intTypePromotion=1
ADSENSE

Tác động của đòn bẩy đến quản lý thu nhập trên cơ sở dồn tích: Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam

Chia sẻ: ĐInh ĐInh | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:28

40
lượt xem
6
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Mục đích chính của bài viết này là đóng góp vào cuộc tranh luận đang diễn ra về những tác động của đòn bẩy tài chính đến quản lý thu nhập trên cơ sở dồn tích (AEM) thông qua nghiên cứu thực nghiệm với mẫu nghiên cứu bao gồm các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Hồ Chí Minh (HOSE) trong giai đoạn 2012-2016. Tác giả sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng để ước lượng các khoản dồn tích điều chỉnh được và hồi quy mô hình nghiên cứu thực nghiệm để tìm ra mối tương quan giữa đòn bẩy tài chính và AEM.

Chủ đề:
Lưu

Nội dung Text: Tác động của đòn bẩy đến quản lý thu nhập trên cơ sở dồn tích: Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam

  1. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY ĐẾN QUẢN LÝ THU NHẬP TRÊN CƠ SỞ DỒN TÍCH: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM Nhóm tác giả: Nguyễn Thị Hoàng Yến_FN02_Khóa 40 Nguyễn Thị Hoàng Anh_FN06_Khóa 40 Giảng viên hướng dẫn: ThS. Phạm Dương Phương Thảo Tóm tắt: Mục đích chính của bài viết này là đóng góp vào cuộc tranh luận đang diễn ra về những tác động của đòn bẩy tài chính đến quản lý thu nhập trên cơ sở dồn tích (AEM) thông qua nghiên cứu thực nghiệm với mẫu nghiên cứu bao gồm các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Hồ Chí Minh (HOSE) trong giai đoạn 2012-2016. Tác giả sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng để ước lượng các khoản dồn tích điều chỉnh được và hồi quy mô hình nghiên cứu thực nghiệm để tìm ra mối tương quan giữa đòn bẩy tài chính và AEM. Với mẫu các công ty niêm yết tại HOSE, kết quả thực nghiệm ủng hộ lập trường cho rằng đòn bẩy tài chính có ảnh hưởng cùng chiều và đáng kể đến AEM; ngoài ra, kết quả còn cho thấy các nhà quản lý công ty có đòn bẩy tăng trưởng có nhiều động cơ thực hiện các hoạt động quản lý thu nhập hơn các công ty có đòn bẩy cao. Từ khóa: Đòn bẩy, tăng trưởng đòn bẩy, AEM, các khoản dồn tích điều chỉnh được, hồi quy dữ liệu bảng. PHẦN 1: MỞ ĐẦU Sự sụp đổ của Enron Corporation năm 2001, các vụ bê bối kế toán tồi tệ trong lịch sử kinh tế thế giới đầu thế kỷ 21 đã thực sự gây ra cơn địa chấn với giới tài chính. Khiến cho không chỉ hệ thống kế toán ở Hoa Kỳ mà cả toàn thế giới phải điêu đứng. Hàng loạt bê bối xảy ra thêm vào đó là vấn đề về bất cân xứng thông tin đã dẫn đến cơn khủng hoảng niềm tin thị trường tài chính với những hoài nghi về giá trị tin cậy của các thông tin báo cáo tài chính cũng như sự tin tưởng vào hiệu quả hoạt động kiểm toán và quản lý thị trường. Vấn đề về quản lý thu nhập đã được quan tâm từ đây. Với vấn đề chính là mối quan hệ giữa đòn bẩy và quản lý thu nhập. Các nghiên cứu đưa ra các kết quả khác nhau xung quanh vấn đề này. Điển hình, một số nghiên cứu cho thấy đòn bẩy có tương quan cùng chiều với quản lý thu nhập, nhằm tránh khả năng xảy ra vi phạm giao ước nợ đồng thời cải thiện thế mạnh của công ty trong quá trình tái đàm phán nợ (Defond và Jiambalvo (1994), Iatridis và Kadorinis (2009), Chamberlain và cộng sự (2014)). Mặt khác, các nghiên cứu khác đã tìm ra mối quan hệ trái chiều giữa đòn bẩy và quản lý thu nhập (Rodriguez-Pérez và Van Hemen (2010), Wasimullah và cộng sự (2010), Zamri và cộng sự (2013), Afza và Rashid (2014), cho thấy rằng các nhà quản lý 227
  2. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 có thể phải đối mặt với sự kiểm soát từ các chủ nợ, khiến họ gặp khó khăn trong việc quản lý thu nhập. Để làm rõ vấn đề trên tại thị trường Việt Nam, tác giả kế thừa nghiên cứu thực nghiệm của Safa Lazzem, Faouzi Jilani (2017) với các nét tương đồng và hợp lý trong dữ liệu, tiếp tục phát triển với mẫu tại Việt Nam. Bài viết này kiểm tra vai trò của nợ tài chính (đặc biệt là nợ dài hạn) đối với AEM với mẫu nghiên cứu đã chọn. Kết quả hồi quy đa biến cho thấy đòn bẩy tài chính dựa trên nợ dài hạn có tương quan dương với giá trị tuyệt đối của các khoản dồn tích điều chỉnh được – đại diện cho AEM. Kết quả trên đưa ra lập luận tương tự nghiên cứu gốc của Safa Lazzem, Faouzi Jilani (2017) đồng thời còn góp phần ủng hộ trường phái lập luận cho rằng đòn bẩy có tương quan cùng chiều với quản lý thu nhập. Thêm vào đó, tác giả cũng hy vọng có thể góp phần xây dựng lý thuyết thực nghiệm trong bối cảnh tại Việt Nam với kết luận các công ty có đòn bẩy tăng trưởng có khả năng thực hiện AEM cao hơn so với các công ty có đòn bẩy tài chính cao. PHẦN 2: CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY Theo lý thuyết đại diện của Jensen và Meckling (1976) và thuyết dòng tiền tự do của Jensen (1986), đòn bẩy đóng vai trò kiểm soát các hoạt động của nhà quản lý đồng thời áp đặt các hạn chế mang tính kiểm soát bằng cách giảm thiểu sự tiếp cận của nhà quản lý đến dòng tiền của doanh nghiệp. Từ đó thấy rằng đòn bẩy làm giới hạn lượng dòng tiền tự do sẵn có đối với nhà quản lý. Liên quan đến vấn đề về chi phí đại diện, các công ty với chi phí đại diện cao thường liên quan đến việc quản lý thu nhập cao hơn (Crutchley và Hansen, 1989; Bathala và cộng sự, 1994; Leuz và cộng sự, 2003) bởi quản lý thu nhập có thể phát sinh do hậu quả từ vấn đề đại diện. Warfield và cộng sự (1995) thấy rằng các doanh nghiệp có chi phí đại diện cao hơn gắn liền với mức quản lý thu nhập cũng cao hơn. Theo đó, chi phí đại diện phát sinh từ vấn đề xung đột lợi ích, theo đó, các nhà quản lý có thể thực hiện hành vi “làm đẹp” báo cáo tài chính với mục đích cải thiện vị trí của họ (Iturriaga và Hoffmann, 2005) hay che giấu các sự kiện mà các bên liên quan nên biết (Loomis, 1999) hoặc gây ảnh hưởng đến các kết quả bằng hợp đồng mà theo đó phụ thuộc vào số liệu kế toán đã được báo cáo (Schipper, 1989; Dechow và Skinner, 2000). Do đó, việc sử dụng đòn bẩy là cách giúp giảm bớt xung đột lợi ích giữa cổ đông với nhà quản lý cũng như làm giảm chi phí thông tin bất cân xứng, tuy nhiên đòn bẩy lại làm gia tăng vấn đề nảy sinh từ lợi ích trái chiều giữa cổ đông với chủ nợ và giữa chủ nợ với nhà quản lý. Từ đó, các vấn đề về nguy cơ đạo đức phát sinh thường có liên quan đến hợp đồng nợ vay với mục đích tránh vi phạm các giao ước nợ1. 1 Giao ước nợ là một thỏa thuận (điều kiện) giữa các công ty và các nhà cho vay, trong đó các chỉ số tài chính nhất định được các chủ nợ quy định được xem như tiêu chuẩn mà các công ty cần tránh vi phạm. 228
