể điều chỉnh được năm t. At-1: Tổng tài sản cuối năm t-1. REVt : Biến động doanh thu thuần năm t. PPEt : Nguyên giá của tài sản cố định hữu hình năm t. Tuy nhiên, các phương pháp xác định biến dồn tích này lại
không phản ánh cụ thể ảnh hưởng của các thành phần dồn tích đến tỷ
suất sinh lời trên cổ phiếu. 1.2. Tỷ suất s n l trên ổ p ếu
Công thức tính tỷ suất sinh lời của cổ phiếu
( )
SR =
P1: Giá cổ phiếu tại thời điểm t Po: Giá cổ phiếu tại thời điểm 0 D1: Giá trị cổ tức nhận được trong khoảng thời gian trên.
1 3 Cá lý t uyết nền về ản ƣởn ủ á t àn p ần ồn tí
đến tỷ suất s n l trên ổ p ếu
1 3 1 Lý t uyết đạ ện
1.3.2. Lý thuyết tín hiệu
1 3 3 Lý t uyết về t ôn t n bất đố xứn
1.4 Cá n ên ứu trƣ đây về ản ƣởn ủ á t àn p ần
ồn tí ản ƣởn đến tỷ suất s n l trên ổ p ếu
6
1.4.1. Các nghiên cứu có liên quan
Các mô hình nghiên cứu của các tác giả Cotten (2015),
Oduma (2015), Birjandi, Mohammad , Mohammad năm 2015 chủ
yếu đề cập đến biến dồn tích DA để đo lường ảnh hưởng của quản trị
lợi nhuận đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu. Tuy nhiên, các nghiên
cứu chưa đi sâu vào nghiên cứu ảnh hưởng của các thành phần dồn
tích đến tỷ suất sinh lời trên cổ phiếu.
Bài viết “Earnings Quality and Stock returns” của Konan
Chan (Đại học Hồng Kong) và cộng sự (2006) đưa ra các nghiên
cứu về các khoản dồn tích ảnh hưởng đến lợi nhuận như thế nào. Bài
viết kiểm tra các thành phần riêng lẻ của các khoản dồn tích đến lợi
nhuận, đồng thời phân tích dồn tích thành các thành phần không tùy
ý và tùy ý.
1.4.2. Các nghiên cứu về nhân tố khác ản ƣởn đến Tỷ suất
sinh l i trên cổ phiếu
a) Ảnh hưởng của tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường (BM) đến tỷ suất sinh lời trên cổ phiếu
b) Ảnh hưởng của quy mô công ty đến tỷ suất sinh lời trên
cổ phiếu
c) Ảnh hưởng của tỷ suất cổ tức đến tỷ suất sinh lời trên cổ
phiếu
d) Ảnh hưởng của tỷ lệ nợ đến tỷ suất sinh lời trên cổ
phiếu
7
KẾT LUẬN CHƢƠNG 1
Chương I đã trình bày cơ sở lý thuyết về ảnh hưởng của các
thành phần dồn tích đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu, đồng thời tổng hợp
một số nghiên cứu có liên quan đến phạm vi nghiên cứu của đề tài để
làm nền tảng cho mô hình nghiên cứu được đưa ra khi nghiên cứu đề
tài.
Bài viết này xem xét các thành phần dồn tích có ảnh hưởng
đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu hay không. Có ba giải thích được đưa ra
lý giải liên quan đến việc các thành phần dồn tích ảnh hưởng đến tỷ
suất sinh lời của cổ phiếu. Theo cách hiểu thông thường, các khoản
dồn tích cao có dấu hiệu thao túng lợi nhuận của các nhà quản lý.
Mặt khác, các khoản dồn tích có thể đóng vai trò là những chỉ số
hàng đầu cho những thay đổi triển vọng của công ty, mà không hề có
sự thao túng nào của nhà quản lý. Cuối cùng, các thành phần của
biến dồn tích chứa thông tin về hiệu suất hoạt động nhưng thị trường
phản ứng chậm với thông tin này. Tuy nhiên phần lớn bằng chứng
phù hợp với giả thuyết rằng các khoản tích lũy phản ánh các nhà
quản lý thao túng lợi nhuận. Từ kết quả các nghiên cứu trước đây, có
thể nhận thấy các điều chỉnh liên quan đến thành phần dồn tích đều
liên quan đến hành vi thao túng lợi nhuận của nhà quản lý nhằm đạt
được tỷ suất sinh lời theo ý muốn.
