(LUẬN văn THẠC sĩ) quyết định tài trợ, sự ảnh hưởng của hành vi điều chỉnh thu nhập, hành vi lạc quan quá mức lên biến kế toán dồn tích có điều chỉnh

GIỚI THIỆU

Trong những năm đầu phát triển nhanh của thị trường chứng khoán, nhiều doanh nghiệp đã huy động được lượng vốn lớn từ phát hành cổ phiếu, nhưng hầu hết nhà đầu tư tham gia vào những đợt phát hành này đã chịu thua lỗ hoặc mất trắng khi cổ phiếu bị hủy niêm yết hoặc doanh nghiệp phá sản Thống kê cho thấy, trong 7 năm qua, hiệu quả đầu tư của nhà đầu tư vào cổ phiếu tại thời điểm phát hành là rất thấp, thậm chí còn kém hơn lãi suất tiết kiệm ngân hàng và mức sinh lời chung của chỉ số VN-Index Một nghịch lý tồn tại là những doanh nghiệp tăng vốn mạnh lại có hiệu quả hoạt động thấp hơn, gây thiệt hại cho cổ đông, trong khi những công ty hoạt động hiệu quả như VNM, HPG, FPT, DHG, BMP lại không thường xuyên tăng vốn và chỉ tăng với tỷ lệ thấp.

Khi thị trường phát triển, nhiều doanh nghiệp đã sử dụng tài trợ nợ để tăng lợi nhuận và cân bằng với tài trợ từ phát hành cổ phần Theo ông Nguyễn Xuân Thành, Giám đốc chính sách công của Chương trình giảng dạy kinh tế Fullbright tại Việt Nam, tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu của 647 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam đạt 1,53 lần, cao hơn nhiều so với các nền kinh tế phát triển và mới nổi khác Cụ thể, tỷ lệ này tại Mỹ năm 2011 là 1,2 lần và tại Trung Quốc là 1,06 lần Ngành xây dựng và bất động sản có tỷ lệ nợ cao nhất, gấp hơn 2 lần vốn chủ sở hữu, trong khi ngành hàng tiêu dùng thấp nhất với 80% Đáng chú ý, các doanh nghiệp có dòng tiền tốt thường giảm vay nợ, trong khi những doanh nghiệp gặp khó khăn lại tìm kiếm thêm nguồn vay mới.

Nhiều doanh nghiệp hiện nay đang sử dụng đòn bẩy tài chính cao, dẫn đến tình trạng chênh lệch giữa báo cáo tài chính trước và sau kiểm toán, điều này đã gây ra lo ngại cho các nhà đầu tư.

Theo Hội Kiểm toán viên hành nghề Việt Nam (VACPA), nhiều doanh nghiệp ghi nhận lợi nhuận tăng mạnh sau kiểm toán, trong đó TBC có lợi nhuận sau thuế tăng gấp 2,73 lần, CIG tăng 86,25% và DHC tăng 158% vào năm 2011 Ngược lại, một số doanh nghiệp lại có lợi nhuận giảm mạnh trên 10% sau kiểm toán, như VIS giảm từ 110 tỷ xuống 27,2 tỷ đồng do tăng dự phòng 111 tỷ đồng, HU3 giảm 10,46% và TH1 giảm 42,25% Đặc biệt, mặc dù lợi nhuận của CNG không thay đổi, nhưng ý kiến ngoại trừ của kiểm toán viên chỉ ra rằng Ban giám đốc đã thay đổi tỷ lệ khấu hao tài sản cố định từ 01/01/2011, ảnh hưởng đến kết quả kinh doanh năm tài chính kết thúc ngày 31/12/2011; nếu tỷ lệ khấu hao cũ được duy trì, chi phí khấu hao sẽ giảm 30,86 tỷ đồng.

Năm 2011, các công ty sẽ ghi nhận sự gia tăng tương ứng về tài chính PHR bị kiểm toán với khoản giá trị lợi thế kinh doanh đạt 103,35 tỷ đồng; VLF gặp vấn đề với 31,35 tỷ đồng thuế thu nhập doanh nghiệp chưa được giải quyết từ năm 2007-2008; TCT bị kiểm toán ngoại trừ khoản dự phòng đầu tư vào Nước khoáng Ninh Điền; PDC có 44,52 tỷ đồng nợ khó đòi và nợ ngắn hạn vượt quá tài sản ngắn hạn.

Ông Nguyễn Hoàng Hải, Tổng thư ký Hiệp hội Các nhà đầu tư tài chính (VAFI), cho rằng sự chênh lệch trong báo cáo tài chính (BCTC) trước và sau kiểm toán của doanh nghiệp xuất phát từ cả nguyên nhân khách quan và chủ quan Tuy nhiên, các nguyên nhân này thường lẫn lộn, khiến nhà đầu tư gặp khó khăn trong việc phân biệt.

Lê Hải Trà, Ủy viên thường trực HĐQT Sở GDCK TP HCM, cho biết rằng tại Việt Nam, chế độ kế toán và kiểm toán còn nhiều khoảng hở, gây khó khăn trong việc xác định rõ ràng các hành vi vi phạm Theo VAFI, qua công tác thống kê, họ đã phát hiện một số tình huống tạo lợi nhuận giả tại doanh nghiệp, tuy nhiên các hành vi này không vi phạm quy định pháp luật và thường bị cơ quan, tổ chức kiểm toán bỏ qua.

Để cải thiện tình trạng chậm nộp báo cáo tài chính (BCTC), Bộ Tài Chính đã ban hành Thông tư số 52/2012/TT-BTC vào ngày 05/04/2012, quy định thời hạn công bố thông tin BCTC hàng quý Tuy nhiên, thực tế vẫn tồn tại tình trạng chậm nộp BCTC của nhiều doanh nghiệp trên cả hai sàn chứng khoán, gây khó khăn cho nhà đầu tư trong việc tiếp nhận thông tin Tính đến 20/02/2014, có 18 doanh nghiệp niêm yết trên HOSE chưa nộp BCTC quý IV/2013 Đến giữa tháng 05/2014, chỉ có 270 doanh nghiệp trên HOSE và 327 doanh nghiệp trên HNX gửi BCTC quý I/2014, tương đương khoảng 70% tổng số gần 800 doanh nghiệp niêm yết.

Thực trạng cho thấy rằng mặc dù nhiều doanh nghiệp thu hút được nguồn tài trợ bên ngoài lớn, nhưng các con số trong báo cáo tài chính của họ có thể không đáng tin cậy Sự chênh lệch giữa lợi nhuận và các khoản chi phí trước và sau kiểm toán có thể được điều chỉnh một cách có chủ ý Cụ thể, nhà quản trị doanh nghiệp thường thực hiện báo cáo tài chính "linh hoạt" để đạt được các mục tiêu chủ quan của mình.

Vậy vấn đề nghiên cứu đặt ra ở đây là:

Liệu các nhà quản trị doanh nghiệp có “đánh lừa” các nhà đầu tư bằng số liệu kinh doanh tốt khi thực hiện tài trợ hay không?

Các nhà quản trị có thể quá lạc quan về hiệu quả của các dự án đầu tư trong doanh nghiệp, hoặc có thể chỉ là hành vi điều chỉnh trên báo cáo tài chính.

Mục tiêu của nghiên cứu là khám phá nguyên nhân dẫn đến việc các nhà quản trị doanh nghiệp phóng đại thu nhập trước khi công bố Việc này rất quan trọng để hỗ trợ nhà đầu tư nhận diện nguyên nhân và thời điểm thu nhập có khả năng bị khai thác sai lệch nhất.

Tác giả nghiên cứu ảnh hưởng của hành vi điều chỉnh thu nhập và lạc quan quá mức của nhà quản trị đến chỉ số giao dịch nội bộ và biến dồn tích, phản ánh mức độ điều chỉnh thu nhập trên báo cáo tài chính (BCTC) của các doanh nghiệp phi tài chính tại Việt Nam Nghiên cứu tập trung vào khả năng điều chỉnh thu nhập và hành vi của nhà quản trị ở các doanh nghiệp niêm yết trên hai sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam (HOSE và HNX) trong giai đoạn 2006 – 2013, với dữ liệu thu thập từ các doanh nghiệp sử dụng nguồn tài trợ bên ngoài chủ yếu qua vốn cổ phần và vay nợ.

Luận văn của Dalia Marciukaityte (Đại học Bang Illinois) và Samuel H Szewczyk (Đại học Drexel Bang Philadelphia) nghiên cứu hành vi điều chỉnh thu nhập trong quản lý, tập trung vào sự lạc quan quá mức của nhà quản trị thông qua quyết định tài trợ và biến kế toán dồn tích có điều chỉnh Nghiên cứu này được công bố trên tạp chí Review of Behavioral Finance, số 3, trang 91-114 vào năm 2011, với DOI: 10.1002/rbf.

Luận văn được trình bày bao gồm các phần như sau:

Trong phần 1, tác giả trình bày vấn đề nghiên cứu liên quan đến hành vi của nhà quản lý trong bối cảnh tài trợ, bao gồm câu hỏi nghiên cứu, mục tiêu, phạm vi và phương pháp nghiên cứu được áp dụng.

Phần 2 của bài viết cung cấp tổng quan về cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu trước đây liên quan đến hành vi điều chỉnh thu nhập trong quản lý, cũng như hành vi lạc quan quá mức và các biến đại diện Nghiên cứu này đưa ra giả thuyết hỗ trợ cho mối quan hệ giữa hai hành vi trên và biến kế toán dồn tích có điều chỉnh Đồng thời, bài viết cũng giới thiệu nghiên cứu của Marciukaityte và Szewczyk (2011) để làm rõ thêm các khía cạnh này.

TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU

Nghiên cứu trước đây về hành vi điều chỉnh thu nhập trong quản lý

Nghiên cứu của Rangan (1998) và Teoh, Welch, và Wong (1998a, b) chỉ ra rằng việc cải thiện hiệu suất hoạt động doanh nghiệp có thể xuất phát từ cơ hội điều chỉnh thu nhập trong quản lý, khi các nhà quản trị cố tình phóng đại thu nhập quanh thời điểm phát hành cổ phần nhằm đánh lừa nhà đầu tư Các tác giả nhận thấy rằng hiệu suất hoạt động doanh nghiệp đạt đỉnh vào thời điểm phát hành cổ phần, dẫn đến giá trị biến kế toán dồn tích có điều chỉnh cao Tuy nhiên, những doanh nghiệp có biến kế toán dồn tích điều chỉnh cao hơn lại thường trải qua thất bại sau phát hành.

Hành vi điều chỉnh thu nhập trong quản lý không chỉ lý giải cho việc biến động cao của kế toán dồn tích khi phát hành chứng khoán mà còn phản ánh hiệu suất hoạt động kém sau đó.