  3. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 Thêm vào đó, Sweeney (1994) đưa ra kết quả nghiên cứu vững chắc và hoàn thiện nhất về thái độ của các nhà quản lý đối với giao ước nợ. Các nhà quản lý của các công ty sắp vi phạm giao ước nợ có khuynh hướng quản lý thu nhập cao hơn người quản lý của các công ty khác. Một số nghiên cứu trước đây cho thấy rằng công ty kiểm soát các khoản dồn tích và trở nên thận trọng hơn để tránh vi phạm giao ước nợ (Defond và Jiambalvo, 1994; Begley và Skinner, 2002; Zhang, 2008; Kim, 2009), tuy nhiên, AEM nhằm tránh vi phạm giao ước có thể tăng thêm chi phí cho các nhà quản lý hơn REM, bởi vì AEM có nhiều khả năng thu hút kiểm toán viên và giám sát pháp lý (Roychowdhury, 2006; Cohen và cộng sự, 2008; Zhang, 2007; Cohen và Zarowin, 2010). Do đó, các nhà quản lý có thể thích REM hơn AEM trong việc tránh vi phạm giao ước nợ. Thêm vào đó, các nghiên cứu của Bruns và Merchant (1990), Graham và cộng sự (2005) cho thấy các nhà quản lý có khuynh hướng quản lý thu nhập thông qua việc thao túng các hoạt động thực tế hơn so với các khoản dồn tích vì AEM có thể dễ dàng bị nhìn thấy rõ hơn. Quay lại ảnh hưởng của đòn bẩy với việc việc quản lý thu nhập thì đến nay mối tương quan này vẫn còn nhiều tranh cãi khi luôn tồn tại hai lập trường đối lập nhau: đòn bẩy có tác động thuận chiều (tương quan dương) và trái chiều (tương quan âm) với việc quản lý thu nhập. Phần lớn lý thuyết về quản lý thu nhập cho thấy mối quan hệ thuận chiều giữa nợ vay và quản lý thu nhập, đa số bắt nguồn từ sự tồn tại của các giao ước trong hợp đồng nợ vay của công ty. Đòn bẩy không làm cản trở sự gia tăng của việc quản lý thu nhập tuy nhiên mức độ đòn bẩy cao dường như liên quan đến các trường hợp quản lý thu nhập. Becker và cộng sự (1998) nhận thấy rằng các nhà quản lý của các công ty có đòn bẩy cao có động cơ thiết lập chiến lược báo cáo các khoản dồn tích điều chỉnh được để tăng thu nhập. Kết quả nghiên cứu của Beatty và Weber (2003), Dichev và Skinner (2003), Gu và cộng sự (2005) cũng ủng hộ cho lập luận trên khi chỉ ra rằng đòn bẩy tài chính cao có thể dẫn đến việc gia tăng AEM cũng như các khoản thu nhập khác và làm tăng thêm sự lựa chọn các phương thức kế toán nhằm tránh vi phạm giao ước nợ. Gombola và cộng sự (2016) cũng cho thấy các công ty có nhiều khả năng thực hiện các hoạt động quản lý thu nhập khi đòn bẩy tăng và sự thay đổi của các khoản dồn tích có mối liên quan thuận chiều với đòn bẩy. Trong một nghiên cứu đa quốc gia, Gupta và cộng sự (2008) đưa ra lập luận về mối quan hệ thuận chiều giữa nợ ngắn hạn với quản lý thu nhập bởi vì người đi vay đang cố gắng "lách các điều khoản đã giao ước với chủ nợ ". Ngoài ra, đòn bẩy tài chính cao cũng liên quan đến tình trạng khó khăn về tài chính (Beneish và Press, 1995; Ohlson, 1980), do đó các công ty không thực hiện được các điều khoản trong hợp đồng nợ có thể sẽ quản lý thu nhập xuống thấp nhằm vẽ nên một tình huống bất lợi cho công ty và cũng để đạt được các điều kiện thuận lợi từ việc tái đàm phán hợp đồng nợ. Tuy nhiên, Watts và Zimmerman 229
  4. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 (1986) đề xuất rằng các nhà quản lý của các công ty có đòn bẩy cao có thể làm tăng thu nhập báo cáo nhằm cải thiện khả năng thương lượng của công ty trong quá trình đàm phán nợ để có được nguồn vốn ở những điều kiện thuận lợi. Theo giả thuyết về giao ước nợ vay2, Defond và Jiambalvo (1994), Iatridis và Kadorinis (2009), Dyreng và cộng sự (2011), Januarsi và cộng sự (2014), Chamberlain và cộng sự (2014) và Obeidat (2016) nhận thấy rằng các nhà quản lý tiến hành thực hiện quản lý thu nhập nhằm mục tiêu tránh vi phạm giao ước nợ. Chava và Roberts (2008) cũng đưa ra dẫn chứng rằng việc vi phạm giao ước nợ dẫn đến giảm đáng kể các khoản đầu tư trong tương lai bởi các chủ nợ đã hành động để bảo vệ tài sản thế chấp của họ. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Nini và cộng sự (2009) cho thấy các hợp đồng nợ có các điều khoản hạn chế chi tiêu vốn của người đi vay. Thêm vào đó, Roberts và Sufi (2009) cho thấy rằng sau các vi phạm giao ước nợ, chi phí lãi vay của các công ty tăng và sự sẵn có của tín dụng giảm. Do đó, các nhà quản lý có động cơ quản lý thu nhập để tránh vi phạm các giao ước nợ. Ở khía cạnh khác, Dichev và Skinner (2002), Armstrong và cộng sự (2009) chỉ ra rằng các vi phạm giao ước nợ được công bố chỉ đại diện cho một mẫu nhỏ các trường hợp cực đoan nhất của vi phạm giao ước, tức là những trường hợp không thể xử lý bằng đàm phán lại. Thực tế, hầu hết các vi phạm đều được đàm phán hoặc miễn, và do đó không bao giờ được công bố. Tuy nhiên, thậm chí nếu một công ty thành công trong việc tránh các vi phạm “công bố”, Roberts và Sufi (2009b) cho thấy rằng các cuộc tái đàm phán thương lượng nợ có khả năng giảm lượng nợ gốc cho vay hoặc tăng khoản chi phí cho vay. Hơn nữa, tái đàm phán các giao ước là một quá trình tốn kém đòi hỏi thanh toán chi phí pháp lý, thời gian và nguồn lực. Do đó, việc vi phạm giao ước dù xử lý hay không, vẫn tốn kém cho người đi vay. Kim và cộng sự (2010) thấy rằng mức độ quản lý thu nhập cao hơn khi có các giao ước nợ nghiêm ngặt hơn. Hơn nữa, thông qua kết quả nghiên cứu, họ cũng thấy rằng việc quản lý thu nhập là cao hơn đối với người vay có nguy cơ phá sản tăng trong năm trước. Bên cạnh các kết quả cho thấy mối liên hệ thuận chiều giữa quản lý thu nhập và đòn bẩy tuy nhiên vẫn có những bằng chứng thực nghiệm với cái nhìn ngược lại cho thấy rằng việc giảm đòn bẩy làm giảm các hành vi cơ hội của nhà quản lý (Jensen, 1986). Tổng quan lý thuyết về quản lý thu nhập nhấn mạnh rằng đòn bẩy hạn chế việc quản lý thu nhập. Kết quả này cho thấy các công ty có đòn bẩy cao đang phải đối mặt với sự giám sát ngày càng tăng của các ngân hàng cũng như các chủ nợ, do đó ngăn cản việc sử dụng các khoản kế toán dồn tích toán điều chỉnh được. Trong một nghiên cứu so sánh giữa các công ty có các khoản dồn tích cao với các công ty có các khoản dồn tích thấp, Dechow và cộng sự (2000) đã đưa ra chứng cứ cho thấy các công ty có khoản dồn tích cao được đặc trưng bởi đòn bẩy thấp, Ke (2001) chỉ ra công ty 2 Watts, R. and J. Zimmerman (1986). Positive Accounting Theory, Prentice Hall. 230