Để đưa ra những nhận định một cách xác đáng và thuyết
phục, nội dung tiếp theo của đề tài sẽ tiến hành xây dựng mô hình
nghiên cứu trên cơ sở thu thập các số liệu của các công ty, từ đó phân
tích làm sáng tỏ ảnh hưởng của các thành phần dồn tích đến tỷ suất
sinh lời cổ phiếu của các công ty ở Việt Nam nói chung và các công
ty ngành sản xuất hàng tiêu dùng niêm yết nói riêng.
8
CHƢƠNG 2 THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU
2 1 Tổn qu n về á ôn ty n àn sản xuất àn t êu ùn
n êm yết trên sản ứn oán V ệt N m
2 1 1 Đặ đ ểm của ngành sản xuất hàng tiêu dùng
Công nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng trong nền kinh tế thị
trường có những đặc điểm sau:
Thứ nhất, có nhiều nhân tố ảnh hưởng đến ngành công
nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng.
Thứ hai, nhu cầu tiêu dùng của cá nhân, xã hội và dân tộc
của người tiêu dùng trong và ngoài nước vô cùng đa dạng nên công
nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng mang tính đa dạng về cơ cấu, chủng
loại, kích cỡ và màu sắc.
Thứ ba, công nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng cung cấp hàng
hóa tiêu dùng với tư cách là cơ sở tất yếu về đời sống của từng người
và của toàn xã hội, hàng tiêu dùng rất cần thiết và được sử dụng rộng
rãi với tất cả mọi người.
2.1.2. Khái quát chung về các công ty ngành sản xuất hàng tiêu
dùng niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam
Bảng 2.1: Tổng tài sản của các công ty ngành sản xuất hàng tiêu
ùn năm 2014-2018
ĐVT: tỷ đồng
C ỉ t êu 2014 2015 2016 2017 2018
Tổng tài sản 144.092 175.038 204.215 231.764 236.613
Giá trị cao nhất 52.965 71.850 73.039 63.528 64.578
Giá trị thấp 79 76 73 74 204 nhất
9
Bảng 2.2: Tỷ số Nợ phải trả/Vốn chủ sở hữu của các công ty ngành sản xuất àn t êu ùn năm 2014-2018
ĐVT: %
2018 C ỉ t êu 2014 2015 2016 2017
83,6 Giá trị trung bình 103 106 117 113
279 Giá trị cao nhất 442 413 393 464
7 Giá trị thấp nhất 12 11 12 10
2 2 Cá ả t uyết n ên ứu và mô ìn n ên ứu
2.2.1. Các giả thuyết chính của nghiên cứu
Bài viết này xem xét các thành phần dồn tích có ảnh hưởng
đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu hay không.
Trên cơ sở các nghiên cứu trước đây, tác giả đặt ra giả thuyết:
H1: Giá trị dồn tích trong các khoản phải thu ảnh hưởng cùng
chiều đến tỷ suất sinh lời trên cổ phiếu của các công ty ngành sản
xuất hàng tiêu dùng Việt Nam niêm yết trên trên sàn chứng khoán
Việt Nam.
H2: Giá trị dồn tích trong các khoản hàng tồn kho ảnh hưởng
cùng chiều đến tỷ suất sinh lời trên cổ phiếu của các công ty ngành
sản xuất hàng tiêu dùng Việt Nam niêm yết trên trên sàn chứng
khoán Việt Nam.
H3: Giá trị dồn tích trong các khoản phải trả ảnh hưởng
ngược chiều đến tỷ suất sinh lời trên cổ phiếu của các công ty ngành
sản xuất hàng tiêu dùng Việt Nam niêm yết trên sàn chứng khoán
Việt Nam.