Marciukaityte và Szewczyk (2011) chỉ ra rằng các nhà quản lý có thể tối ưu hóa lợi nhuận khi huy động vốn từ nguồn tài trợ bên ngoài bằng vốn cổ phần Khi doanh thu tăng, giá cổ phiếu cũng tăng, cho phép doanh nghiệp phát hành ít cổ phiếu hơn so với số tiền cần thiết Ngược lại, chi phí tài trợ bằng vốn vay ít bị ảnh hưởng bởi biến động hiệu suất hoạt động so với vốn cổ phần Nếu hành vi điều chỉnh thu nhập trong quản lý dẫn đến Biến kế toán dồn tích có điều chỉnh cao tại thời điểm phát hành chứng khoán, thì hiện tượng này sẽ rõ rệt hơn ở các doanh nghiệp huy động vốn bằng cổ phần so với các doanh nghiệp sử dụng vốn vay.

Biến kế toán dồn tích có điều chỉnh

Ước lượng khoản dồn tích để phản ánh hành vi quản lý thu nhập là một phương pháp đơn giản giúp đánh giá chất lượng thu nhập Doanh nghiệp có thể tích lũy dồn tích cao dựa trên các nguyên tắc kế toán hợp pháp, chẳng hạn như từ việc gia tăng doanh số bán hàng.

Một số nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng các biến đại diện dồn tích phức tạp có thể được ước lượng bằng cách phân loại Biến Tổng kế toán dồn tích thành hai phần: Biến kế toán dồn tích không điều chỉnh và Biến kế toán dồn tích có thể điều chỉnh (tùy ý).

Total Accruals = Nondiscretionary Accruals + Discretionary Accruals

Các khoản dồn tích này đều đại diện cho mức độ quản lý thu nhập của nhà quản trị Trong đó:

Biến kế toán dồn tích không điều chỉnh (Nondiscretionary Accruals) phản ánh tình hình kinh doanh cụ thể của từng doanh nghiệp, bao gồm các khoản chi phí bắt buộc không thể tránh khỏi đã được ghi nhận vào hệ thống tài khoản nhưng chưa hạch toán đầy đủ Ví dụ về các khoản này bao gồm chi phí liên quan đến tăng trưởng doanh số bán hàng, chu kỳ kinh doanh theo mùa, thanh toán hóa đơn tiền điện cho tháng tới, chi lương cho tháng tới, và thuế thu nhập phải trả.

Biến kế toán dồn tích không điều chỉnh bao gồm các khoản tồn tại chưa được xử lý và chênh lệch khách quan giữa các chỉ tiêu kế toán.

Biến kế toán dồn tích điều chỉnh (Discretionary Accruals) là các khoản chi phí tùy ý trong quản lý, được ghi nhận vào sổ kế toán nhưng chưa thực hiện, như khoản chi thưởng cho nhà quản lý hoặc các chênh lệch từ chi phí và doanh thu do nhà quản trị điều chỉnh chính sách kế toán liên quan đến hàng tồn kho, doanh thu, và khấu hao tài sản.

Biến kế toán dồn tích điều chỉnh phản ánh sự lựa chọn độc lập của nhà quản trị, mang tính chủ quan và vô hình Điều này khiến cho nó khó quan sát và ước lượng hơn so với biến kế toán dồn tích không điều chỉnh.

Biến kế toán dồn tích điều chỉnh phản ánh chính xác hơn khả năng quản lý thu nhập của nhà quản trị doanh nghiệp.

Trong các nghiên cứu trước đây, việc ước lượng Biến kế toán dồn tích điều chỉnh thường được thực hiện qua các bước xác định khoản Biến tổng kế toán dồn tích và xây dựng mô hình ước lượng cho Biến kế toán dồn tích không điều chỉnh Biến kế toán dồn tích điều chỉnh được xác định là khoản chênh lệch giữa Biến tổng kế toán dồn tích và Biến kế toán dồn tích không điều chỉnh.

Ước lượng Biến tổng kế toán dồn tích được thực hiện bằng cách xác định sự chênh lệch giữa khoản thu nhập đã được ghi nhận trên báo cáo tài chính và dòng tiền thực tế vào ra của doanh nghiệp.

Nghiên cứu của Tech và cộng sự (1998) cùng Yoon và cộng sự (2006) đã định nghĩa biến tổng kế toán dồn tích là sự chênh lệch giữa Thu nhập ròng (NI - Net income) và Lưu chuyển tiền từ hoạt động kinh doanh (CFO – Cash flow from operation).

Theo Hribar và Collins (2002) cùng với Marciukaityte và Szewczyk (2011), biến tổng kế toán dồn tích được xác định là sự chênh lệch giữa Thu nhập trước các khoản bất thường và các khoản từ hoạt động không liên tục (EXB) với Lưu chuyển tiền từ hoạt động kinh doanh (CFO).

Nhiều nghiên cứu đã phát triển mô hình ước lượng Biến kế toán dồn tích không điều chỉnh, trong đó nổi bật là nghiên cứu của Dechow, Sloan và Sweeney (1995), so sánh với năm mô hình cơ bản, bao gồm mô hình Healy.

Mô hình DeAngelo (1986), Jones (1991), điều chỉnh của Jones (1991) và mô hình Industry đều là những công cụ quan trọng trong nghiên cứu kế toán Đặc biệt, mô hình Healy (1985) và các mô hình của Jones (1991) đã được áp dụng rộng rãi trong nhiều nghiên cứu, chứng tỏ tính hiệu quả và độ tin cậy của chúng trong việc phân tích số liệu tài chính.

Hành vi lạc quan quá mức trong quản lý và Biến đại diện bởi giao dịch nội bộ

Hành vi lạc quan quá mức trong quản lý

Nghiên cứu của Marciukaityte và Szewczyk (2011) cho thấy thuật ngữ "lạc quan quá mức" có thể chỉ cả hai khái niệm lạc quan quá mức và tự tin quá mức (Malmendier và Tate, 2005) Ngoài ra, một số nghiên cứu khác lại liên kết "lạc quan quá mức" với độ tin cậy và chính xác của thông tin (Hackbarth, 2008).

Theo một tài liệu khác về tài chính hành vi 3 :

Tự tin quá mức là xu hướng mà con người thường đánh giá cao kiến thức, khả năng và tính chính xác của bản thân, cũng như lạc quan thái quá về tương lai và khả năng kiểm soát tình huống Nghiên cứu tâm lý học đã chỉ ra rằng hầu hết mọi người thường rơi vào trạng thái tự tin quá mức trong phần lớn thời gian.

Lạc quan quá mức, một dạng của tự tin quá mức, liên quan đến ảo tưởng kiểm soát Hiện tượng này xảy ra khi con người đánh giá xác suất của các kết quả thuận lợi (hoặc bất lợi) cao hơn (hoặc thấp hơn) so với kinh nghiệm trong quá khứ hoặc các phân tích lý luận.

Lạc quan quá mức là một khái niệm phức tạp và khó xác định, đặc biệt trong bối cảnh quản lý Hành vi này có thể bao gồm việc can thiệp vào báo cáo thu nhập của doanh nghiệp Yếu tố lạc quan quá mức thường là động lực thúc đẩy hành vi điều chỉnh thu nhập trong quản lý.

In their 2009 work, "Behavioral Finance: Psychology, Decision-Making, and Markets," authors Lucy F Ackert and Richard Deaves explore the interplay between psychological factors and financial decision-making The book, translated by Lê Đạt Chí and colleagues in 2012, delves into how behavioral finance influences market dynamics, providing valuable insights for understanding investor behavior Published by the Ho Chi Minh City Economics Publishing House, this resource is essential for anyone interested in the psychological underpinnings of financial markets.

Nghiên cứu trước đây về hành vi lạc quan quá mức trong quản lý

Việc ước lượng Biến kế toán dồn tích có điều chỉnh giúp xác nhận hành vi điều chỉnh thu nhập trong quản lý, đặc biệt khi hiệu suất hoạt động của doanh nghiệp kém sau khi phát hành tài trợ Nghiên cứu cũng chỉ ra sự tồn tại của hành vi lạc quan quá mức thông qua việc lựa chọn chính sách tài trợ của nhà quản trị, bao gồm việc sử dụng nợ hoặc vốn cổ phần.

Nghiên cứu của Myers và Majluf (1984) chỉ ra rằng các nhà quản lý thường né tránh việc phát hành chứng khoán dưới giá trị để tài trợ cho dự án, nhằm bảo vệ giá trị cho những cổ đông hiện tại Họ nhận thấy rằng chi phí của việc huy động vốn cổ phần từ bên ngoài nhạy cảm hơn với nhận thức của thị trường về giá trị doanh nghiệp so với chi phí vay nợ Do đó, khi các nhà quản lý cảm thấy rằng thị trường đang định giá thấp doanh nghiệp của họ, họ có xu hướng chọn tài trợ bằng nợ thay vì huy động vốn cổ phần.

Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra rằng hiệu suất hoạt động của doanh nghiệp thường giảm sau khi phát hành cổ phần, nhưng bên cạnh đó, một số nghiên cứu cũng đề cập đến các khái niệm như hành vi lạc quan quá mức và tự tin quá mức Những hành vi này không chỉ đơn thuần là việc điều chỉnh thu nhập trong quản lý, mà còn phản ánh những yếu tố tâm lý có thể ảnh hưởng đến quyết định kinh doanh và kết quả hoạt động của doanh nghiệp.

Teoh và cộng sự (1998a) đã chỉ ra rằng khả năng biến kế toán dồn tích có điều chỉnh cao liên quan đến phát hành cổ phần có thể bị ảnh hưởng bởi hành vi lạc quan quá mức trong quản lý.

Loughran và Ritter (1995) chỉ ra rằng hiệu suất hoạt động của doanh nghiệp thường đạt đỉnh tại thời điểm phát hành cổ phần Họ lập luận rằng các nhà đầu tư thường không chính xác và trả giá quá cao cho cổ phần mới phát hành, do kỳ vọng rằng hiệu suất sẽ tiếp tục tốt trong tương lai Tuy nhiên, sự lạc quan quá mức từ các nhà quản trị có thể dẫn đến việc mở rộng tín dụng không hợp lý và không kiểm soát các khoản nợ xấu, vì họ đánh giá quá cao khả năng thành công của chiến lược kinh doanh Nếu nhà đầu tư bị ảnh hưởng bởi các báo cáo thu nhập lạc quan tại thời điểm phát hành, giá trị chứng khoán sẽ bị định giá quá cao, dẫn đến hiệu suất kém sau khi phát hành.

Nghiên cứu của Russo và Schoemaker (1992) cho thấy hơn 99% nhà quản lý từ các ngành công nghiệp khác nhau thể hiện hành vi tự tin quá mức Kết quả này được củng cố bởi nghiên cứu của Klaczynski và Fauth, nhấn mạnh sự phổ biến của hiện tượng tự tin quá mức trong giới quản lý.