  5. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 ít có khả năng tăng thu nhập thông qua các khoản dồn tích nếu sử dụng đòn bẩy cao. Bên cạnh đó, Iturriaga và Hoffmann (2005) nhấn mạnh việc theo dõi và vai trò quản lý của đòn bẩy khi họ cũng cho thấy mối quan hệ trái chiều giữa tài trợ nợ và việc điều chỉnh các phương pháp, chính sách kế toán của các nhà quản lý, vì việc sử dụng đòn bẩy càng cao thì việc kiểm soát từ các chủ nợ càng cao. Họ cũng lập luận rằng các nhà quản lý của các công ty có đòn bẩy cao có động cơ ít hơn trong việc quản lý thu nhập vì chủ nợ của họ quan tâm đến nghĩa vụ nợ hơn là thông tin kế toán, điều đó có nghĩa là các báo cáo tài chính có nội dung thông tin ít liên quan hơn trong trường hợp này. Bổ sung cho lập trường này, Sercu và cộng sự (2006) trong phân tích mối quan hệ giữa nợ và đa dạng hoá cũng tìm thấy tác động trái chiều của nợ đối với quản lý thu nhập. Perez và Hemmen (2010) nghiên cứu sự kết hợp của nợ, đa dạng hóa và tác động của nó đối với quản lý thu nhập. Họ phát hiện ra rằng nợ tăng làm giảm quản lý thu nhập nhưng khi nợ được kết hợp với đa dạng hóa lại có quan hệ thuận chiều có ý nghĩa thống kê với quản lý thu nhập. Jelinek (2007) đã nghiên cứu trên nhóm các doanh nghiệp trải qua tăng trưởng đòn bẩy và nhóm chứng cứ các công ty có đòn bẩy cao liên tục trong một khoảng thời gian 5 năm. Kết quả cho thấy đòn bẩy tăng có liên quan đến giảm quản lý thu nhập với một số lý do như sau: 1) đòn bẩy yêu cầu việc thanh toán nợ, do đó làm giảm lượng tiền mặt sẵn có để quản lý cho các chi tiêu không tối ưu (Jensen, 1986); 2) Khi một công ty sử dụng nợ vay thì trải qua sự giám sát của người cho vay và thường bị hạn chế các hành vi cơ hội của nhà quản lý (Jensen, 1986). Sự tăng trưởng của đòn bẩy và lượng dòng tiền tự do là những yếu tố ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa đòn bẩy và quản lý thu nhập. Tác giả cũng cho thấy rằng những thay đổi của đòn bẩy và mức độ đòn bẩy có tác động khác nhau đến quản lý thu nhập. Ngoài ra, Wasimullah và cộng sự (2010) cũng đã nghiên cứu tác động của đòn bẩy với thực tiễn của quản lý thu nhập trong ngành công nghiệp dệt may của Pakistan. Họ nhận thấy rằng các công ty có đòn bẩy tài chính cao dẫn đến dòng tiền tự do thấp do phần lớn dòng tiền được sử dụng dưới dạng chi phí lãi vay và các nhà quản lý thì tránh đầu tư vào các dự án không tối đa hóa giá trị doanh nghiệp. Kết quả là cách tiếp cận thận trọng của các nhà quản lý tránh họ khỏi việc đầu tư vào các dự án không tối đa giá trị như kiểm soát quá mức việc tạo ra các khoản dồn tích. Và do đó ủng hộ mối quan hệ ngược chiều giữa quản lý thu nhập và đòn bẩy. Ghosh và Moon (2010) chỉ ra rằng tổng số nợ có mối liên hệ ngược chiều với AEM đối với một nhóm các công ty có mức tín dụng thấp, nhưng với mức tín dụng quá cao lại liên quan đến sự tăng lên của khoản dồn tích điều chỉnh được. Họ lập luận rằng việc giám sát của các chủ nợ là lời giải thích cho mối quan hệ trái chiều này và động cơ để quản lý thu nhập trong hoàn cảnh khó khăn về tài chính lại gây sức ép cao hơn so với sự kiểm soát của các chủ khi nợ vay là quá cao. Thêm vào đó, Valipour và Moradbeygi (2011) trong cuộc nghiên cứu mối quan hệ giữa tài chính doanh nghiệp và chất lượng thu nhập với mẫu 81 công ty Tehranian từ năm 2005 đến năm 2009, cũng tìm 231
  6. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 thấy sự tương đồng về kết quả khi đưa ra bằng chứng thực nghiệm cho thấy tỷ lệ nợ thấp mối quan hệ thuận chiều với quản lý thu nhập trong khi việc gia tăng đòn bẩy lại có tác động trái chiều đối với quản lý thu nhập. Nghiên cứu của Fung và Goodwin (2013) tìm thấy một mối quan hệ ngược chiều giữa nợ ngắn hạn và quản lý thu nhập đối với những công ty có khả năng thanh toán nợ cao, phù hợp với giả thuyết kiểm soát của Jesnsen (1986). Rodriguez-Pérez và Van Hemmen (2010), Alsharairi và Salama (2011) chỉ ra các chủ nợ đóng một vai trò quan trọng trong việc cải thiện quản trị doanh nghiệp và giám sát công ty, làm tăng độ tin cậy của các báo cáo công ty và hạn chế việc sử dụng quyền quản lý để thao túng thu nhập. Ngoài ra, Lin và Wan (2013) nhận thấy rằng các lợi thế tài chính của thị trường vốn nội bộ đã che giấu các vấn đề về khả năng thanh toán do đòn bẩy cao hơn cho các công ty gây ra, từ đó giảm thiểu việc quản lý thu nhập. Zamri và công sự (2013), Esadinia và cộng sự (2014) đã chứng minh rằng đòn bẩy tiết chế các hoạt động quản lý thu nhập, do đó có thể ảnh hưởng đến giá trị của thu nhập kế toán. Bên cạnh đó Afza và Rashid (2014) cho thấy rằng các nhà quản lý của các công ty Pakistan không tham gia vào việc quản lý thu nhậ. Kết quả của nghiên cứu cho thấy rằng sự thay đổi cấu trúc kỳ hạn của nợ có tác động khác nhau đến quản lý thu nhập. Nợ ngắn hạn với sự giám sát ít thường thúc đẩy các hoạt động quản lý thu nhập, trong khi nợ dài hạn hoặc tổng nợ cao hơn lại làm giảm hoạt động quản lý thu nhập do có sự giám sát tốt hơn từ các chủ nợ. Sự thật thì các chủ nợ không làm giảm sự giám sát của họ nhưng họ áp đặt nhiều điều khoản hạn chế hơn. Vakilifard và Mortazavi (2016) chỉ ra rằng nợ vay có tác động ngược chiều và có ý nghĩa đối với AEM. Họ nhận thấy rằng một khi đòn bẩy tài chính đang gia tăng, động cơ cho việc AEM đang giảm dần. Khi