2.2.2. Các biến kiểm soát trong mô hình
a) Tỷ số giữa giá trị sổ sách so với giá trị thị trường của công ty
b) Quy mô công ty
10
c) Tỷ lệ cổ tức của công ty
d) Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản
2 2 3 Mô ìn n ên ứu
Từ các giả thuyết và các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh
lời trên cổ phiếu đã phân tích ở trên, mô hình nghiên cứu được tóm
tắt qua bảng sau:
Bản 2 3 Mô tả qu n ệ ữ á b ến tron mô ìn
B ến
G ả t í b ến
G ả t uyết mố qu n ệ v b ến p ụ t uộ
SR
DAR
Quan hệ cùng chiều (+)
DINV
Quan hệ cùng chiều (+)
Biến phụ thuộc Biểu thị Tỷ suất sinh lời trên cổ phiếu Biến độc lập Biểu thị Thay đổi tài khoản phải thu Biến độc lập Biểu thị Thay đổi hàng tồn kho
DAP
Quan hệ ngược chiều (-)
Biến độc lập Biểu thị Thay đổi tài khoản phải trả
BM
Quan hệ ngược chiều (-)
SIZE
Quan hệ ngược chiều (-)
DY
Quan hệ cùng chiều (+)
LEV
Quan hệ ngược chiều (-)
Biến độc lập Biểu thị Tỷ số giữa giá trị sổ sách so với giá trị thị trường của công ty Biến độc lập Biểu thị Quy mô công ty Biến độc lập Biểu thị Tỷ lệ cổ tức của công ty Biến độc lập Biểu thị Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản
Mô hình cụ thể như sаu:
SR = β0 + β1DAR + β2DINV + β3DAP + β4BM + β5SIZE + β6DY +
β7VLD + εi
Trong đó:
β0, β1, β2, β3, β4, β5, β6 , β7 là các hệ số trong mô hình hồi
quy;
εi là sai số ngẫu nhiên của mô hình.
11
2 3 Đo lƣ n á b ến tron mô ìn
2 3 1 Đo lƣ ng biến phụ thuộc
Biến phụ thuộc trong mô hình nghiên cứu là tỷ suất sinh lời
trên cổ phiếu, ký hiệu là SR.
SR được xác định bởi công thức sau:
SR = [D + (Pt – Pt-1)] / Pt-1
Trong đó:
SR là tỷ suất sinh lời của cổ phiếu;
D là lợi tức cổ phiếu chi trả trong năm;
Pt là giá cổ phiếu tại thời điểm t; Pt-1 là giá cổ phiếu tại thời điểm (t-1);
2 3 2 Đo lƣ ng biến độc lập
a) Đo lường các biến dồn tích
- Dồn tích trong các khoản phải thu (DAR) được đo lường như sau:
Δ DARit = ARt –ARt-1
- Dồn tích trong hàng tồn kho (DINV) được đo lường như sau:
Δ DINVit = INVt –INVt-1 - Dồn tích trong các khoản phải trả (DAP) (không tính các khoản lãi
vay được đo lường như sau:
Δ DAPit = APt – APt-1
Biến tổng dồn tích trong nghiên cứu được xác định như sau:
ACCRit = Δ DARit + ΔDINVit + ΔDAPit
b) Đo lường các biến độc lập khác trong mô hình
2 4 C ọn m u n ên ứu
Các dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu này đều là dữ liệu
thứ cấp 78 doanh nghiệp thuộc nhóm ngành chế biến lương thực,
12
thực phẩm được niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ
năm 2014 đến năm 2018.
2 5 P ƣơn p áp n ên ứu
2.5.1. Mô tả thống kê
2 5 2 P ân tí tƣơn qu n, đ ộng tuyến
2.5.3. Phân tích hồi quy
2.5.4. Kiểm định sự phù hợp của mô hình
13
KẾT LUẬN CHƢƠNG 2
Nghiên cứu xây dựng mô hình đánh giá ảnh hưởng của các
thành phần dồn tích đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu của các công ty
niêm yết ngành sản xuất hàng tiêu dùng niêm yết trên thị trường
chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2014-2018 dựa trên cơ sở các
nghiên cứu trước đây về vấn đề này.