Năm 1996, nghiên cứu cho thấy rằng khi nhà quản trị trở nên thông minh hơn, họ có xu hướng lạc quan quá mức Mối quan hệ giữa khả năng trí tuệ và hành vi lạc quan này là tương quan thuận chiều.

 Những nghiên cứu gần đây củng cố cho giả thuyết một số quyết định quản lý bị ảnh hưởng bởi người quản trị lạc quan quá mức:

Nghiên cứu của Heaton (2002) và các nghiên cứu thực nghiệm của Malmendier, Tate và Yan (2005) được Gombola và Marciukaityte (2007) củng cố cho thấy rằng các nhà quản lý sử dụng tài trợ bằng vốn cổ phần bên ngoài thường ít lạc quan quá mức so với những người dựa vào vốn vay Điều này xảy ra vì các nhà quản lý lạc quan quá mức có xu hướng tin rằng thị trường sẽ đánh giá thấp giá trị doanh nghiệp của họ khi thực hiện tài trợ bằng vốn cổ phần.

Thông qua nghiên cứu của Malmendier và Tate (2005); Boyer, Ciccone và Zhang

Nghiên cứu của 2006 cho thấy rằng các nhà quản lý lạc quan có xu hướng giữ lại cổ phần doanh nghiệp nhiều hơn và ít có khả năng bán chúng so với những nhà quản lý ít lạc quan Hơn nữa, Marciukaityte và Szewczyk (2011) đã phân tích chỉ số giao dịch mua và bán nội bộ của các nhà quản lý và giám đốc liên quan đến các sự kiện tài chính của doanh nghiệp.

Nghiên cứu chỉ ra rằng, chỉ số mua và bán nội bộ đạt đỉnh cao nhất khi doanh nghiệp nhận tài trợ nợ, trong khi đó lại thấp nhất khi doanh nghiệp nhận tài trợ vốn cổ phần Điều này cho thấy các nhà quản lý doanh nghiệp tài trợ nợ thường có cái nhìn lạc quan hơn về tình hình của công ty so với các nhà quản lý doanh nghiệp tài trợ vốn cổ phần.

Nghiên cứu của Goel và Thakor (2008) chỉ ra rằng các doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng cao thường được điều hành bởi những nhà quản trị có xu hướng lạc quan quá mức so với các doanh nghiệp tăng trưởng thấp.

Biến đại diện giao dịch nội bộ và các thông cáo báo chí

Nghiên cứu cho thấy rằng các nhà quản trị doanh nghiệp sử dụng nợ để tài trợ có xu hướng lạc quan hơn so với các nhà quản lý doanh nghiệp tài trợ bằng vốn cổ phần.

 Biến đại diện giao dịch nội bộ (insider trading)

Nghiên cứu của Malmendier và Tate (2005, 2008), Boyer và cộng sự (2006), cùng Marciukaityte và Szewczyk (2011) chỉ ra rằng hành vi lạc quan quá mức trong quản lý không thể đo lường trực tiếp Do đó, các tác giả đã dựa vào các quyết định quản lý có thể quan sát được để đánh giá mức độ lạc quan của nhà quản trị doanh nghiệp Họ đã xác nhận giả thuyết này bằng cách phân tích số liệu giao dịch nội bộ của doanh nghiệp liên quan đến các thành viên trong ban quản trị, ban điều hành và những người có ảnh hưởng trực tiếp đến quyết định tài chính và kinh doanh của công ty.

Chỉ số giao dịch mua bán nội bộ, được ước lượng theo phương pháp của John và Lang (1991), được tính bằng công thức: Chỉ số mua và bán nội bộ = (Số lượng CP mua – bán)/(Số lượng CP mua + bán) Giá trị của chỉ số này dao động từ -1 (không mua) đến 1 (không bán) Khi giá trị chỉ số cao hơn, điều này cho thấy mối quan hệ mua nhiều hơn bán, đồng thời phản ánh khả năng lạc quan quá mức trong thị trường.

Các nghiên cứu cho thấy hiệu suất của chứng khoán thường thấp sau khi có tài trợ nợ, điều này hỗ trợ giả thuyết rằng việc chọn tài trợ bằng vốn vay có thể phản ánh hành vi lạc quan quá mức của các nhà quản lý.

 Thông cáo báo chí: (press releases)

Nghiên cứu của Marciukaityte và Szewczyk (2011) áp dụng phương pháp mới do Malmendier và Tate (2005, 2008) phát triển để đánh giá hành vi lạc quan quá mức của các CEO Bằng cách phân tích thông cáo báo chí, nhóm tác giả xác định những CEO được báo chí “cảm nhận” là lạc quan hơn là thận trọng Họ đã thu thập danh sách các CEO từ cơ sở dữ liệu ExecuComp cho năm -1, tức là vào đầu mỗi năm.

At the beginning of each year, 200 companies with the largest market capitalizations are analyzed Researchers gather information from reputable sources such as Business Week, The Economist, Financial Times, The New York Times, and The Wall Street Journal via Factiva.com They select articles that mention the companies, the last names of the CEOs, and keywords that indicate either optimism or caution Optimistic terms identified include "confidence," "confident," "optimism," "optimistic," and "overconfidence."

Các từ như “overconfident,” “overoptimism,” và “overoptimistic” mô tả sự lạc quan thái quá, trong khi những từ như “cautious,” “conservative,” “frugal,” “practical,” “reliable,” và “steady” thể hiện sự cẩn thận Nhóm tác giả đã phân tích các bài viết trong ba năm trước khi nhận tài trợ và xác định những bài viết liên quan đến sự lạc quan hoặc thận trọng của các CEO Biến đại diện cho hành vi lạc quan được tính bằng chênh lệch giữa số lượng bài viết lạc quan và bi quan, chuẩn hóa theo tổng số bài viết Kết quả cho thấy các CEO sử dụng nguồn tài trợ nợ thường thể hiện sự lạc quan cao hơn.

Nghiên cứu của Marciukaityte và Szewczyk (2011)

Nhóm tác giả Marciukaityte và Szewczyk đã nghiên cứu khả năng điều chỉnh thu nhập trong quản lý và nhận diện hành vi lạc quan quá mức của nhà quản trị thông qua dữ liệu bảng từ các doanh nghiệp Mỹ, đặc biệt là những doanh nghiệp có chính sách sử dụng nguồn tài trợ bên ngoài đáng kể như tài trợ nợ và tài trợ vốn cổ phần Nghiên cứu được thực hiện dựa trên dữ liệu từ cơ sở dữ liệu Compustat và bộ dữ liệu chứng khoán từ CRSP trong giai đoạn 1988 đến 2001.

Sau khi xác định các mẫu tài trợ đáng kể, nhóm tác giả phân tích các doanh nghiệp tài trợ bằng vốn cổ phần, trong đó vốn cổ phần vượt trội ít nhất hai lần so với vốn vay, và các doanh nghiệp tài trợ bằng nợ, với nợ vượt trội ít nhất hai lần so với vốn cổ phần.

 Kiểm tra giả thuyết cho rằng sự lựa chọn giữa nợ và vốn cổ phần bị ảnh hưởng bởi hành vi lạc quan quá mức

Nhóm tác giả đã tiến hành kiểm tra hai đại diện chính là giao dịch nội bộ theo phương pháp của John và Lang (1991) và các thông cáo báo chí theo phương pháp của Malmendier và Tate (2005, 2008) Sau đó, họ so sánh hai hình thức này trong bối cảnh các doanh nghiệp tài trợ nợ và tài trợ vốn cổ phần, từ đó rút ra những nhận định quan trọng về sự khác biệt giữa hai phương thức tài trợ này.

› Các nhà quản lý dựa vào vốn vay thì lạc quan hơn các nhà quản lý dựa vào vốn cổ phần

Kiểm tra giả thuyết hành vi lạc quan quá mức giúp giải thích tốt hơn về hành vi điều chỉnh thu nhập trong quản lý các doanh nghiệp có nguồn tài trợ bên ngoài đáng kể, đặc biệt là đối với những doanh nghiệp có biến kế toán dồn tích cao.

Bước 1: Ước lượng biến kế toán dồn tích có điều chỉnh bằng mô hình Jone điều chỉnh (1991), thông qua 03 cách đo lường biến tổng kế toán dồn tích:

Nhóm tác giả nhận thấy rằng cả ba phương pháp đo lường biến kế toán dồn tích có điều chỉnh đều đạt hiệu quả cao nhất khi áp dụng cho các doanh nghiệp có mức tài trợ nợ đáng kể Hơn nữa, cả ba phương pháp này đều cho kết quả có ý nghĩa thống kê cao hơn đối với các doanh nghiệp sử dụng tài trợ nợ.

Bước 2: Kiểm soát kết quả nghiên cứu với đặc tính doanh nghiệp:

Các doanh nghiệp có tỷ lệ tài trợ vốn cổ phần cao hơn trong tổng nguồn tài trợ bên ngoài thường có xu hướng biến kế toán dồn tích điều chỉnh thấp hơn.

Bước 3: Phân chia thời kỳ mẫu thành 02 giai đoạn (1988–1994, 2005–2001):

Nghiên cứu đã chỉ ra rằng có mối quan hệ nghịch đảo giữa biến kế toán dồn tích điều chỉnh và tỷ lệ tài trợ vốn cổ phần so với tổng tài trợ bên ngoài.

Bước 4: Kiểm tra mức độ tác động của các doanh nghiệp nhỏ hoặc các doanh nghiệp có khả năng kiệt quệ:

Sử dụng mẫu tài trợ bên ngoài với 75% doanh nghiệp có giá trị vốn hóa thị trường lớn vào đầu mỗi năm, nhằm kiểm tra tác động của các doanh nghiệp nhỏ.

Sử dụng mẫu tài trợ bên ngoài gồm các doanh nghiệp có chỉ số nguy cơ phá sản của Altman (Z – scores) > 3

› Kết quả ước lượng trên mẫu bị hạn chế tương tự với kết quả ban đầu

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Chỉ số đo lường giao dịch nội bộ: (Insider trading)

Nghiên cứu của Marciukaityte và Szewczyk (2011) nhằm kiểm tra giả thuyết sự lựa chọn giữa nợ và vốn cổ phần bị ảnh hưởng bởi hành vi lạc quan quá mức, đã tiến hành phân tích chỉ số giao dịch nội bộ theo phương pháp của John và Lang (1991) cùng với chỉ số thông cáo báo chí.

Thông tin báo chí tại Việt Nam thường không rõ ràng và đáng tin cậy về các hành vi lạc quan quá mức và điều chỉnh thu nhập, điều này đòi hỏi cần có nghiên cứu sâu hơn Do đó, tác giả chưa thể áp dụng phương pháp đo lường chỉ số thông cáo báo chí theo nghiên cứu của Marciukaityte và Szewczyk (2011) cho thị trường Việt Nam.