đòn bẩy tài chính gia tăng, áp lực của các giao ước nợ và hoạt động kiểm toán chặt chẽ sẽ giới hạn các hành vi cơ hội của nhà quản lý, do đó làm giảm các hoạt động quản lý thu nhập. Các nhà nghiên cứu đã đưa ra các lập luận khác nhau được ủng hộ bởi lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm của họ về mối quan hệ giữa đòn bẩy và quản lý thu nhập. Hơn nữa, nhiều nghiên cứu thậm chí còn không tìm thấy được các bằng chứng có ý nghĩa thống kê về mối quan hệ giữa đòn bẩy và các khoản dồn tích điều chỉnh được (Chung và Kallapur, 2003), hoặc cung cấp bằng chứng một cách hỗn hợp (Shen và Chih, 2007) hay thậm chí đòn bẩy còn không có tác động đến việc quản lý thu nhập (Ani và cộng sự, 2006). Vì vậy, câu hỏi về mối quan hệ giữa đòn bẩy và quản lý thu nhập vẫn còn nhiều điều phân tích. Đó cũng chính là độc lực thực hiện cuộc nghiên cứu này với đối tượng nghiên cứu là các công ty niêm yết trên sàn HOSE Việt Nam. Qua đó, mong muốn của người viết là nghiên cứu này có giá trị góp phần vào cuộc tranh luận đang diễn ra về những tác động của đòn bẩy đến việc AEM. 232
  7. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 PHẦN 3: DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP 3.1 Phát triển giả thiết Bài nghiên cứu tập trung trên hai giả thuyết từ Safa Lazzem, Faouzi Jilani (2017) đề xuất: - Giả thuyết 1: Đòn bẩy là động cơ để thực hiện quản lý thu nhập. - Giả thuyết 2: Các công ty có đòn bẩy tăng trưởng có nhiều khả năng thực hiện AEM. 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 3.2.1 Lựa chọn mẫu Mẫu ban đầu bao gồm tất cả các công ty cổ phần được niêm yết trên sàn chứng khoán Hồ Chí Minh (HOSE); thuộc các lĩnh vực khác nhau ngoại trừ các công ty tài chính, ngân hàng, bảo hiểm; trong khoản thời gian từ năm 2012 đến 2016 tại Việt Nam. Những công ty trong mẫu được lựa chọn là những công ty có sử dụng nợ vay tài chính trong suốt mẫu thời gian được chọn. Bất kỳ giá trị bị thiếu hay ngoại lệ nào cũng sẽ bị loại bỏ. Sau khi lọc để lấy mẫu, mẫu nghiên cứu bao gồm 174 công ty phi tài chính. Sau đó, 174 công ty trên được phân vào hai nhóm công ty gồm: Các công ty có đòn bẩy tài chính tăng trưởng và các công ty có đòn bẩy tài chính cao bằng phương pháp tứ phân vị. Các công ty còn lại không được phân loại vào nhóm nào sẽ được loại bỏ khỏi mẫu. Cách phân loại công ty theo mức sử dụng đòn bẩy3 tương ứng với cách phân loại mà Jelinek (2007), Zagers- Mamedova (2009), Wasimullah và cộng sự (2010) đã thực hiện trong công trình nghiên cứu của họ. Theo đó, - Các công ty có đòn bẩy tài chính tăng trưởng là công ty có mức sử dụng đòn bẩy phân phối ở khoảng tứ phân vị thứ nhất hoặc thứ hai vào đầu giai đoạn lấy mẫu và tiến lên ít nhất 2 tứ phân vị ở cuối gian đoạn lấy mẫu. - Các công ty có đòn bẩy tài chính cao là công ty có mức sử dụng đòn bẩy phân phối ở khoảng tứ phân vị thứ ba (tứ phân vị thứ 4) ở đầu giai đoạn lấy mẫu và tiếp tục duy trì ở tứ phân vị thứ ba (tứ phân vị thứ 4) ở cuối giai đoạn lấy mẫu. Hình 3.1: Cơ sở phân loại công ty theo tỷ lệ nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu Nguồn: Zagers-Mamedova, I., (2009) 3 Mức sử dụng đòn bẩy được dùng trong việc phân loại các công ty được đo lường bằng tỷ lệ nợ dài hạn trên giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu. 233
  8. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 Sau khi thực hiện phân loại nhóm công ty, 121 công ty đã bị loại bỏ khỏi mẫu ban đầu và còn lại 53 công ty phi tài chính đại diện. 3.2.2 Thu thập dữ liệu Dữ liệu thực hiện cho bài nghiên cứu được thu thập từ các nguồn: • Data center- School of Finance - trường Đại học Kinh tế TP. HCM • Website http://finance.vietstock.vn/ 3.3 Đo lường quản lý thu nhập Bài nghiên cứu này sử dụng các khoản dồn tích điều chỉnh được4 đại diện cho quản lý thu nhập. Mặt khác, để ước lượng các khoản dồn tích điều chỉnh được, tác giả sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng (panel regression) thay vì chỉ sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) cho dữ liệu dạng chéo và dữ liệu thời gian. Quản lý thu nhập được đo lường bằng bốn mô hình tiếp cận gồm Mô hình Hribar và Collins (2002), Mô hình Kothari và cộng sự (2005), Mô hình McNichols (2002), Mô hình Shahrur và Raman (2008). 3.3.1 Mô hình Hribar và Collins (2002) – MH1 Mô hình Hribar và Collins (2002) dựa trên báo cáo kết quả hoạt động king doanh được trình bày như sau: 𝐓𝐀𝐢,𝐭 𝟏 ∆𝐑𝐄𝐕𝐢,𝐭 𝐏𝐏𝐄𝐢,𝐭 = 𝛂𝟎 + 𝛂𝟏 + 𝛂𝟐 + 𝛍𝐢,𝐭 + 𝛆𝐢,𝐭 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 Trong đó i: đại diện cho công ty i t: đại diện cho thời điểm năm t TA : Tổng các khoản dồn tích, được xác định bằng cách lấy thu nhập hoạt động5 trừ lưu chuyển tiền từ hoạt động kinh doanh6 TAi,t = EBITi,t − CFOi,t Ai,t−1 : Tổng tài sản năm t-1 (dữ liệu được lấy trên bảng cân đối kế toán) 4 Tổng các khoản dồn tích được chia thành các khoản dồn tích không điều chỉnh được và các khoản dồn tích điều chỉnh được. Khoản dồn tích không điều chỉnh được phát sinh từ hoạt động bình thường của công ty, trong khi các khoản dồn tích điều chỉnh được đến từ hoạt động cơ hội của người quản lý. Nói cách khác, các khoản dồn tích điều chỉnh được được điều khiển một cách tự ý bởi nhà quản lý và chúng được sử dụng để phát hiện việc quản lý thu nhập (Safa Lazzem và Faouzi Jilani, 2017). 5 EBIT (Earnings before interest and taxes) – dữ liệu được lấy trên báo cáo kết quả kinh doanh 6 CFO (Operating cash flow) - dữ liệu được lấy trên báo cáo lưu chuyển tiền tệ 234