Tác giả đã sử dụng mô hình Kothari, Leone and Wasley
(2005) để đo lường biến phụ thuộc SR. Các biến độc lập trong mô
hình gồm Thay đổi tài khoản phải thu (DAR), Thay đổi hàng tồn kho
(DINV), Thay đổi tài khoản phải trả (DAP), tỷ số giá trị sổ sách và
giá trị thị trường (BM), quy mô doanh nghiệp (SIZE), tỷ lệ cổ tức
(DY) và tỷ lệ nợ (LEV). So với các nghiên cứu trước đây ở Việt
Nam, việc nghiên cứu ảnh hưởng của các thành phần dồn tích đến tỷ
suất sinh lời cổ phiếu là một hướng nghiên cứu hoàn toàn mới.
Từ mô hình nghiên cứu được xây dựng, tác giả đã trình bày về
phương pháp nghiên cứu cũng như quy trình nghiên cứu dựa trên 3
cách tiếp cận gồm: ước lượng theo Pooled OLS (Pooled Ordinary
Least Square), ước lượng theo mô hình các ảnh hưởng cố định
(Fixed Effects Model) và ước lượng theo mô hình các ảnh hưởng
ngẫu nhiên (Random Effects Model). Trên cơ sở giá trị các biến tính
theo 3 cách tiếp cận này với sự hỗ trợ của phần mềm Eviews, đề tài
sẽ tiến hành kiểm định các giả thuyết nghiên cứu và tìm ra mô hình
hoàn chỉnh nhất để xác định ảnh hưởng của các thành phần dồn tích
đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu của các công ty niêm yết ngành sản xuất
hàng tiêu dùng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong
giai đoạn 2014-2018.
14
CHƢƠNG 3 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ HÀM Ý TỪ KẾT
QUẢ NGHIÊN CỨU
3 1 Kết quả n ên ứu
3.1.1. Mô tả thống kê
Bảng 3.1. Mô tả thống kê các biến nghiên cứu
SR
DAR DINV DAP
DY
LEV
SIZE
BM
Valid
304
304
304
304
304
304
304
304
N
Missing
0
0
0
0
0
0
0
0
Mean
-,0627
,0826
,0537 -,0027
,0477
,4771 27,0496
,6235
Median
-,0963
,0187
,0255
,0033
,0351
,4657 27,0187
,6159
Std.
,6467
,1736
,0958
,1166
,0697
,2788
1,4299 1,3850
Deviation
Minimum
-,9981 -,2566 -,2261 -,5413
,0000
,0217 24,2681 -8,6456
Maximum
3,0000 1,4852
,3921 1,2618
,8642 2,8334 31,9220 5,8058
Kết quả chỉ ra rằng, giá trị trung bình của biến tỷ suất sinh
lời trên cổ phiếu là -0,627. Đây là tỷ suất sinh lời ở mức thấp. Điều
này chứng tỏ cổ phiếu của các công ty này đang có dấu hiệu xuống
dốc trong giai đoạn được nghiên. Độ lệch chuẩn của biến SR là
0,6467 cho thấy giá trị tỷ suất sinh lợi trên cổ phiếu giữa các công ty
trong giai đoạn 2014 - 2018 phân bố không đồng đều và có sự chênh
lệch giữa các công ty. Biến SR có giá trị lớn nhất là 3 và nhỏ nhất là
-0.9981. Như vậy, sự chênh lệch là rất lớn.
3.1.2. Phân tích mối quan hệ tƣơn qu n ữa các biến
+ rDAR,SR = 0,528 > 0: Có tương quan cùng chiều giữa hai biến. Kết quả này trùng khớp với giả thuyết ban đầu của nghiên cứu
+ rDINV,SR = 0,682 > 0: Có tương quan cùng chiều giữa hai
15
biến. Kết quả này trùng khớp với giả thuyết ban đầu của nghiên cứu
+ rDAP,SR = -0.401 < 0. Có tương quan ngược chiều giữa hai biến. Kết quả này trùng khớp với giả thuyết ban đầu của nghiên cứu.
+ rDY,SR = 0.081 > 0 Có tương quan cùng chiều giữa hai biến.