Nam Do đó, tác giả chỉ sử dụng chỉ số giao dịch nội bộ để phân tích trong luận văn này

Tác giả phân tích số liệu giao dịch mua và bán nội bộ của các cá nhân trong ban quản trị, ban điều hành và ban giám đốc, những người có ảnh hưởng trực tiếp đến tình hình kinh doanh và tài chính của doanh nghiệp.

Chỉ số giao dịch mua bán nội bộ được ước lượng theo phương pháp của John và Lang (1991):

Chỉ số mua và bán nội bộ = (Số lượng CP mua – bán)/(Số lượng CP mua + bán)

Chỉ số dao động có giá trị từ -1 (không mua) đến 1 (không bán), với giá trị cao hơn cho thấy mối quan hệ mua nhiều hơn bán, đồng thời phản ánh khả năng lạc quan quá mức trong thị trường.

Mô hình uớc lượng biến kế toán dồn tích có điều chỉnh

Tác giả ước lượng biến kế toán dồn tích có điều chỉnh dựa trên mô hình nghiên cứu của Marciukaityte và Szewczyk (2011):

Theo Hribar và Collins (2002), việc ước lượng các biến kế toán dồn tích từ bảng Cân đối kế toán có thể bị chệch đối với doanh nghiệp tham gia mua bán - sáp nhập hoặc có hoạt động kinh doanh không liên tục Vì vậy, tác giả khuyến nghị sử dụng dữ liệu từ báo cáo Lưu chuyển tiền tệ để thực hiện ước lượng chính xác hơn cho các biến kế toán dồn tích.

Biến phụ thuộc được đo lường theo 03 phương pháp:

 Biến tổng kế toán dồn tích (Total accruals - TACCj,t ):

EXBIj,t (Lợi nhuận trước các khoản bất thường và hoạt động ngừng) là thu nhập sau thuế, không bao gồm các khoản bất thường và các hoạt động không liên tục như lãi/lỗ chênh lệch tỷ giá, lãi/lỗ thanh lý tài sản cố định, và các khoản hoàn dự phòng Các số liệu này có thể được tính toán từ Báo cáo lưu chuyển tiền tệ.

› CFO j,t : là chỉ tiêu Lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động kinh doanh

 Biến tổng kế toán dồn tích hiện hành bao gồm chi phí khấu hao (Current accruals - ACCdj,t) được đo lường theo phương pháp của Hribar và Collins (2002):

ACCd j,t = – (CHGAR j,t + CHGINV j,t + CHGAP j,t + CHGTAX j,t + CHGOTH j,t

› CHGAR j,t : là chỉ tiêu (Tăng)/giảm các khoản phải thu;

› CHGINV j,t : là chỉ tiêu (Tăng)/giảm hàng tồn kho;

› CHGAP j,t : là chỉ tiêu Tăng/(giảm) các khoản phải trả;

› CHGTAX j,t : là chỉ tiêu Tăng/(giảm) khoản thuế phải trả;

› CHGOTH j,t : là thay đổi trong chỉ tiêu Tài sản ngắn hạn khác;

› DEP j,t : là Chi phí khấu hao

Biến tổng kế toán dồn tích hiện hành không bao gồm chi phí khấu hao (ACCj,t) được đo lường theo phương pháp của Teoh và cộng sự (1998b).

ACC j,t = – (CHGAR j,t + CHGINV j,t + CHGAP j,t + CHGTAX j,t + CHGOTH j,t )

Theo Kothari và cộng sự (2005), tác giả đã loại bỏ những quan sát có giá trị tuyệt đối của biến tổng kế toán dồn tích vượt quá tổng tài sản vào đầu mỗi năm, coi đây là các giá trị có khả năng ghi nhận sai.

 Mô hình nghiên cứu và các biến độc lập:

Tác giả áp dụng mô hình Jones điều chỉnh (1991) tương tự như Marciukaityte và Szewczyk (2011) Theo Teoh et al (1998b), các biến trong mô hình được chuẩn hóa "normalized" bằng cách sử dụng tổng tài sản tại thời điểm đầu mỗi năm.

Mô hình sẽ được ước lượng bằng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất (OLS), trong đó mỗi biến phụ thuộc sẽ tương ứng với một phương trình hồi quy riêng biệt.

› TA j,t-1 : là Tổng tài sản tại thời điểm đầu năm t;

› ∆𝑅𝐸𝑉 𝑗,𝑡 : là thay đổi trong chỉ tiêu Doanh thu thuần;

› PPE j,t : là chỉ tiêu Tài sản cố định ròng;

Sử dụng các hệ số hồi quy ∝̂ 0, ∝̂ 1, ∝̂ 2 từ các phương trình (1), (2), (3) để đo lường biến kế toán dồn tích không điều chỉnh của các phương trình (4), (5), (6) Tiếp theo, thực hiện việc đo lường biến kế toán dồn tích có điều chỉnh theo các phương trình (4’), (5’), (6’).

 Biến tổng kế toán dồn tích không điều chỉnh (nondiscretionary total accruals - NDTA j,t ) và Biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh (discretionary total accruals - DTA j,t ):

𝑇𝐴 𝑗,𝑡−1 ) − 𝑁𝐷𝑇𝐴 𝑗,𝑡 (4′) Trong đó, TR j,t là khoản phải thu thương mại trong năm t;

Biến tổng kế toán dồn tích hiện hành không điều chỉnh bao gồm chi phí khấu hao (NDCAd j,t) và biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh (DCAd j,t).

Nondiscretionary current accruals, excluding depreciation (NDCA j,t), and discretionary current accruals (DCA j,t) are essential components in accounting that highlight the differences in current accruals NDCA focuses on mandatory expenses, while DCA reflects managerial decisions and adjustments in financial reporting Understanding these distinctions is crucial for accurate financial analysis and compliance with accounting standards.

Mô hình hồi quy các biến kiểm soát

Để kiểm soát đặc điểm doanh nghiệp và ưu tiên tài trợ vốn cổ phần bên ngoài thay vì tài trợ nợ, các tác giả đã thực hiện hồi quy các biến kế toán dồn tích có điều chỉnh Nghiên cứu của Marciukaityte và Szewczyk (2011) cũng nhấn mạnh tầm quan trọng của việc này trong việc phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến tình hình tài chính của doanh nghiệp.

The article discusses key variables representing business characteristics, including the logarithm of the ratio of external financing to total assets, the logarithm of market value of equity, the debt-to-asset ratio, and the ratio of market value to book value.

Biến đại diện cho việc ưu tiên trong tài trợ vốn cổ phần được xác định bằng tỷ lệ giữa tài trợ vốn cổ phần bên ngoài và tổng tài trợ bên ngoài.

Mô hình hồi quy các biến kiểm soát theo dạng bảng (panel data) như sau:

Trong đó, 𝐷𝐴 𝑗,𝑡 là biến kế toán dồn tích có điều chỉnh, được ước lượng theo 03 cách:

› 𝐸𝐹𝑡𝑜𝑇𝐹 𝑗,𝑡 : tỷ lệ tài trợ vốn cổ phần bên ngoài trên tổng tài trợ bên ngoài (gồm tài trợ vốn cổ phần và tài trợ nợ bên ngoài);

› 𝑇𝐹𝑡𝑜𝑇𝐴 𝑗,𝑡 : tỷ lệ tổng tài trợ bên ngoài trên tổng tài sản;

› 𝑀𝐸 𝑗,𝑡 : giá trị thị trường vốn cổ phần;

› 𝐷𝑡𝑜𝑇𝐴 𝑗,𝑡 : tỷ lệ nợ trên tài sản;

› 𝑀𝑡𝑜𝐵𝐸 𝑗,𝑡 : tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách;

 Giai đoạn 1: Đo lường chỉ số giao dịch nội bộ trung bình cho 3 năm trước và 5 năm sau năm diễn ra sự kiện tài trợ

Kiểm định phân tích phương sai Anova-test đối với khác biệt giá trị trung bình giữa

Trong nghiên cứu này, chúng tôi phân tích hai mẫu tài trợ nợ và tài trợ vốn cổ phần với giả thuyết H0: mean1 = mean2, tức là không có sự khác biệt về giá trị trung bình giữa hai loại tài trợ này Nếu giá trị p-value nhỏ hơn 0.1, chúng tôi sẽ bác bỏ giả thuyết H0, cho thấy có sự khác biệt đáng kể về giá trị trung bình giữa hai mẫu tài trợ nợ và tài trợ vốn cổ phần.

Các mô hình nghiên cứu tiếp theo sẽ áp dụng cho dữ liệu bảng (panel data), với mỗi phép hồi quy được ước lượng bằng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất (OLS).

Tác giả tiến hành ước lượng OLS theo ba phương pháp: Pooled OLS, Random effect và Fixed effect Để xác định phương pháp hồi quy nào là phù hợp nhất trong ba cách này, tác giả áp dụng hai kiểm định: kiểm định Likelihood Ratio (LR test) và kiểm định Hausman.

Kiểm định Likelihood Ratio (LR test) là phương pháp để so sánh độ phù hợp giữa hai mô hình Pooled và Fixed effect Kiểm định này nhằm kiểm tra giả thuyết H0: Mô hình hồi quy với hiệu ứng cố định là không cần thiết Nếu giá trị LR lớn hơn giá trị Chi 2 critical, chúng ta sẽ bác bỏ giả thuyết H0, cho thấy rằng mô hình hồi quy với hiệu ứng cố định mang lại hiệu quả tốt hơn.

Kiểm định Hausman là một phương pháp quan trọng để so sánh độ phù hợp giữa mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên và hiệu ứng cố định trong phân tích hồi quy Kiểm định này nhằm kiểm tra giả thuyết H0 rằng mô hình hồi quy với hiệu ứng ngẫu nhiên là hiệu quả hơn Nếu giá trị của Hausman lớn hơn giá trị Chi 2 critical, chúng ta bác bỏ H0, điều này cho thấy mô hình hồi quy với hiệu ứng cố định mang lại hiệu quả cao hơn.

Tác giả phân tích mối tương quan giữa các biến để đánh giá khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, hiện tượng này có thể dẫn đến mô hình có giá trị R² cao nhưng mức ý nghĩa t lại thấp Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, tác giả sử dụng chỉ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF).

Sử dụng các hệ số hồi quy đã ước lượng để đo lường các biến kế toán dồn tích, có điều chỉnh cho 3 năm trước và 5 năm sau năm sự kiện (năm 0) Phương pháp này tương tự như nghiên cứu của Marciukaityte và Szewczyk (2011), Teob và cộng sự (1998b), cũng như Kothari và cộng sự.

(2005), tác giả tiến hành ước lượng và kiểm định các giá trị trung bình, trung vị như sau:

Phương pháp lược giá trị "winsorized" 4 tại mức 1% được áp dụng để loại bỏ ảnh hưởng của các giá trị ngoại lai, cụ thể là 1% giá trị cận trên và 1% cận dưới trong các biến kế toán dồn tích Việc này diễn ra trước khi tiến hành tính toán giá trị trung bình và trung vị, nhằm đảm bảo tính chính xác và độ tin cậy của các kết quả thống kê.