  9. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 ∆REV : Hiệu số giữa chênh lệch doanh thu bán hàng và cung cấp dịch vụ7 so với năm trước và chênh lệch khoản phải thu khách hàng8 so với năm trước ∆REVi,t = ∆SALESi,t − ∆RECi,t PPEi,t : Nguyên giá tài sản cố định hữu hình (dữ liệu được lấy trên bảng cân đối kế toán) μi,t : Thành phần cố định hoặc ngẫu nhiên (=0 nếu mô hình sử dụng hồi quy OLS dạng bảng) εi,t : Biểu thị các yếu tố ngẫu nhiên không xác định Các phần còn lại của (𝜇𝑖,𝑡 + 𝜀𝑖,𝑡 ) là đại diện chính cho các khoản dồn tích điều chỉnh được. Thay đổi trong doanh thu bán hàng và cung cấp dịch vụ được điều chỉnh bởi những thay đổi trong doanh thu bán chịu nhằm hiệu chỉnh bất kỳ thao tác điều chỉnh nào xảy ra trong các khoản bán chịu của nhà quản lý. Tất cả các biến trong mô hình được chuẩn hóa bởi tổng tài sản năm t-1 để giảm hiện tượng phương sai thay đổi. 3.3.2 Mô hình Kothari và cộng sự (2005) – MH2 Kothari và cộng sự (2005) đã điều chỉnh mô hình Hribar và Collins (2002) bằng một chỉ số về hiệu quả hoạt động, tức tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA). Mô hình này liên kết các khoản dồn tích và lãi ròng trên tổng tài sản như một thước đo về hiệu quả hoạt động của công ty. Mô hình Kothari và cộng sự (2005) được trình bày như sau: 𝐓𝐀𝐢,𝐭 𝟏 ∆𝐑𝐄𝐕𝐢,𝐭 𝐏𝐏𝐄𝐢,𝐭 = 𝛂𝟎 + 𝛂𝟏 + 𝛂𝟐 + 𝛂𝟑 𝐑𝐎𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝛍𝐢,𝐭 + 𝛆𝐢,𝐭 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 Trong đó ROA : Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản, tức tỷ lệ giữa lãi ròng9 và tổng tài sản. NI𝑖,𝑡−1 ROAi,t−1 = A𝑖,𝑡−1 3.3.3 Mô hình McNichols (2002) – MH3 Ngoài ra, Safa Lazzem, Faouzi Jilani (2017) còn ước lượng các khoản dồn tích điều chỉnh được bằng mô hình McNichols (2002). Mô hình này kiểm soát dòng tiền từ hoạt động 7 SALES (Sales revenues)- dữ liệu được lấy trên báo cáo kết quả kinh doanh 8 REC (Accounts receivables) - dữ liệu được lấy trên bảng cân đối kế toán 9 NI (Net income) - dữ liệu được lấy trên báo cáo kết quả kinh doanh 235
  10. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 kinh doanh (CFO) ở năm hiện tại t, quá khứ t-1 và tương lai t+1, đồng thời có tính đến các khoản dồn tích giảm trừ. Mô hình McNichols (2002) được trình bảy như sau: 𝐓𝐀𝐢,𝐭 𝟏 ∆𝐑𝐄𝐕𝐢,𝐭 𝐏𝐏𝐄𝐢,𝐭 𝑪𝑭𝑶𝒊,𝒕 𝑪𝑭𝑶𝒊,𝒕−𝟏 𝑪𝑭𝑶𝒊,𝒕+𝟏 = 𝛂𝟎 + 𝛂𝟏 + 𝛂𝟐 + 𝜶𝟑 + 𝜶𝟒 + 𝜶𝟓 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 𝑨𝒊,𝒕−𝟐 𝑨𝒊,𝒕 + 𝛍𝐢,𝐭 + 𝛆𝐢,𝐭 3.3.4 Mô hình Shahrur và Raman (2008) – MH4 Raman và Shahrur (2008) đề xuất một cách tiếp cận mới trong đo lường việc quản lý thu nhập. Họ ước lượng các khoản dồn tích điều chỉnh được bằng cách sử dụng mô hình Jones modifie, đồng thời có tính đến hiệu quả hoạt động (Kothari và cộng sự, 2005) và tăng trưởng của công ty. Mô hình Shahrur và Raman (2008) được trình bày như sau: 𝐓𝐀𝐢,𝐭 𝟏 ∆𝐑𝐄𝐕𝐢,𝐭 𝐏𝐏𝐄𝐢,𝐭 = 𝛂𝟎 + 𝛂𝟏 + 𝛂𝟐 + 𝛂𝟑 𝐑𝐎𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝜶𝟒 𝑩𝑴𝒊,𝒕 + 𝛍𝐢,𝐭 + 𝛆𝐢,𝐭 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 Trong đó BM : Tăng trưởng của công ty, được xác định bằng tỷ lệ của tổng tài sản trên tổng tài sản trừ giá trị số sách của vốn chủ sở hữu10 cộng với giá trị thị trường vốn cổ phần thường11. Ai,t BMi,t = Ai,t −BEi,t +MVi,t Do mục đích của bài nghiên cứu nhằm mục đích xem xét sự tác động của nợ vay tài chính đối với mức độ quản lý thu nhập hơn là nghiên cứu về ý nghĩa thực tiễn cụ thể của việc quản lý thu nhập, nên tác giả sẽ sử dụng phương pháp đo lường các khoản dồn tích theo giá trị tuyệt đối. Bảng 3.1 trình bày các số liệu kết quả kiểm định trong lựa chọn phương pháp hồi quy cho bốn mô hình nêu trên. Các kết quả kiểm định và hồi quy thực hiện trên phần mềm Stata12 cho lần lượt bốn mô hình ước lượng quản lý thu nhập trên cơ sở dồn tích được trình bày ở PHỤ LỤC – MỤC 1. Bảng 3.1: Số liệu kết quả kiểm định lựa chọn phương pháp hồi quy cho bốn mô hình ước lượng quản lý thu nhập trên cơ sở dồn tích (AEM) 10 BE (Book value of Equity) - dữ liệu được lấy trên bảng cân đối kế toán 11 MV (Market value) = Số lượng cổ phần thường đang lưu hành x Giá đóng cửa ngày giao dịch cuối cùng trong năm. 236
  11. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 Mô hình Mô hình Mô hình Mô hình Hribar và Kothari và cộng Shahrur và McNichols Collins (2002) – sự (2005) – Raman (2008) – (2002) – MH3 MH1 MH2 MH4 Số quan 265 265 265 265 sát 1,60 1,33 6,03 1,37 F Statistic (0,0112) (0,0828) (0,0000) (0,0646) Hausman 1,49 9,00 12,54 9,50 test (0,6848) (0,0611) (0,0509) (0,0908) BP 5,29 0,74 110,62 1,15 Lagrange test (0,0107) (0,1952) (0,0000) (0,1415) Nguồn: Tác giả tính toán Dựa trên kiểm định homogeneity, Hausman và Breush Pagan LM được trình bày trên bảng. Phương pháp hồi quy được chọn cho các mô hình là: • MH1 và MH3: Sử dụng phương pháp Rem • MH2 và MH4: Sử dụng phương pháp Pooled OLS • 3.4 Mô hình nghiên cứu và các biến kiểm soát 3.4.1 Mô hình nghiên cứu và biến phụ thuộc Để kiểm định các giả thuyết về mối quan hệ giữa đòn bẩy và giá trị tuyệt đối của các khoản dồn tích điều chỉnh được (DAC) – đại diện cho quản lý thu nhập, Safa Lazzem, Faouzi Jilani (2017) sử dụng mô hình hồi quy dạng bảng để ước lượng DAC từ bốn mô hình và xem các DAC như biến phụ thuộc. Mô hình được trình bày như sau: Với: 𝜇 : sai số i: công ty t: năm 3.4.2 Biến độc lập ▪ Đòn bẩy (LEV) 237
  12. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 Jelinek (2007), Wasimullah và cộng sự (2010), Safa Lazzem, Faouzi Jilani (2017) sử dụng tỷ số nợ tài chính dài hạn12 trên giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu để tính giá trị của biến đòn bẩy. Giá trị sổ sách của nợ có khả năng giải thích tốt hơn tình trạng nợ của công ty vì giá trị thị trường của nợ có thể bị thổi phồng do giá cổ phiếu. LD LEV = BE ▪ Tăng trưởng đòn bẩy (LEVINC) Jelinek (2007), Zagers-Mamedova (2009), Wasimullah và cộng sự (2010), Safa Lazzem, Faouzi Jilani (2017) dùng biến giả LEVINC để đo lường tác động của tăng trưởng đòn bẩy trong giai đoạn lấy mẫu. Theo đó, - LEVINC =1 nếu công ty được phân loại vào nhóm “Các công ty có đòn bẩy tài chính tăng trưởng” - LEVINC =0 nếu công ty được phân loại vào nhóm “Các công ty có đòn bẩy tài chính cao” ▪ Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) Bên cạnh đó, Kothari và cộng sự (2005) đã tìm ra sự tương quan trái chiều giữa ROA và quản lý thu nhập. Kết quả này chỉ ra rằng các nhà quản lý của các công ty có kết quả hoạt động kém có nhiều động cơ để tham gia vào các hoạt động quản lý thu nhập. NI ROA = A ▪ Tỷ suất đầu tư tài sản cố định từ vốn tài chính tự có (SFR) Tỷ số này được xác định bằng cách lấy dòng tiền từ hoạt động kinh doanh chia cho đầu tư ròng trên tài sản cố định13 Safa Lazzem, Faouzi Jilani (2017). Trên thực tế, tỷ lệ này cho thấy khả năng tài chính của công ty để đầu tư vào tài sản cố định từ chính nguồn lực của mình. Kết quả nghiên cứu của Wasimullah và cộng sự (2010) cũng cho thấy một mối tương quan trái chiều giữa tỷ suất này và quản lý thu nhập. CFO SFR = NIFA ▪ Chi phí lãi vay trên tổng nợ vay (INTEXP) 12 LD (Long-term Debt) – dữ liệu được lấy trên bảng cân đối kế toán 13 NIFA (Net investment in fixed assets) =NFAt − NFAt−1 Với NFA (Tài sản cố định ròng) = FA - Dep FA : Tổng tài sản cố định (Total fixed assets) - dữ liệu được lấy trên bảng cân đối kế toán. 238