Kết quả này trùng khớp với giả thuyết ban đầu của nghiên cứu
Bản 3 2 Hệ số tƣơn qu n ữ á b ến tron n ên ứu
SR
DAR DINV DAP
DY
LEV
SIZE
BM
Pearson Correlation
,528**
,682**
-,401**
,081
,080
-,466**
-,362**
1
,000
,000
,000
,157
,166
,000
,000
,528**
,682**
-,096
,046
,030
-,432**
-,173**
1
,000
,000
,096
,421
,598
,000
,002
,682**
,682**
-,371**
,040
,070
-,561**
-,318**
1
,000
,000
,000
,489
,221
,000
,000
-,401**
-,096
-,371**
-,135*
-,019
,401**
,221**
1
,000
,096
,000
,018
,739
,000
,000
,081
,046
,040
-,135*
-,049
-,067
,011
1
,157
,421
,489
,018
,394
,241
,848
,080
,030
,070
-,019
-,049
-,107
-,482**
1
,166
,598
,221
,739
,394
,063
,000
-,466**
-,432**
-,561**
,401**
-,067
-,107
,262**
1
,000
,000
,000
,000
,063
,241
,000
-,362**
-,173**
-,318**
,221**
-,482**
,262**
,011
1
,000
,002
,000
,000
,000
,000
,848
SR Sig. (2- tailed) DAR Sig. (2- tailed) DINV Sig. (2- tailed) DAP Sig. (2- tailed) DY Sig. (2- tailed) LEV Sig. (2- tailed) SIZE Sig. (2- tailed) BM Sig. (2- tailed)
+ rLEV,SR = 0.080 > 0 Có tương quan cùng chiều giữa hai
biến. Kết quả này trái ngược với giả thuyết ban đầu của nghiên cứu.
+ rSIZE,SR = -0.466 < 0 Có tương quan ngược chiều giữa hai biến. Kết quả này trùng khớp với giả thuyết ban đầu của nghiên cứu
+ rBM,SR = -0.362. Có tương quan ngược chiều giữa hai biến.
16
Kết quả này trùng khớp với giả thuyết ban đầu của nghiên cứu
- Mối quan hệ giữa các biến độc lập
Kết quả ở bảng 3.2 cho thấy tất cả các hệ số tương quan giữa
các biến độc lập đều rất nhỏ, luôn ở giá trị nhỏ hơn 0,8. Như vậy, có
thể kết luận không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Điều này
chứng tỏ mô hình nghiên cứu có ý nghĩa thống kê với cơ sở khoa học
nhất định.
3 1 3 Kết quả ồ quy á mô ìn n ên ứu
Bản 3 3 Kết quả ồ quy mô ìn n ên ứu t eo Poole OLS
Estimate
Std. Error
t-value
Pr(>|t|)
0,6045
2,12E-03 **
(Intercept) DAR DINV DAP BM SIZE DY LEV
0,3289 0,6562 2,8538 -0,9436 -0,0793 -0,0191 0,2798 -0,1012
0,6343 0,2116 0,4315 0,2586 0,0227 0,0229 0,3746 0,1066
0,5185 3,1009 6,6132 -3,6487 -3,4923 -0,8356 0,7469 -0,9499
0,0000 *** 0,0003 *** 0,0006 *** 0,4040 0,4557 0,3430
Total Sum of Squares: 126,73
Residual Sum of Squares: 59,615
R-Squared: 0,52959
Adj. R-Squared: 0,51846
F-statistic: 47,6046 on 7 and 296 DF, p-value: < 2,22 x 10^-16
Bảng 3.4. Kết quả hồi quy mô hình nghiên cứu theo mô
Estimate
Std. Error
t-value
Pr(>|t|)
. . .
hình FEM DAR DINV DAP BM SIZE DY LEV
0,3309 0,7582 -0,3808 -0,0190 -0,3203 0,0987 -0,3414
0,1761 0,4000 0,2233 0,0219 0,0403 0,3442 0,1741
1,8797 1,8955 -1,7054 -0,8689 -7,9476 0,2868 -1,9610
6,15E-02 0,0594 0,0895 0,3858 0,0000 *** 0,7746 0,0512
.