Để ước lượng giá trị trung bình và trung vị của biến kế toán dồn tích cho năm 0 cùng với các giai đoạn 3 năm trước và 5 năm sau, tác giả kỳ vọng rằng các giá trị ước lượng tại năm 0 sẽ cao đáng kể so với các năm lân cận Điều này nhằm chứng minh sự tồn tại của giả thuyết hành vi quản lý thu nhập trong năm tài trợ, phản ánh việc điều chỉnh thu nhập của nhà quản trị.

Kiểm tra ý nghĩa thống kê của giá trị trung bình và trung vị trong biến kế toán dồn tích là cần thiết để hiểu rõ hơn về các số liệu tài chính qua các năm Những giá trị này được báo cáo trong mẫu tài trợ nợ và tài trợ vốn cổ phần, giúp đánh giá hiệu quả tài chính và khả năng sinh lời của doanh nghiệp Việc phân tích các chỉ số này không chỉ cung cấp cái nhìn sâu sắc về tình hình tài chính mà còn hỗ trợ trong việc ra quyết định đầu tư và quản lý rủi ro.

Tác giả áp dụng kiểm định t-test để phân tích giá trị trung bình với giả thuyết H0: mean = 0, tức là giá trị trung bình của biến kế toán dồn tích đã điều chỉnh tương đương 0 Kết quả kiểm định được báo cáo qua t-statistic; nếu t-statistic lớn hơn t-critical, giả thuyết H0 sẽ bị bác bỏ, cho thấy giá trị trung bình của biến kế toán dồn tích có điều chỉnh khác biệt với 0.

Kiểm định dấu và hạng Wilcoxon (signed-rank test) được sử dụng để phân tích giá trị trung vị của biến kế toán dồn tích qua các năm, nhằm kiểm tra giả thuyết liên quan.

H0: median = 0 Nếu p-value < 0.1 thì bác bỏ giả thuyết H0

Thu thập dữ liệu

Giai đoạn nghiên cứu mà tác giả lựa chọn là giai đoạn 8 năm, kể từ năm 2006 đến

Thị trường chứng khoán Việt Nam đã hình thành và hoạt động từ tháng 07/2000, với hơn 14 năm phát triển Số lượng doanh nghiệp niêm yết trên hai sàn HOSE và HNX đã tăng mạnh sau năm 2016, từ 183 doanh nghiệp lên khoảng 716 doanh nghiệp vào năm 2013 Đến cuối năm 2013, có khoảng 45 doanh nghiệp đã hủy niêm yết, khiến tổng số doanh nghiệp niêm yết còn lại là 671.

Tác giả thu thập dữ liệu gồm 268 doanh nghiệp Việt Nam cho mẫu nghiên cứu thông qua các bước sau:

Trong tổng số 716 doanh nghiệp niêm yết trên hai sàn HOSE và HNX, tác giả đã quyết định không lựa chọn các doanh nghiệp tài chính do tính đặc thù và sự khác biệt trong cấu trúc vốn cũng như cơ chế quản lý so với các doanh nghiệp phi tài chính Điều này dẫn đến việc chính sách và cấu trúc tài trợ của các doanh nghiệp tài chính cũng khác biệt Tác giả áp dụng tiêu chuẩn phân ngành 4 cấp ICB (Industry Classification Benchmark) và đã loại trừ các doanh nghiệp thuộc mã 8000 - nhóm ngành Tài chính khỏi mẫu nghiên cứu.

Giai đoạn nghiên cứu từ năm 2006 đến 2013 được thực hiện với tiêu chí loại trừ các doanh nghiệp mới niêm yết từ năm 2010 trở đi và các doanh nghiệp hủy niêm yết trước năm 2013 Mục đích là để đảm bảo cơ sở dữ liệu có thể thu thập đầy đủ, mẫu nghiên cứu đủ lớn và thời gian nghiên cứu kéo dài hợp lý.

Bài viết này trình bày các báo cáo tài chính quan trọng bao gồm Bảng Cân đối kế toán, Kết quả hoạt động kinh doanh và Lưu chuyển tiền tệ, được tác giả thu thập từ cơ sở dữ liệu StoxPro.

(Doanh nghiệp StoxPlus – cung cấp giải pháp thông tin và dữ liệu thị trường) Loại trừ khỏi mẫu những doanh nghiệp có dữ liệu BCTC là không đầy đủ

Tác giả đã tiến hành đối chiếu và điều chỉnh dữ liệu từ hai nguồn: báo cáo tài chính (BCTC) công bố của doanh nghiệp và cơ sở dữ liệu BCTC từ CafeF Kết quả cho thấy có rất ít sai lệch trong số liệu, điều này không ảnh hưởng đến các chỉ tiêu tài chính cần thiết cho nghiên cứu.

Hình 3.1: Số lượng doanh nghiệp trên HOSE và HNX (2000 - 2013)

(Nguồn tác giả tổng hợp từ: http://s.cafef.vn/du-lieu-doanh-nghiep.chn#data)

Dữ liệu giao dịch nội bộ và giá cổ phiếu được thu thập từ cơ sở dữ liệu của Stockbiz, một doanh nghiệp chuyên cung cấp giải pháp thông tin và dữ liệu tài chính.

Dữ liệu giao dịch nội bộ được thu thập từ các cá nhân trong ban quản trị, ban điều hành hoặc ban giám đốc, những người có ảnh hưởng trực tiếp đến tình hình kinh doanh và tài chính của doanh nghiệp.

Giá cổ phiếu của từng doanh nghiệp niêm yết đã được điều chỉnh để phản ánh các khoản chi cổ tức và thưởng bằng cổ phiếu hoặc tiền mặt Thông tin này được xác thực từ các nguồn dữ liệu đáng tin cậy như CafeF và Cophieu68, cho thấy tính chính xác và không có sự sai lệch trong giá trị.

Xử lý dữ liệu

Theo Marciukaityte và Szewczyk (2011), các doanh nghiệp được phân loại dựa trên chính sách tài trợ là nợ hoặc vốn cổ phần thông qua các chỉ tiêu tính toán từ báo cáo tài chính.

 Xác định nguồn tài trợ:

Tài trợ vốn cổ phần hàng năm của doanh nghiệp được xác định bằng sự chênh lệch giữa thay đổi trong Vốn cổ phần thường và thay đổi trong Lợi nhuận giữ lại Cụ thể, khoản thay đổi này được tính bằng giá trị của năm hiện tại trừ đi giá trị của năm trước.

- Tài trợ nợ hàng năm của doanh nghiệp là khoản thay đổi trong tổng Nợ phải trả (gồm Nợ dài hạn và Nợ ngắn hạn);

- Tài trợ bên ngoài của doanh nghiệp bằng tổng của tài trợ vốn cổ phần và tài trợ nợ

 Phân loại các mẫu tài trợ:

Tác giả đã chuẩn hóa nguồn tài trợ bên ngoài bằng tổng tài sản vào đầu mỗi năm để giảm thiểu ảnh hưởng của quy mô doanh nghiệp Việc chuẩn hóa này giúp đảm bảo tính chính xác trong việc phân tích và so sánh nguồn tài trợ mà không bị ảnh hưởng bởi kích thước của doanh nghiệp.

5 Theo cơ sở dữ liệu Compustat:

Common Equity = Common Stock + Capital Surplus + (–Treasury Stock ) + Retained Earnings

Equity financing = change in (Common Equity - Retained Earnings) Equity financing = change in (Common Stock + Capital Surplus – Treasury Stock)

Tương ứng với dữ liệu BCTC Việt Nam là:

Tài trợ vốn cổ phần được xác định bằng cách tính toán sự thay đổi trong tổng số cổ phần thường, thặng dư vốn cổ phần và cổ phiếu quỹ Các quan sát (firm – year) có độ dài năm tài chính dưới 12 tháng sẽ không được tính toán và sẽ bị loại trừ khỏi nghiên cứu.

Để xác định các doanh nghiệp nhận tài trợ đáng kể từ bên ngoài, tác giả đã chọn những quan sát có tỷ lệ tài trợ bên ngoài trên tổng tài sản vượt quá 25% Năm tài chính có giá trị tài trợ bên ngoài ước lượng trong mẫu được gọi là năm sự kiện, hay năm 0.

Tác giả đã giới hạn các quan sát trong mẫu để ước lượng biến kế toán dồn tích có điều chỉnh tại năm 0 Để đảm bảo tính chính xác, tác giả kiểm tra các giai đoạn tài trợ kéo dài 3 năm và chỉ chọn sự kiện sớm nhất nếu các sự kiện xảy ra liên tiếp trong cùng một doanh nghiệp Kết quả cuối cùng chỉ còn 561 sự kiện được đưa vào phân tích.

Doanh nghiệp có thể áp dụng cả hai chính sách tài trợ, bao gồm vốn cổ phần và nợ Để phản ánh chính sách tài trợ chính trong năm tài chính, tác giả đã lựa chọn mẫu tài trợ vốn cổ phần với 128 sự kiện, trong đó khoản tài trợ bên ngoài bằng vốn cổ phần vượt trội gấp đôi so với khoản tài trợ nợ Ngược lại, mẫu tài trợ nợ bên ngoài bao gồm 311 sự kiện, trong đó khoản tài trợ bằng nợ vượt trội gấp đôi so với khoản tài trợ vốn cổ phần.

 Chỉ tiêu báo cáo tài chính:

Các chỉ tiêu báo cáo tài chính được sử dụng trong mô hình ước lượng biến kế toán dồn tích có điều chỉnh được tính toán như sau:

EXBI j,t – Thu nhập trước các khoản bất thường và các khoản từ hoạt động không liên tục

CFO j,t – Lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động kinh doanh

Lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động kinh doanh

(Tăng)/giảm các khoản phải thu

(Tăng)/giảm các khoản phải thu

(Tiền thu từ bán hàng, Cung cấp dịch vụ và DT khác –

(Tăng)/giảm hàng tồn kho

(Tăng)/giảm hàng tồn kho

-(Hàng tồn kho ròng năm t – Hàng tồn kho rong năm t-1)

CHGAP j,t – Tăng/(giảm) các khoản phải trả

Tăng/(giảm) các khoản phải trả

Tiền chi trả cho người cung cấp HH và dịch vụ - [Doanh số thuần + (Tăng)/giảm hàng tồn kho)

Tăng/(giảm) khoản thuế phải trả

Thuế thu nhập doanh nghiệp đã trả - Chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp

Tiền chi nộp thuế thu nhập doanh nghiệp - Chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp

CHGOTH j,t – khoản thay đổi Tài sản ngắn hạn khác

(Tài sản ngắn hạn năm t – Tài sản ngắn hạn năm t-1)

(Khấu hao tài sản cố định năm t – Khấu hao tài sản cố định t-1)

Doanh thu thuần (Doanh thu thuần năm t – Doanh thu thuần năm t-1)

PPE j,t – Tài sản cố định ròng

(Nguyên giá tài sản cố định năm t – Nguyên giá tài sản cố định t-1)

TR j,t – khoản phải thu thương mại năm t Khoản phải thu khách hàng năm t

Thống kê mô tả

Bảng 3.1 cho thấy sự phân phối sự kiện của các mẫu tài trợ bên ngoài, tài trợ vốn cổ phần và tài trợ nợ theo từng năm tài chính Sự kiện tập trung chủ yếu trong giai đoạn 2006-2010, phản ánh sự phát triển mạnh mẽ của thị trường chứng khoán Việt Nam Đặc biệt, mẫu tài trợ vốn cổ phần ghi nhận số sự kiện cao nhất vào năm 2007, thời điểm thị trường bùng nổ Trong khi đó, mẫu tài trợ nợ có sự phân bổ đều qua các năm 2006-2010, nhưng giảm sút sau đó do các hạn chế pháp lý và chính sách cho vay của ngân hàng Tổng số sự kiện của mẫu tài trợ nợ đạt 311, gấp hơn 2 lần so với mẫu tài trợ vốn cổ phần với 128 sự kiện.