  13. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 Jelinek (2007), Wasimullah và cộng sự (2010), Safa Lazzem, Faouzi Jilani (2017) sử dụng tỷ lệ giữa chi phí lãi vay14 trên tổng nợ vay15 để kiểm tra tác động của chi phí lãi vay đến AEM. Chi phí lãi vay trên tổng nợ còn cho phép các nhà phân tích ước tính mức lãi suất mà một công ty đang phải trả cho khoản nợ chưa thanh toán của họ. Theo đó, công ty với mức lãi suất cao có thể dẫn đến tình trạng không chắc chắn về khả năng hoàn thành các nghĩa vụ với chủ nợ, điều này làm giảm cơ hội tiếp cận các khoản vay mới. Trên thực tế, Jelinek (2007) cho rằng việc tăng đòn bẩy có thể dẫn tới việc tăng lãi suất, dẫn đến giảm lãi ròng. Việc tăng nợ vay làm giảm quản lý thu nhập bằng cách kiểm soát hành vi cơ hội của các nhà quản lý nhưng điều này có thể dẫn đến các khoản dồn tích cao hơn. Điển hình trong trường hợp có đòn bẩy cao, các nhà quản lý phải đáp ứng được kỳ vọng của các chủ nợ và các bên liên quan khác và để đáp ứng các mong đợi đó, nhà quản lý có thể tham gia vào các loại hoạt động quản lý thu nhập theo nhiều cách khác nhau. IE INTEXP = PHẦN 4: KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM TD 4.1 Phân tích đơn biến Bảng 4.1 trình bày kết quả thống kê mô tả cho biến các khoản dồn tích điều chỉnh được (DAC) với bốn mô hình lần lượt là Mô hình Hribar và Collins (2002) – MH1, Mô hình Kothari và cộng sự (2005) – MH2, Mô hình McNichols (2002) – MH3, Mô hình Shahrur và Raman (2008) – MH4. Bảng 4.2 trình bày kết quả thống kê mô tả cho các biến độc lập bao gồm các biến LEV, LEVINC, ROA, SFR và INTEXP. Bảng 4.1: Thống kê mô tả các khoản dồn tích điều chỉnh được theo giá trị tuyệt đối Các biến Số quan sát Mean Std. Dev. Min Max |DAC1| 265 0,0884027 0,0967271 0,0006009 0,8385203 |DAC2| 265 0,0864788 0,0940399 0,0002098 0,8235077 |DAC3| 265 0,0541134 0,0762447 0,0002842 0,7965367 |DAC4| 265 0,0858833 0,0934269 0,001045 0,8204758 Nguồn: Tác giả tính toán Dep : Khấu hao (Depreciation) - dữ liệu được lấy trên bảng cân đối kế toán. 14 IE (Interest expense) - dữ liệu được lấy trên báo cáo kết quả kinh doanh 15 TD (Total debt) = SD (Short-term debt) + LD (Long-term debt) – dữ liệu được lấy trên bảng cân đối kế toán 239
  14. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 Giá trị tuyệt đối của các khoản dồn tích điều chỉnh được có khoảng biến thiên lớn và không ghi nhận giá trị 0. Ngoài ra, giá trị tuyệt đối trung bình các các khoản dồn tích điều chỉnh được đều có giá trị khác 0 đáng kể trong cả bốn mô hình thực nghiệm. Từ đó, ta thấy có sự hiện hữu của việc quản lý thu nhập đối với hầu hết các công ty trong mẫu nghiên cứu. Bảng 4.2: Thống kê mô tả cho các biến độc lập Các biến Số quan sát Mean Std. Dev. Min Max LEV 265 0,8297223 0,9333733 0 4,432306 LEVINC 265 0,3396226 0,4744772 0 1 ROA 265 0,0433818 0,0735447 -0,2079169 0,7836998 SFR 265 0,1663036 35,73051 -296,2724 323,7282 INTEXP 265 0,1122793 0,7182583 0,000185 11,69481 Nguồn: Tác giả tính toán Việc sử dụng đòn bẩy tài chính đối với các công ty trong mẫu nghiên cứu được nhận định là cao bằng chứng là nợ dài hạn trung bình chiếm 82,97223% trên vốn chủ sở hữu với tỷ lệ đòn bẩy đạt giá trị cao nhất 443,2306%. Có thể thấy rằng nguồn vốn dài hạn từ bên ngoài, đặc biệt là nợ vay tài chính dài hạn đã trở thành nguồn lực tài chính quan trọng đối với các công ty. Có khoảng 33,96226% các công ty thuộc nhóm “Các công ty có đòn bẩy tài chính tăng trưởng”. Thêm vào đó, tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản có độ giao động lớn trong khoảng từ (-20,79169% - 78,36998%) với giá trị trung bình khoảng 4,33818%. Mặt khác, tỷ suất vốn tự có (SFR) có giá trị trung bình chỉ khoảng 16,63036% được nhận định là thấp so với mẫu các công ty niêm yết tại Pháp trong nghiên cứu của Safa Lazzem, Faouzi Jilani (2017) với giá trị trung bình là 191,0695%. Điều này cho thấy trung bình mẫu các công ty tại HOSE có khả năng tài chính đầu tư vào tài sản cố định từ chính nguồn lực của mình được cho là thấp. Ngoài ra, trung bình chi phí lãi vay chiếm khoảng 11,22793% trên tổng nợ vay với các công ty trong mẫu nghiên cứu. 4.2 Phân tích đa biến Tiến hành kiểm tra phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách sử dụng hệ số tương quan giữa các cặp biến độc lập trong mô hình thực nghiệm hoặc sử dụng nhân tử phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor – VIF). Bảng 4.3 trình bày kết quả ma trận tương quan giữa các biến độc lập. Bảng 4.4 trình bày hệ số phóng đại phương sai VIF. Bảng 4.3: Ma trận tương quan của các biến độc lập 240
  15. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 LEV LEVINC ROA SFR INTEXP LEV 1,0000 LEVINC -0,4284 1,0000 ROA -0,3114 0,1335 1,0000 SFR 0,0270 -0,0230 -0,0089 1,0000 INTEXP -0,0679 0,0800 0,0263 -0,1202 1,0000 Nguồn: Tác giả tính toán Bảng 4.4: Hệ số phóng đại phương sai VIF VIF 1/VIF LEV 1,33 0,749663 LEVINC 1,23 0,813858 ROA 1,11 0,902982 INTEXP 1,02 0,978338 SFR 1,02 0,985166 MEAN VIF 1,14 Nguồn: Tác giả tính toán Kết quả cho thấy sự tương quan giữa các cặp biến độc lập trong mô hình thực nghiệm là thấp khi tất cả các hệ số tương quan đều nhỏ hơn 0,7. Ngoài ra, kết quả kiểm tra VIF cũng đưa ra kết luận tương tự rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình ( VIF