17
Total Sum of Squares: 53,396
Residual Sum of Squares: 23,839
R-Squared: 0,55355
Adj. R-Squared: 0,38231
F-statistic: 38,7908 on 7 and 219 DF, p-value: <
2,22 x 10^-16
Bảng 3.5. Kết quả hồi quy mô hình nghiên cứu theo mô
hình REM
Estimate
Std. Error
t-value
Pr(>|t|)
2,7270
0,7721
3,5318
0,0004
***
(Intercept)
0,5531
0,1863
2,9690
2,99E-03
**
DAR
2,0538
0,3977
5,1644
0,0000
***
DINV
-0,7976
0,2323
-3,4332
0,0006
***
DAP
-0,0569
0,0216
-2,6346
0,0084
**
BM
-0,1055
0,0281
-3,7595
0,0002
***
SIZE
0,1286
0,3510
0,3663
0,7141
DY
-0,1644
0,1235
-1,3305
0,1834
LEV
Total Sum of Squares: 79,236
Residual Sum of Squares: 39,863
R-Squared: 0,49696
Adj. R-Squared: 0,48507
Chisq: 292,359 on 7 DF, p-value: < 2,22 x 10^-16
Bản 3 6 Kết quả ểm địn F
Correlated Random Effects - F Test Equation: Untitled Test cross-section random effects Test Summary
df1
df2
Prob.
Cross-section random
77
219
7,365 x 10^-7
Chi-Sq. Statistic 4,2683
18
Kết quả kiểm định F cho giá trị P_value <0,05 nên ta bác bỏ
H0, và chấp nhận đối thuyết H1. Tức là có sự khác nhau của các tác động cố định và không nên sử dụng mô hình Pooled OLS.
Bản 3 7 Kết quả ểm địn LM
Correlated Random Effects - Lagrange Multiplier Test Equation: Untitled Test cross-section random effects Test Summary Cross-section random Chi-Sq. Statistic 0,05263 df 1 Prob. 0,5682
Kết quả kiểm định LM cho giá trị P_value > Chi-Sq.
Statistic. Điều đó có nghĩa rằng, giữa hai mô hình OLS và REM thì
REM là mô hình phù hợp hơn để ước lượng giá trị các biến trong mô
hình nghiên cứu.
Bản 3 8 Kết quả ểm địn H usm n
Correlated Random Effects - Hausman Test
Equation: Untitled
Test cross-section random effects
Test Summary
Chi-Sq. Statistic
Chi-Sq. d.f.
Prob.
Cross-section random
181,47
7
p_value < 2,2 x 10^-16
Kết quả kiểm định Hausman cho ra giá trị p_value < 2,2 x
10^-16, tức p_value cũng nhỏ hơn mức ý nghĩa α (0,05). Do đó ta
bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1. Tức FEM là phương pháp ước lượng phù hợp.
- Kiểm định Breusch-Pagan cho ra kết quả các hệ số như sau:
BP = 765,85, df = 84, p-value < 2,2 x 10^-16
- Kiểm định Breusch-Godfrey/Wooldridge cho ra kết quả các
hệ số như sau: chisq = 22,322, df = 1, p-value = 2,305 x 10^-6
19
Các kiểm định này đều cho ra giá trị p_value < 0,05. Như vậy,
mô hình hồi quy chịu ảnh hưởng của hiện tượng tự tương quan và
phương sai không đồng nhất. Để đảm bảo sự chính xác của giá trị
các biến, tác giả thực hiện lại hồi quy với ước lượng vững các hệ số
của mô hình. Kết quả như sau:
Bảng 3.9. Kết quả hồi quy mô hình FEM v i các sai số
chuẩn vững
Estimate
Std. Error
t-value
Pr(>|t|)
DAR
0,3309
0,1845
1,7938
7,42E-02
.
DINV
0,7582
0,3920
1,9342
0,0500
**
DAP
-0,3808
0,1601
-2,3784
0,0183
**
BM
-0,0190
0,0327
-0,5824
0,5609
SIZE
-0,3203
0,0430
-7,4451
0,0000
***
DY
0,0987
0,2187
0,4513
0,6522
LEV
-0,3414
0,1983
-1,7220
0,0865
.