Bảng 3.1: Phân phối sự kiện của các mẫu tài trợ bên ngoài theo năm tài chính

Year No of events % No of events % No of events %

(Nguồn theo tổng hợp của tác giả)

Bảng 3.2 trình bày phân phối sự kiện tài trợ theo nhóm ngành, trong đó nhóm ngành công nghiệp và hàng tiêu dùng chiếm tỷ trọng lớn với khoảng 45% và trên 20% tương ứng Điều này cho thấy các doanh nghiệp trong hai nhóm ngành này có xu hướng sử dụng nguồn tài trợ bên ngoài nhiều hơn so với các ngành khác.

Các khác biệt này không tác động đến kết quả của tác giả trong mọi phương pháp ước lượng biến kế toán dồn tích áp dụng cho các ngành công nghiệp.

Bảng 3.2: Phân phối sự kiện của các mẫu tài trợ bên ngoài theo ngành

Chú thích: Phân loại theo tiêu chuẩn phân ngành 4 cấp ICB (Industry Classification

Benchmark) loại trừ khỏi mẫu những doanh nghiệp thuộc mã 8000 - nhóm ngành Tài chính

(Nguồn theo tổng hợp của tác giả)

Bảng 3.3 mô tả đặc trưng của các doanh nghiệp tài trợ, bao gồm tài trợ bên ngoài, tài trợ vốn cổ phần và tài trợ nợ Các chỉ tiêu trong bảng được ước lượng tại thời điểm bắt đầu mỗi năm sự kiện hoặc trong suốt năm sự kiện (năm 0) Đặc điểm của các doanh nghiệp thay đổi đáng kể giữa các mẫu tài trợ, với các doanh nghiệp sử dụng tài trợ vốn cổ phần có xu hướng lớn hơn so với doanh nghiệp tài trợ nợ Trung bình, giá trị thị trường vốn cổ phần tại thời điểm bắt đầu năm sự kiện là 875.16 tỷ (144.38 tỷ) cho các doanh nghiệp tài trợ vốn cổ phần, trong khi đối với các doanh nghiệp tài trợ nợ, con số này là 452.65 tỷ (90.78 tỷ).

Bảng 3.3: Đặc trưng của mẫu các doanh nghiệp tài trợ bên ngoài

Mean Median Mean Median Mean Median

Market value of equity (Tỷ đồng) 714.07 118.50 875.16 144.38 452.65 90.78

Market-to-book of equity 1.88 1.35 2.45 2.01 1.60 1.21

(Nguồn theo kết quả chạy chương trình Eview)

Theo nghiên cứu của Marciukaityte và Szewczyk (2011) và Loughran và Ritter’s

Năm 1997, tác giả đã ước lượng tỷ lệ giá trị thị trường so với giá trị sổ sách của vốn cổ phần (Market-to-book of equity) cho các mẫu tài trợ Theo nghiên cứu của Marciukaityte và Szewczyk (2011), tỷ lệ này đối với các mẫu tài trợ vốn cổ phần đạt 2.45, cao hơn so với mẫu tài trợ nợ chỉ có 1.60 Điều này cho thấy các doanh nghiệp sử dụng tài trợ nợ thường có đòn bẩy tài chính lớn hơn vào thời điểm bắt đầu năm sự kiện.

Tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (Debt-to-asset ratio) trung bình đạt 1.01, cao hơn đáng kể so với các doanh nghiệp tài trợ vốn cổ phần với tỷ lệ 0.54 Trong suốt năm sự kiện, tất cả các doanh nghiệp đều gia tăng nguồn tài trợ bên ngoài, trong đó nguồn tài trợ bên ngoài chuẩn hóa bằng tổng tài sản ban đầu cao hơn đối với doanh nghiệp tài trợ vốn cổ phần, với giá trị trung bình (trung vị) là 0.80 (0.49) cho doanh nghiệp tài trợ vốn cổ phần và 0.65 (0.45) cho doanh nghiệp tài trợ nợ Để khắc phục sự khác biệt giữa các đặc điểm của mẫu, tác giả đã thực hiện kiểm định có kiểm soát các đặc tính của doanh nghiệp.

Bảng 3.3 chỉ ra rằng các doanh nghiệp sử dụng mẫu tài trợ vốn cổ phần thường phụ thuộc nhiều vào nguồn tài trợ bên ngoài bằng vốn cổ phần, trong khi các doanh nghiệp theo mẫu tài trợ nợ lại chủ yếu dựa vào vốn vay Cụ thể, tỷ lệ tài trợ vốn cổ phần trung bình (trung vị) trên tổng tài trợ cho các doanh nghiệp này là 1.04 (0.97) trong năm sự kiện, trong khi tỷ lệ tài trợ nợ trung bình (trung vị) cho các doanh nghiệp tài trợ nợ là 0.94 (1.00).

NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Kết quả các hệ số hồi quy của mô hình

Dựa trên mô hình điều chỉnh của Jones (1991), tác giả thực hiện hồi quy các phương trình với ba biến phụ thuộc: tổng kế toán dồn tích (TACCj,t), tổng kế toán dồn tích hiện hành bao gồm chi phí khấu hao (ACCdj,t) và tổng kế toán dồn tích hiện hành không bao gồm chi phí khấu hao (ACCj,t) Các biến được chuẩn hóa theo tổng tài sản tại thời điểm đầu mỗi năm Tác giả áp dụng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất OLS thông qua ba cách: pooled (OLS thông thường), fixed effect (hiệu ứng cố định) và random effect (hiệu ứng ngẫu nhiên) để ước lượng các hệ số hồi quy.

Bảng 4.2: Hệ số hồi quy theo phương trình (1), (2), (3)

Pooled Fixed Effect Random Effect

Pooled Fixed Effect Random Effect

Chú thích: Xem phương trình hồi quy (1), (2), (3)

(Nguồn theo kết quả chạy chương trình Eview và tổng hợp của tác giả) – Phụ lục 3

Kết quả hồi quy trong bảng 4.2 cho thấy phương pháp OLS với hệ số Chi 2 của kiểm định LR test và kiểm định Hausman test cho thấy mô hình hồi quy theo random effect là phù hợp nhất Do đó, tác giả đã sử dụng các hệ số hồi quy theo OLS random effect để đo lường biến kế toán dồn tích không điều chỉnh và gián tiếp đo lường ba biến kế toán dồn tích có điều chỉnh.

Giá trị các biến kế toán dồn tích sẽ được điều chỉnh bằng cách áp dụng phương pháp lược giá trị "winsorized" tại mức 1%, nhằm loại bỏ ảnh hưởng của 1% giá trị cận trên và 1% giá trị cận dưới trước khi thực hiện phân tích.

Kết quả biến kế toán dồn tích có điều chỉnh

Nghiên cứu của Marciukaityte và Szewczyk (2011) đã phân tích các Biến kế toán dồn tích có điều chỉnh từ dữ liệu báo cáo lưu chuyển tiền tệ cho hai mẫu tài trợ vốn cổ phần và tài trợ nợ Kết quả cho thấy, giá trị trung bình và trung vị của Biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh “Total DA” là âm trong toàn bộ thời gian kiểm tra, chứng minh rằng không có hành vi điều chỉnh thu nhập trước và trong thời điểm tài trợ vốn cổ phần Ngược lại, Biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh “Current DA” có giá trị trung bình (trung vị) dương và đạt đỉnh vào năm 0, cho thấy rằng Biến kế toán dồn tích hiện hành có khả năng bị thao tác nhiều hơn bởi các nhà quản lý trước sự kiện tài trợ của doanh nghiệp.

Trong Panel A của Bảng 4.3a, tác giả trình bày kết quả kiểm tra Biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh và các Biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh trong 3 năm trước và 5 năm tiếp theo của năm tài trợ vốn cổ phần của các doanh nghiệp Việt Nam Khác với nghiên cứu của Marciukaityte và Szewczyk (2011), tác giả phát hiện rằng giá trị trung bình và trung vị của Biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh “Total DA” là “dương” trong toàn bộ thời kỳ kiểm tra, đạt đỉnh tại năm 0 với giá trị trung bình (trung vị) là 11.28% (13.99%) với mức ý nghĩa 1% (1%); trong năm -1, giá trị trung bình (trung vị) đạt 7.36% (7.31%) với mức ý nghĩa 1% (5%).

Phương pháp kiểm tra của Teoh et al (1998a, 1998b) đối với biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh không tính đến chi phí khấu hao Để tăng cường tính so sánh, tác giả đã ước lượng biến kế toán dồn tích này mà không bao gồm chi phí khấu hao.

Trong phần sau của panel A, nghiên cứu cho thấy giá trị trung bình (trung vị) của Biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh đạt đỉnh trong năm 0, với giá trị trung bình (trung vị) bao gồm chi khấu hao là 9.39% (12.35%) và không bao gồm chi khấu hao là 6.47% (8.01%), có mức ý nghĩa lần lượt là 1% và 5% Kết quả này cung cấp bằng chứng rõ ràng về hành vi điều chỉnh thu nhập của các nhà quản trị trước và tại thời điểm tài trợ vốn cổ phần.