  16. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 – MH1 (2005) – MH2 – MH4 Số quan sát 265 265 265 265 3,39 3,11 4,42 3,15 F Statistic (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000) BP Lagrange 40,76 4,61 72,44 34,13 test (0,0000) (0.0158) (0,0000) (0,0000) 9,21 10,12 2,70 10,90 Hausman test (0,0561) (0,0384) (0,6099) (0,0277) Modified 21167,89 1.2e+05 1.8e+05 1.2e+05 Wald test (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000) Wooldridge 0,287 0,017 2,859 0,075 test (0,5947) (0,8983) (0,0968) (0,7859) Nguồn: Tác giả tính toán Kiểm định homogeneity với giả thiết H0 cho rằng không có sự tồn tại của các hiệu ứng riêng biệt đều bị bác bỏ trong cả bốn trường hợp (Prob > F đều nhỏ hơn α=5%). Vì vậy mô hình Fem được cho là thích hợp hơn Pooled OLS và cân nhắc lựa chọn với mô hình Rem. Thêm vào đó, dựa trên kết quả kiểm định Breush Pagan LM cho mục tiêu lựa chọn mô hình phù hợp giữa Rem và Pooled OLS với giả thiết H0 cho rằng không có sự tồn của các hiệu ứng ngẫu nhiên bị bác bỏ (Prob > chibar2 đều nhỏ hơn α=5%) trong các mô hình được đề xuất. Vậy, mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên Rem cũng được cho là thích hợp hơn Pooled OLS trong cả bốn mô hình. Bên cạnh đó, kết quả kiểm định Hausman với giả thiết H0 cho rằng không có sự khác biệt giữa Fem và Rem một cách có ý nghĩa thống kê không bị bác bỏ trong MH1 và MH3 (Prob > Chi2 lớn hơn α=5%). Rem được cho là phù hợp nhất với MH1 và MH3. Ngược lại kết quả kiểm định Hausman với giả thiết H0 bị bác bỏ trong MH2 và MH4 dẫn đến Fem phù hợp nhất với MH2 và MH4. Về vấn đề các khuyết tật đối với mô hình ước lượng kiểm định modified Wald với giả thiết H0 là không tồn tại phương sai thay đổi cho kết luận rằng cả bốn mô hình tiếp cận 242
  17. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 đều có hiện tượng phương sai thay đổi (Prob > Chi2 đều nhỏ hơn α=5%). Sử dụng kiểm định Wooldridge, kết quả cho thấy không tồn tại hiện tượng tương quan chuỗi trong cả bốn mô hình (Prob > F đều lớn hơn α=5%). Phương pháp ước lượng ban đầu được đề xuất là phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS). Tuy nhiên phương pháp này không được đánh giá cao bởi Beck và Katz (1995) cho rằng phương pháp này đánh giá quá cao tầm quan trọng của các hệ số hồi quy và họ đã gợi ý một phương pháp khác, phương pháp sai số chuẩn điều chỉnh trong dữ liệu bảng (PCSE). Sau hồi quy và so sánh kết quả giữa hai phương pháp (GLS và PCSE), kết quả hồi quy PCSE được cho là hiệu quả và vững hơn GLS cả về khía cạnh thống kê lẫn mối quan hệ kinh tế. Bảng 4.6 trình bày tổng quát kết quả hồi quy cho bốn mô hình thực nghiệm bằng PCSE. Các kết quả kiểm định và hồi quy được trình bày ở phần PHỤ LỤC – MỤC 2. Bảng 4.6: Tổng hợp kết quả hồi quy bằng phương pháp PCSE Mô hình Mô hình Hribar Mô hình Mô hình Shahrur và | DAC | và Collins Kothari và cộng McNichols Raman (2008) – (2002) – MH1 sự (2005) – MH2 (2002) – MH3 MH4 0,0466226 0,0466254 0,0099384 0,0444979 Constant (3,80) (3,94) (1,17) (3,80) 0,0144533 0,0127201 0,015101 0,0139903 LEV (2,03) (1,82) (2,93) (2,01) 0,0377194 0,0302925 0,0321237 0,0318985 LEVINC (2,68) (2,25) (2,93) (2,42) 0,3932774 0,4374999 0,4937922 0,4491746 ROA (2,94) (3,58) (4,38) (3,73) -0,0000579 -0,0000688 -0,0000135 -0,0000909 SFR (-0,53) (-0,66) (-0,22) (-0,89) -0,0006585 0,0003813 -0,0060922 -0,0046949 INTEXP (-0,08) (0,05) (-2,49) (-0,64) 243
  18. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 Số quan 265 265 265 265 sát R2 0,1103 0,1278 0,2414 0,1374 ald Chi2 14,07 16,45 26,84 18,52 Prob>Chi2 0,0152 0,0057 0,0001 0,0024 Nguồn: Tác giả tính toán Trong MH2 và MH4 kết quả hồi quy PCSE cho Rem được trình bày và làm căn cứ phân tích mặc dù qua các bước kiểm định trước đó Fem được ưu tiên sử dụng hơn nhưng chưa thực sự phản ánh tốt nhất các mối quan hệ kinh tế. Qua so sánh hai kết quả hồi quy PCSE với Rem và Fem thấy rằng, kết quả hồi quy với Rem hiệu quả hơn với quy mô mẫu nghiên cứu. Nếu T nhỏ và N là lớn và các giả định nền tảng cho Rem là đúng thì các ước lượng thu được từ Rem là hiệu quả hơn so với các ước lượng thu được từ Fem (Taylor, 1980). Kết quả hồi quy với R bình phương từ bốn mô hình cho thấy Mô hình McNichols (2002) – MH3 được đánh giá là phù hợp nhất so với các mô hình còn lại khi có R2 đạt giá trị cao nhất (R2 = 0,2414). Theo đó MH3 với các biến độc lập giải thích được 24,14% sự biến thiên của biến phụ thuộc (DAC). 4.3 Thảo luận kết quả 4.3.1 Đòn bẩy tài chính và AEM Với giả thuyết 1 được đề xuất bởi Safa Lazzem, Faouzi Jilani (2017) cho rằng đòn bẩy là động cơ để thực hiện quản lý thu nhập, các kết quả hồi quy đều đưa ra ý kiến ủng hộ giả thiết trên. Cụ thể, tỷ lệ nợ vay dài hạn trên giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu tương quan dương với giá trị tuyệt đối các khoản dồn tích điều chỉnh được và có ý nghĩa thống kê với ba trong bốn mô hình (MH1, MH3 và MH4) tại mức ý nghĩa 5%. Do đó, kết luận rằng đòn bẩy tài chính có tác động đáng kể và cùng chiều đến quản lý thu nhập bắt nguồn từ mối liên quan đến mật thiết với các hợp đồng nợ vay tài chính với lập luận: các nhà quản lý của các công ty có sử dụng đòn bẩy thì thực hiện các hoạt động quản lý thu nhập với mục đích tránh các vi phạm trong giao ước nợ. Kết luận trên ủng hộ lập luận của Defond và Jiambalvo (1994), Iatridis và Kadorinis (2009), Dyreng và cộng sự (2011), Januarsi và cộng sự (2014), Chamberlain và cộng sự (2014), Obeidat (2016). Đồng thời kết luận cũng nhất quán với quan điểm của Beatty và Weber (2003), Dichev và Skinner (2003), Gu và cộng sự (2005) khi chỉ ra rằng đòn bẩy tài chính cao có thể dẫn đến việc gia tăng AEM cũng như các khoản thu nhập khác đồng thời làm tăng thêm sự lựa chọn các phương thức kế toán nhằm tránh vi phạm giao ước nợ. 244