Total Sum of Squares: 53,396
Residual Sum of Squares: 23,839
R-Squared: 0,55355
Adj. R-Squared: 0,38231
F-statistic: 38,7908 on 7 and 219 DF, p-value: < 2,22 x 10^-16
Từ kết quả ước lượng theo mô hình các ảnh hưởng cố định
FEM với các sai số chuẩn vững, ta được mô hình (1) hoàn chỉnh có
dạng:
SR= 0,3309DAR + 0,7582DINV – 0,3808DAP – 0,0190BM –
0,3203SIZE + 0,0987DY – 0,3414LEV
Kết quả phân tích bằng phần mềm Eviews chỉ ra mô hình có
20
chỉ số Adjusted R-squared = 38,231 % cho thấy mô hình có ý nghĩa
thống kê khá đáng kể.
3.1.4. Phân tích kết quả mô hình nghiên cứu
Trong bảng 3.6, kết quả với *, ** và *** chỉ mức ý nghĩa của
hệ số với mức ý nghĩa lần lượt là 10%, 5% và 1%. Căn cứ vào hệ số
và mức ý nghĩa của các hệ số trong mô hình, kết quả nghiên cứu
được đánh giá như sau:
Bản 3 7 So sán ết quả n ên ứu và ả t uyết b n đầu
N ân tố ểm địn Kết quả n ên ứu
DAR DINV DAP BM SIZE DY LEV T eo ả t uyết + + - - - + - + + - Không có ý nghĩa thống kê - Không có ý nghĩa thống kê -
3 2 Hàm ý từ ết quả n ên ứu và ến n ị
3 2 1 Hàm ý từ ết quả n ên ứu
Các điều chỉnh liên quan đến biến dồn tích theo hướng làm
tăng lợi nhuận sẽ làm tăng tỷ suất sinh lời trên cổ phiếu. Tuy nhiên,
việc lợi nhuận bị đẩy phồng trong năm nay sẽ không còn ở năm sau.
Điều này thường xuyên bị làm dụng bởi các nhà quản lý để tạo
nguồn thu lớn từ cổ phiếu bổ sung vào nguồn vốn cho kinh doanh.
Việc quá lạm dụng dễ khiến công ty dẫn đến bờ vực phá sản.
3 2 2 K ến n ị
) Đố v n à đầu tƣ
Nhà đầu tư cần thu thập thông tin và nghiên cứu kĩ số liệu tài
chính qua các năm để nhận diện và dự báo những biến động về lợi
21
nhuận trong thời gian tới.
b) Đố v ểm toán v ên và ôn ty ểm toán
Chú ý đến các khoản dồn tích trong phải thu, phải trả và
hàng tồn kho để tránh các sai sót trọng yếu làm thổi phồng lợi nhuận,
hạn chế những sai sót trong quá trình kiểm toán.
) Đố v ơ qu n quản lý n à nƣ
Nghiên cứu, bổ sung và hoàn thiện các chuẩn mực kế toán,
hành lang pháp lý, tăng cường các chế tài xử lý đủ sức răn đe đối với
các hành vi thiếu trung thực về số liệu trong báo cáo tài chính của
doanh nghiệp.
22
KẾT LUẬN CHƢƠNG 3
Trong chương 3, tác giả đã nêu tổng quan về nhóm ngành
sản xuất hàng tiêu dùng trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết
quả theo mô hình nghiên cứu được đưa ra dưới dạng mô tả thống kê,
phân tích tương quan và phân tích hồi quy. Các giả thuyết đã đưa ra
ở chương 2 đã được kiểm chứng với số liệu được thu thập từ báo cáo
tài chính của 78 doanh nghiệp trong nhóm ngành sản xuất hàng tiêu
dùng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong 5 năm
2014 - 2018. Từ đó tác giả đưa ra được mô hình nghiên cứu cuối
cùng và xác định rằng mô hình không có lỗi đa cộng tuyến, tự tương
quan với phân phối khá chuẩn, đồng thời kiểm định mô hình để đánh
giá tính đúng đắn của các giả thuyết đặt ra.