Trong Panel B của Bảng 4.3b, tác giả đã phân tích kết quả kiểm tra Biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh và các Biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh trong 3 năm trước và 5 năm tiếp theo của năm tài trợ nợ tại các doanh nghiệp Việt Nam Kết quả cho thấy giá trị trung bình và trung vị của Biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh “Total DA” đạt đỉnh tại năm 0 với giá trị trung bình là 7.02% và trung vị là 9.04%, có mức ý nghĩa 1% Đối với Biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh bao gồm chi khấu hao “Current DA”, giá trị trung bình là 4.08% và trung vị là 7.79%, với mức ý nghĩa 5% và 1% Riêng Biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh không bao gồm chi khấu hao “Current DA excluding depreciation” cũng đạt đỉnh tại năm 0, với trung vị là 5.63% có mức ý nghĩa 1% Những kết quả này cung cấp bằng chứng về hành vi điều chỉnh thu nhập của các nhà quản trị trước và tại thời điểm tài trợ nợ.

Marciukaityte và Szewczyk (2011) chỉ ra rằng chênh lệch giá trị “nhỏ hơn” giữa biến tổng kế toán dồn tích điều chỉnh “âm” và các biến kế toán dồn tích hiện hành điều chỉnh “dương” phù hợp với một số nghiên cứu trước đó Cụ thể, phát hiện của Teoh và cộng sự (1998b) về biến kế toán dồn tích điều chỉnh dài hạn trong 3 năm trước và 3 năm sau sự kiện phát hành vốn cổ phần cũng hỗ trợ cho quan điểm này, bên cạnh các nghiên cứu khác như của Guenther.

Nghiên cứu năm 1994 chỉ ra rằng các biến kế toán dồn tích điều chỉnh hiện hành dễ bị thao tác hơn so với các biến dồn tích điều chỉnh dài hạn Điều này cho thấy rằng các nhà quản lý có khả năng can thiệp vào các biến kế toán dồn tích hiện hành một cách dễ dàng hơn so với các biến tổng dồn tích điều chỉnh trước khi xảy ra sự kiện doanh nghiệp.

Khác với nghiên cứu trước đó, kết quả từ panel A và panel B cho thấy giá trị của biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh ở cả hai mẫu tài trợ nợ và tài trợ vốn cổ phần đều cao hơn so với các biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh Điều này chỉ ra rằng, biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh dễ bị nhà quản lý thao tác hơn so với các biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh trước sự kiện của các doanh nghiệp tại Việt Nam.

Bảng 4.4 trình bày sự so sánh giữa giá trị trung bình và trung vị của hai mẫu tài trợ nợ và tài trợ vốn cổ phần trong năm 0 Để kiểm tra sự khác biệt này, tác giả đã áp dụng phương pháp phân tích phương sai Anova-test cho giá trị trung bình, đồng thời sử dụng kiểm định Kruskal-Wallis để đánh giá sự khác biệt trong giá trị trung vị.

Kết quả so sánh giữa ba mô hình đầu tiên trong bảng 4.4 cho thấy giá trị trung bình của biến kế toán dồn tích hiện hành, bao gồm chi khấu hao “Current DA”, cao hơn đáng kể ở mẫu tài trợ vốn cổ phần so với mẫu tài trợ nợ (đạt mức ý nghĩa 10%) Tuy nhiên, biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh “Total DA” và biến kế toán dồn tích hiện hành không bao gồm chi khấu hao “Current DA excluding depreciation” không cho thấy sự khác biệt giữa hai mẫu Đối với giá trị trung vị, tất cả các phương pháp đo lường biến kế toán dồn tích có điều chỉnh “DA” đều cho thấy mẫu tài trợ vốn cổ phần cao hơn đáng kể so với mẫu tài trợ nợ (tại mức ý nghĩa 5%) Những phát hiện này hỗ trợ giả thuyết rằng hành vi điều chỉnh thu nhập chứ không phải hành vi lạc quan quá mức trong quản lý.

Một số doanh nghiệp tài trợ nợ có khả năng sử dụng thêm tài trợ vốn cổ phần trong năm 0, trong khi một số doanh nghiệp tài trợ vốn cổ phần cũng có thể sử dụng thêm nợ vay Để kiểm tra ảnh hưởng của chính sách tài trợ hỗn hợp, tác giả đã so sánh các mẫu doanh nghiệp chỉ sử dụng tài trợ nợ và tài trợ vốn cổ phần hạn chế Kết quả so sánh cho thấy rằng việc sử dụng mẫu hạn chế không làm thay đổi kết quả, như được thể hiện trong bảng 4.4 Hơn nữa, giá trị trung bình của các biến kế toán như "Current DA và Current DA excluding depreciation" cao hơn đáng kể ở mẫu tài trợ vốn cổ phần hạn chế so với mẫu tài trợ nợ hạn chế.

Bảng 4.3a: Biến kế toán dồn tích có điều chỉnh của các doanh nghiệp tài trợ vốn cổ phần

Total DA (Biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh)

Current DA (Biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh, bao gồm chi khấu hao)

Current DA excluding depreciation (Biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh, không bao gồm chi khấu hao)

Chú thích: Bảng này báo cáo các Biến kế toán dồn tích có điều chỉnh (Descretionary accruals – DA) trước và sau năm tài trợ đáng kể (năm

0) đối với các doanh nghiệp tài trợ vốn cổ phần (panel A) Mẫu các doanh nghiệp tài trợ vốn cổ phần bao gồm những doanh nghiệp có khoản tài trợ vốn cổ phần vượt trội hơn 2 lần so với khoản tài trợ nợ Các khoản kế toán dồn tích có điều chỉnh được chuẩn hóa bằng tổng tài sản tại thời điểm đầu mỗi năm và lược giá trị “winsorized” tại mức 1% Báo cáo t-statistic (kiểm định t-test) đối với các giá trị trung bình và p-value (kiểm định dấu và hạng Wilcoxon signed-rank test) đối với các giá trị trung vị.

(Nguồn theo kết quả chạy chương trình Eview và tổng hợp của tác giả) – Phụ lục 4

Bảng 4.3b: Biến kế toán dồn tích có điều chỉnh của các doanh nghiệp tài trợ nợ

Total DA (Biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh)

Current DA (Biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh, bao gồm chi khấu hao)

Current DA excluding depreciation (Biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh, không bao gồm chi khấu hao)

Chú thích: Bảng này báo cáo các Biến kế toán dồn tích có điều chỉnh (Descretionary accruals – DA) trước và sau năm tài trợ đáng kể (năm

0) đối với các doanh nghiệp tài trợ nợ (panel B) Mẫu các doanh nghiệp tài trợ nợ bao gồm những doanh nghiệp có khoản tài nợ vượt trội hơn 2 lần so với khoản tài trợ vốn cổ phần Các khoản kế toán dồn tích có điều chỉnh được chuẩn hóa bằng tổng tài sản tại thời điểm đầu mỗi năm và lược giá trị “winsorized” tại mức 1% Báo cáo kiểm định t-test (t-statistic) đối với các giá trị trung bình và kiểm định dấu và hạng Wilcoxon signed-rank test (p-value) đối với các giá trị trung vị.

(Nguồn theo kết quả chạy chương trình Eview và tổng hợp của tác giả) – Phụ lục 5

Bảng 4.4: So sánh biến kế toán dồn tích có điều chỉnh trong năm 0

Loại trừ những doanh nghiệp sử dụng cả hai chính sách tài trợ nợ và vốn cổ phần

Bảng so sánh các biến kế toán dồn tích có điều chỉnh (Descretionary accruals – DA) được chia thành hai phần: phần đầu tiên trình bày dữ liệu cho toàn bộ mẫu trong năm 0, trong khi phần sau chỉ tập trung vào mẫu hạn chế của các doanh nghiệp áp dụng chính sách hỗn hợp Tác giả đã thực hiện kiểm định phân tích phương sai Anova-test để so sánh các giá trị trung bình và sử dụng kiểm định Kruskal-Wallis test cho các giá trị trung vị.

Kiểm tra mức độ nhạy cảm của chính sách tài trợ hỗn hợp

Khi sử dụng mẫu tài trợ nợ hạn chế, kết quả từ bảng 4.4 cho thấy giá trị trung bình của các biến kế toán dồn tích điều chỉnh giảm đáng kể so với mẫu tài trợ nợ đầy đủ Ngoài ra, giá trị trung bình của các biến dồn tích còn có sự đảo dấu.

"Current DA và Current DA không bao gồm khấu hao" là hai khái niệm quan trọng trong phân tích kế toán Tác giả đã tiến hành phân tích biến kế toán dồn tích có điều chỉnh, tập trung vào hai mẫu tài trợ: mẫu tài trợ nợ hạn chế và mẫu tài trợ nợ hỗn hợp.

Bảng 4.5 cho thấy kết quả kiểm tra các Biến kế toán dồn tích có điều chỉnh cho mẫu tài trợ nợ hạn chế, chỉ gồm doanh nghiệp sử dụng vay nợ Biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh “Total DA” không đạt đỉnh tại năm 0, với giá trị trung bình (trung vị) lần lượt là 3.81% (4.66%) tại mức ý nghĩa 10% (1%) Hai biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh “Current DA” và “Current DA excluding depreciation” đều có giá trị âm tại năm 0, với giá trị trung bình đạt -1.41% và -4.34% tại mức ý nghĩa 10% Điều này cung cấp bằng chứng cho thấy hành vi điều chỉnh thu nhập không ảnh hưởng đến những doanh nghiệp chỉ sử dụng tài trợ nợ.

Bảng 4.6 trình bày kết quả kiểm tra các Biến kế toán dồn tích có điều chỉnh cho mẫu tài trợ nợ hỗn hợp, bao gồm các doanh nghiệp chủ yếu sử dụng tài trợ nợ với tỷ lệ nợ vượt trội hơn 2 lần so với vốn cổ phần Tác giả nhận thấy rằng giá trị trung bình và trung vị của ba phương pháp đo lường biến kế toán dồn tích có điều chỉnh đều đạt định tại năm 0 với mức ý nghĩa 1% Cụ thể, biến tổng kế toán dồn tích “Total DA” có giá trị trung bình là 10.94% và trung vị là 11.32%.

“Current DA và Current DA excluding depreciation” lần lượt là 10.64% (10.87%), 8.66% (8.90%)

Các kết quả nghiên cứu cho thấy hành vi điều chỉnh thu nhập tồn tại đối với cả chính sách tài trợ vốn cổ phần và tài trợ nợ hỗn hợp Mức độ thao tác thu nhập cao nhất xảy ra trong các thời điểm có tài trợ đáng kể từ bên ngoài, điều này được xác định qua độ lớn của biến kế toán dồn tích đã được điều chỉnh.