  19. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 Trong phạm vi vấn đề này, về động cơ thực hiện AEM chủ yếu do các chủ nợ thường sử dụng các con số được báo cáo để đánh giá các khía cạnh liên quan đến sức khoẻ tài chính, uy tín và khả năng sinh lợi của các công ty (Ge, 2010) theo đó các điều khoản giao ước nợ cũng được trình bày dưới các chỉ số tài chính cụ thể điển hình như tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA), tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) hay chỉ số về khả năng thanh toán lãi vay, …. và được tính toán từ thông tin số liệu kế toán trên báo cáo tài chính. Do đó, các nhà quản lý phải lựa chọn các phương pháp kế toán để tránh vi phạm giao ước nợ bằng cách khai thác các nguyên tắc kế toán được chấp nhận rộng rãi cũng như tận dụng tính linh hoạt của của các nguyên tắc đó. 4.3.2 Các công ty có đòn bẩy tăng trưởng với AEM Tiếp theo, tác động của việc gia tăng đòn bẩy tài chính đối với quản lý thu nhập cũng được xem xét. Với mẫu nghiên cứu được chọn lọc và phân loại thành hai nhóm (Các công ty có đòn bẩy tài chính tăng trưởng và Các công ty có đòn bẩy tài chính cao), kết quả hồi quy cho thấy tăng trưởng đòn bẩy tài chính có tương quan dương với giá trị tuyệt đối các khoản dồn tích điều chỉnh được đồng thời có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5% trong cả bốn mô hình. Nhận định về mối quan hệ giữa gia tăng đòn bẩy và quản lý thu nhập dẫn đến kết luận rằng hành vi quản lý thu nhập có sự khác nhau giữa hai nhóm công ty và xảy ra cao hơn đối với các công ty có đòn bẩy tăng trưởng so với các công ty vốn dĩ đã có đòn bẩy tài chính cao trong giai đoạn lấy mẫu. Từ kết luận trên, giả thiết 2 được đề xuất bởi Safa Lazzem, Faouzi Jilani (2017) cho rằng các công ty có đòn bẩy tăng trưởng trong giai đoạn lấy mẫu có nhiều khả năng thực tiễn việc AEM được chấp nhận. Kết quả trên ủng hộ nghiên cứu của Safa Lazzem, Faouzi Jilani (2017) tuy nhiên lại mâu thuẫn với các nghiên cứu tiền đề trước đó của Jelinek (2007), Wasimullah và cộng sự (2010). Để giải thích cho kết luận gây mâu thuẫn của bài nghiên cứu này, chúng ta sẽ quay lại vấn đề về các giao ước nợ vay cũng như khả năng tái đàm phán hợp đồng nợ vay. Như đã biết về bản chất các giao ước nợ vay thường dựa trên các số liệu kế toán và với nhu cầu tăng sử dụng nợ (đặc biệt là nợ tài chính dài hạn) theo thời gian thì nhà quản lý sẽ phải gia tăng thực hiện các hành vi AEM. Việc gia tăng quản lý thu nhập không chỉ để tránh các vi phạm giao ước nợ đã ký kết trước đó mà còn nhằm mục đích cải thiện khả năng thương lượng của công ty trong quá trình đàm phán nợ sau đó để có được nguồn vốn ở những điều kiện thuận lợi. Việc tái đàm phán có mang lại kết quả tốt hay không thường phụ thuộc vào tình hình hoạt động của công ty năm hiện tại, khả năng hoàn thành các nghĩa vụ nợ phát sinh đối với chủ nợ cũng như thực hiện tốt các cam kết, giao ước nợ vay đã ký kết trước đó. Không chỉ với AEM mà REM cũng cho kết quả tương tự bằng chứng nghiên cứu của Zagers-Mamedova (2009) cho thấy tác động của thay đổi đòn bẩy đối với quản lý thu nhập là khác nhau giữa nhóm các công ty tăng trưởng đòn bẩy và các 245
  20. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 công ty có đòn bẩy cao đồng thời nhận thấy rằng tăng trưởng đòn bẩy có ảnh hưởng tích cực đến REM. 4.3.3 Thành quả hoạt động của công ty với AEM Về ảnh hưởng của kết quả hoạt động đến quản lý thu nhập cũng cho thấy sự tồn tại mối quan hệ thuận chiều. Bằng chứng kết quả hồi quy cho thấy các hệ số hồi quy của chỉ số tài chính ROA đều có tương quan dương với giá trị tuyệt đối các khoản dồn tích điều chỉnh được đồng thời có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5% trong cả bốn mô hình. Vấn đề về tác động của kết quả hoạt động lên quản lý thu nhập thường có liên quan đến niềm tin của thị trường cũng như vị thế của công ty trên thị trường chứng khoán. Không những thế, thành quả hoạt động của công ty được cho có thể ảnh hưởng phần nào đến khả năng tái đàm phán đối với các hợp đồng nợ vay tài chính nên việc thực hiện quản lý thu nhập lại càng được khuyến khích. Thực tế cho thấy quản lý thu nhập vẫn diễn ra cho dù công ty có thành quả hoạt động tốt hay không. Lập luận này phù hợp với những nghiên cứu thực nghiệm của Kothari và cộng sự (2005), Wasimullah và cộng sự (2010) khi cho rằng việc thực hiện các hoạt động quản lý thu nhập chịu ảnh hưởng bởi thành quả hoạt động của công ty trong quá khứ cũng như hiện tại dù tốt hay tệ. Trong trường hợp công ty không đạt thành quả tốt thì việc quản lý thu nhập sẽ giúp công ty giữ chân thị trường hoặc ít nhất là giúp giảm thiểu mất mát về giá trị thị trường của công ty trên thị trường chứng khoán. Mặt khác nếu công ty có thành tích tốt hoạt động hiệu quả thì tham gia vào quản lý thu nhập sẽ góp phần duy trì vị thế của công ty trên thị trường đồng thời phát đi tín hiệu tích cực về tình hình hoạt động của công ty trong thời gian sắp tới đến các cổ đông cũng như khả năng hoàn thành tốt các nghĩa vụ với chủ nợ; nhất quán với kết quả nghiên cứu của Gunny (2010). Không chỉ vậy, quản lý thu nhập với các công ty có thành quả hoạt động được đánh giá tốt còn giúp các công ty này che giấu các vấn đề cực đoan diễn ra trong nội bộ doanh nghiệp nhằm đạt các thuận lợi từ thị trường. Kết luận sau cùng cho mẫu nghiên cứu là các công ty niêm yết trên HOSE đã qua chọn lọc và phân loại cho thấy rằng thành quả hoạt động của công ty có tác động cùng chiều và đáng kể đến AEM. 4.3.4 Chi tiêu vốn tự có cho đầu tư tài sản cố định với AEM Về mối quan hệ giữa việc đầu tư tài sản cố định từ nguồn vốn tự có với AEM, kết quả hồi quy chỉ ra mối quan hệ trái chiều. Hệ số hồi quy cho thấy tỷ suất vốn tài chính tự có (SFR) có tương quan trái chiều với giá trị tuyệt đối các khoản dồn tích điều chỉnh được trong cả bốn mô hình. Tuy nhiên, hệ số hồi quy của SFR không có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa α=5% trong bất kì mô hình nào. Việc tăng đầu tư vào tài sản cố định từ nguồn vốn nội bộ mà không cần huy động từ nguồn vốn bên ngoài sẽ giảm thiểu AEM. Bởi vì dòng tiền của công ty nay được sử dụng cho mục đích đầu tư vào tài sản theo đó sẽ giảm khả năng hình thành các khoản dồn tích điều chỉnh được vốn được xem như công cụ 246
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

 

Đồng bộ tài khoản
2=>2