Qua bài nghiên cứu, tác giả nhận thấy hành vi thao túng lợi
nhuận thông qua các thành phần dồn tích theo chiều hướng làm tăng
tỷ suất sinh lời của doanh nghiệp. Bên cạnh đó, nghiên cứu còn tìm
ra mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô công ty SIZE với tý suất
sinh lời trên cổ phiếu.
Trên cơ sở mối quan hệ của các nhân tố và tỷ suất sinh lời
trên cổ phiếu, tác giả đã đưa ra hàm ý kết quả nghiên cứu và một số
kiến nghị với nhà đầu tư, kiểm toán viên, các công ty kiểm toán và
các cơ quan nhà nước để không ngừng nâng cao tỷ suất sinh lời trên
cổ phiếu của các công ty, đồng thời xây dựng môi trường đầu tư lành
mạnh, cạnh tranh công bằng cho các nhà đầu tư và doanh nghiệp.
23
KẾT LUẬN
Bài nghiên cứu này đã tập trung nghiên cứu ảnh hưởng của
các thành phần dồn tích đến tỷ suất sinh lợi trên cổ phiếu của các
công ty ngành sản xuất hàng tiêu dùng niêm yết trên thị trường
chứng khoán Việt Nam. Nghiên cứu này giúp nhà đầu tư có cái nhìn
thận trọng hơn về chỉ tiêu lợi nhuận trên báo cáo tài chính.
Kết quả nghiên cứu đã cho thấy hành vi thao túng lợi nhuận
của các nhà quản lý thông qua các thành phần dồn tích. Tuy nhiên
nếu xét tới ảnh hưởng của hành vi thao túng lợi nhuận đến tỷ suất
sinh lời trên cổ phiếu trong tương lai gần thì kết quả nhận được là
hoàn toàn trái ngược.
Trên cơ sở kết luận về ảnh hưởng của các yếu tố đến tỷ suất
sinh lời trên cổ phiếu của công ty, tác giả đưa ra hàm ý về kết quả
nghiên cứu cũng như các khuyến nghị cho nhà đầu tư, các doanh
nghiệp và các cơ quan nhà nước để không ngừng nâng cao tỷ suất
sinh lời trên cổ phiếu của các công ty, đồng thời xây dựng môi
trường đầu tư lành mạnh, cạnh tranh công bằng cho các nhà đầu tư
và doanh nghiệp. Trong đó, các khuyến nghị tập trung vào việc xây
dựng cho nhà đầu tư cách tiếp cận các thông tin trên báo cáo tài
chính của doanh nghiệp theo cách chính xác nhất để từ đó đưa ra
được quyết định đầu tư đúng đắn. Ngoài ra, các khuyến nghị cũng đề
cao vai trò, trách nhiệm của kiểm toán viên và các công ty kiểm toán
trong việc kiểm soát tính xác thực và minh bạch của các thông tin
trên báo cáo tài chính của các doanh nghiệp.
Tuy nhiên hạn chế của nghiên cứu này là sự giới hạn về thời
gian và cỡ mẫu nghiên cứu. Mẫu nghiên cứu chỉ hạn chế ở 78 công
ty niêm yết trong nhóm ngành sản xuất hàng tiêu dùng niêm yết trên
24
thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2014-2018 dẫn
đến độ dài thời gian và mẫu chưa đủ lớn để đánh giá toàn diện về ảnh
hưởng các thành phần dồn tích đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu của các
công ty niêm yết trong nhóm ngành. Luận văn có thể là cơ sở mở ra
hướng nghiên cứu sâu rộng và toàn diện hơn, khắc phục những hạn
chế để hoàn thiện hơn các nghiên cứu trong tương lai. Trên đây là
những kết luận mà bản thân rút ra được từ nội dung của luận văn.
Thực tế, nội dung mà luận văn đề cập tới là một vấn đề phức tạp, có
phạm vi rộng và liên quan tới nhiều ngành, nhiều cấp. Bởi vậy, nội
dung của luận văn không thể tránh khỏi những thiếu sót và hạn chế.
Do đó, bản thân tôi rất mong nhận được những đóng góp của quý
thầy cô để được luận văn được hoàn thiện hơn.