Bảng 4.5: Biến kế toán dồn tích có điều chỉnh của các doanh nghiệp tài trợ nợ hạn chế

Total DA (Biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh)

Current DA (Biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh, bao gồm chi khấu hao)

Current DA excluding depreciation (Biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh, không bao gồm chi khấu hao)

Chú thích: Mẫu tài trợ nợ hạn chế chỉ bao gồm những doanh nghiệp chỉ sử dụng vay nợ

(Nguồn theo kết quả chạy chương trình Eview và tổng hợp của tác giả) – Phụ lục 7

Bảng 4.6: Biến kế toán dồn tích có điều chỉnh của các doanh nghiệp tài trợ nợ hỗn hợp

Total DA (Biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh)

Current DA (Biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh, bao gồm chi khấu hao)

Current DA excluding depreciation (Biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh, không bao gồm chi khấu hao)

Mẫu tài trợ nợ hỗn hợp là hình thức tài chính mà các doanh nghiệp áp dụng, kết hợp giữa việc sử dụng tài trợ nợ và vốn cổ phần Chính sách tài trợ nợ đóng vai trò quan trọng trong việc xác định cấu trúc vốn và quản lý rủi ro tài chính của doanh nghiệp.

Kiểm soát đặc điểm của doanh nghiệp:

Bảng 3.3 chỉ ra rằng các doanh nghiệp sử dụng tài trợ vốn cổ phần và vốn vay có những đặc điểm khác biệt rõ rệt Sự khác biệt này có thể ảnh hưởng đến kết quả đo lường các biến kế toán dồn tích điều chỉnh Do đó, việc kiểm soát các đặc điểm doanh nghiệp là rất quan trọng khi nghiên cứu mối quan hệ giữa các biến kế toán dồn tích điều chỉnh và xu hướng ưu tiên tài trợ vốn cổ phần bên ngoài so với tài trợ nợ.

According to Marciukaityte and Szewczyk (2011), the authors utilized logarithmic transformations of several key financial ratios, including the log of the ratio of external financing to total assets, the log of market value of equity, the debt-to-asset ratio, and the ratio of market value to book value.

“Market-to-book ratio” để kiểm soát đặc điểm của doanh nghiệp tác động lên các biến kế toán dồn tích có điều chỉnh Vì thực tế:

Các nhà đầu tư và nhà phân tích luôn chú ý đến các doanh nghiệp lớn, điều này khiến cho các nhà quản lý gặp khó khăn trong việc điều chỉnh thu nhập của công ty.

Tỷ lệ nợ trên tài sản phản ánh khả năng tiếp cận của doanh nghiệp đến thị trường nợ, đồng thời cho thấy mức độ thông tin mà các nhà đầu tư, nhà phân tích và định chế tài chính nắm bắt về doanh nghiệp Điều này khiến cho các nhà quản trị gặp khó khăn trong việc điều chỉnh thu nhập.

Tính minh bạch hạn chế của các doanh nghiệp tăng trưởng cao, kết hợp với tỷ lệ giá trị thị trường trên sổ sách cao, tạo điều kiện cho các nhà quản lý dễ dàng điều chỉnh thu nhập và che giấu thông tin tài chính.

Tác giả sử dụng biến kiểm soát tỷ lệ tài trợ vốn cổ phần bên ngoài so với tổng tài trợ bên ngoài trong năm 0 để thể hiện sự ưu tiên cho việc tài trợ vốn cổ phần.

Trong Bảng 4.7, tác giả áp dụng phương pháp phân tích hồi quy bình phương nhỏ nhất với ba cách tiếp cận: pooled, fixed effect và random effect, để khảo sát mối quan hệ giữa biến kế.

Bảy tác giả đã thực hiện ước lượng OLS bằng ba phương pháp: Pooled OLS, Random effect và Fixed effect Mục tiêu là xác định phương pháp hồi quy nào phù hợp nhất trong ba mô hình dồn tích có điều chỉnh và sự ưa thích tài trợ vốn cổ phần bên ngoài trong năm.

Trong nghiên cứu này, tác giả kiểm tra các đặc tính doanh nghiệp thông qua việc phân tích các khoản biến kế toán dồn tích có điều chỉnh Trong ba mô hình đầu tiên, các biến này đã được "winsorized", trong khi ba mô hình tiếp theo không sử dụng phương pháp này Theo bảng 4.3a-b, tác giả áp dụng ba phương pháp đo lường biến kế toán dồn tích có điều chỉnh, bao gồm biến tổng kế toán dồn tích có điều chỉnh "Total DA" và hai biến kế toán dồn tích hiện hành có điều chỉnh.

DA và Current DA excluding depreciation”

Phân tích giai đoạn mẫu

Để đánh giá tính ổn định của kết quả theo thời gian, tác giả đã chia mẫu tài trợ bên ngoài thành hai giai đoạn Ba mô hình đầu tiên trong bảng 4.9 được áp dụng cho nửa đầu của mẫu (2006 – 2009), trong khi ba mô hình cuối cùng kiểm tra nửa thứ hai của mẫu.

Phân tích các biến kế toán dồn tích theo giai đoạn cho thấy rằng giả thuyết hành vi điều chỉnh thu nhập không hỗ trợ việc ưu tiên tài trợ vốn cổ phần, vì tỷ lệ tài trợ vốn cổ phần trên tổng tài trợ bên ngoài không có ý nghĩa thống kê trong cả hai giai đoạn.

Các biến kiểm soát đặc điểm doanh nghiệp vẫn ảnh hưởng đáng kể đến quy mô của biến kế toán dồn tích có điều chỉnh Tuy nhiên, sự tác động của những đặc điểm doanh nghiệp này đến các biến kế toán dồn tích có điều chỉnh lại thay đổi theo từng giai đoạn.

Giai đoạn 2006 – 2009 cho thấy rằng các biến kế toán có điều chỉnh có mối quan hệ đồng biến với tỷ lệ tổng tài trợ bên ngoài trên tổng tài sản, với mức ý nghĩa đạt 10% đối với Tổng DA và 1% đối với các chỉ số khác.

Hai phương pháp đo lường Current DA cho thấy mối quan hệ nghịch biến với tỷ lệ nợ trên tổng tài sản, với mức ý nghĩa 5% đối với Total DA và 1% đối với hai phương pháp đo lường của Current DA.

Giai đoạn 2010 – 2013 cho thấy các biến kế toán có điều chỉnh có mối quan hệ đồng biến với giá trị thị trường vốn cổ phần, đạt mức ý nghĩa 5% theo hai phương pháp đo lường của Current DA Ngược lại, chúng có mối quan hệ nghịch biến với tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách, cũng đạt mức ý nghĩa 5% theo hai phương pháp đo lường của Current DA Điều này chỉ ra rằng, trong giai đoạn này, những doanh nghiệp có cổ phiếu hấp dẫn có khả năng điều chỉnh thu nhập để đánh lừa nhà đầu tư, trong khi khả năng điều chỉnh thu nhập của các doanh nghiệp tăng trưởng lại giảm.

Phân tích mức độ tác động của doanh nghiệp nhỏ

Nhiều doanh nghiệp nhỏ gặp khó khăn trong việc tiếp cận nguồn tài trợ bên ngoài, khiến cho các nhà quản lý không thể tự do lựa chọn giữa tài trợ nợ và vốn cổ phần Do đó, họ thường phải dựa vào các nguồn tài trợ sẵn có Để đảm bảo rằng những doanh nghiệp này không bị ảnh hưởng tiêu cực đến kết quả hoạt động, tác giả đã tiến hành kiểm tra ảnh hưởng của các doanh nghiệp nhỏ trong bối cảnh hạn chế nguồn tài trợ.

Trong bảng 4.10, tác giả chỉ xem xét các doanh nghiệp thuộc “top 75%” có giá trị thị trường vốn cổ phần lớn vào đầu mỗi năm 0 Kết quả thu được từ mẫu hạn chế này tương tự như các kết quả từ mẫu đầy đủ và mẫu chia giai đoạn Các biến kiểm soát đặc điểm doanh nghiệp cũng có tác động tương tự lên biến kế toán dồn tích điều chỉnh.

Doanh nghiệp nhỏ không bị ảnh hưởng đến kết quả tài chính, vì việc ưu tiên tài trợ bằng vốn cổ phần không phải là yếu tố tác động đến biến kế toán dồn tích có điều chỉnh.

Bảng 4.9: Phân tích mô hồi quy theo các biến kiểm soát cho từng giai đoạn

Log of ratio of external financing to assets

Log of market value of equity

Biến "Tài trợ vốn cổ phần" (Equity financing/external financing) đóng vai trò quan trọng trong việc kiểm soát ưu tiên về nguồn vốn, trong khi các biến khác được sử dụng để kiểm soát các đặc điểm của doanh nghiệp.

(Nguồn theo kết quả chạy chương trình Eview và tổng hợp của tác giả) – Phụ lục 10

Bảng 4.10: Phân tích mô hồi quy theo các biến kiểm soát, đối với mẫu hạn chế

Loại trừ những doanh nghiệp nhỏ

Log of ratio of external financing to assets

Log of market value of equity

Chú thích: Mẫu phân tích bị hạn chế, chỉ gồm nhóm 75% doanh nghiệp có giá trị vốn hóa thị trường lớn tại thời điểm bắt đầu mỗi năm 0

(Nguồn theo kết quả chạy chương trình Eview và tổng hợp của tác giả)–Phụ lục 11

Phân tích phương pháp đo lường thay thế

Theo Marciukaityte và Szewczyk (2011) cùng Teoh và cộng sự (1998a, 1998b), các tác giả đã ước tính biến kế toán dồn tích có điều chỉnh thông qua mô hình Jones sửa đổi (1991) Sự sửa đổi này giả định rằng sự gia tăng các khoản phải thu thương mại không phải là khoản kế toán dồn tích không điều chỉnh, mà có thể điều chỉnh và làm tăng mức tăng trưởng doanh số bán hàng Để đảm bảo kết quả không bị thiên lệch do giả định về các khoản phải thu thương mại, các tác giả đã thực hiện phân tích hồi quy đối với biến kế toán dồn tích có điều chỉnh được ước lượng từ mô hình Jones chưa sửa đổi.

Bảng 4.11 trình bày phân tích hồi quy các biến kiểm soát trên biến kế toán dồn tích có điều chỉnh ước lượng lại theo mô hình Jones chưa sửa đổi Kết quả mới tương tự như các kết quả từ các mẫu đầy đủ, cho thấy rằng các biến kiểm soát đặc điểm doanh nghiệp vẫn có tác động đến biến kế toán dồn tích có điều chỉnh Tuy nhiên, biến đại diện cho sự ưu tiên tài trợ vốn cổ phần không ảnh hưởng đến biến kế toán dồn tích có điều chỉnh.

Bảng 4.11: Phân tích mô hồi quy theo các biến kiểm soát, sử dụng phương pháp đo lường biến kế toán dồn tích có điều chỉnh thay thế

DA estimated using unmodified Jones (1991)

Log of ratio of external financing to assets

Log of market value of equity

Sử dụng mô hình Jones chưa sửa đổi để ước lượng các biến kế toán dồn tích có điều chỉnh, giả định rằng sự gia tăng các khoản phải thu thương mại không phải là khoản kế toán dồn tích không điều chỉnh.

(Nguồn theo kết quả chạy chương trình Eview và tổng hợp của tác giả)–Phụ lục 12