Luận án Nghiên cứu tác động của quản trị công ty đến điều chỉnh lợi nhuận của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

h nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ 2009 đến 2018, nghiên cứu sinh tiến hành hồi quy là một phân tích thống kê được dùng để đo lường mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập và các biến kiểm soát với biến phụ thuộc và xác định xem biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến độc lập và các biến kiểm soát như thế nào. Đầu tiên, nghiên cứu sinh thực hiện phương pháp hồi quy theo mô hình bình phương nhỏ nhất (Pooled OLS) để phân tích tác động của quản trị công ty đến điều chỉnh lợi nhuận của doanh nghiệp. Tuy nhiên, mô hình bình phương nhỏ nhất (Pooled OLS) lại không quan tâm đến các đặc điểm riêng biệt của mỗi thực thể như đặc thù của từng doanh nghiệp mặc dù các đặc điểm riêng biệt đó là những yếu tố không quan 80 sát được nhưng lại có thể ảnh hưởng đến biến giải thích. Do đó, độ vững và tính hiệu quả của các hệ số trong phân tích dữ liệu bảng dựa trên phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng thể có thể không chính xác. Thêm vào đó, trong các nghiên cứu thực nghiệm vấn đề ảnh hưởng riêng biệt là một trong những hiện tượng xảy ra thường xuyên (Baltagi và cộng sự, 2005). Do đó, việc xử lý vấn đề về các yếu tố không quan sát được sẽ được thực hiện với hai mô hình là mô hình tác động cố định (FEM-Fixed effects models) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM-Random effects models). Các mô hình này đều đưa các kết quả về tác động của quản trị công ty đến điều chỉnh lợi nhuận nhưng khác nhau ở hệ số, chiều tác động và mức độ ý nghĩa thống kê, do vậy, để xác định mô hình nào tốt hơn, nghiên cứu đã thực hiện hai trong ba kiểm định: Kiểm định F cho mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình bình phương nhỏ nhất (Pooled OLS), kiểm định Breusch-Pargan Lagrange Multiplier (LM) cho mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình bình phương nhỏ nhất (Pooled OLS), kiểm định Hausman để chọn lựa giữa mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM). Hơn nữa, để tăng tính hiệu quả của các mô hình, kiểm định phương sai thay đổi và kiểm định tự tương quan với dữ liệu bảng được thực hiện. Trong một số lượng nhỏ các ước tính, giả thuyết về phương sai đồng nhất dưới dạng Chi-squared đã bị từ chối trong các ước tính tác động cố định, do đó nghiên cứu sinh tiếp tục tiến hành hồi quy theo mô hình bình phương tối thiểu tổng quát (GLS) để khắc phục các bệnh của mô hình (Arellano & Bond, 1991). Mặc dù mô hình hồi quy bình phương tối thiểu tổng quát đã xử lý được các vấn đề về phương sai thay đổi và tự tương quan, tuy nhiên vấn đề nội sinh trong mối quan hệ giữa quản trị công ty và điều chỉnh lợi nhuận vẫn có thể tồn tại. Wintoki và cộng sự (2008) đã chỉ ra rằng hoạt động hiện tại của một doanh nghiệp sẽ ảnh hưởng đến cơ chế quản trị công ty trong tương lại, đồng thời quản trị công ty cũng có các mối quan hệ với các hoạt động trong quá khứ của doanh nghiệp. Hơn nữa, Greene (2005) đã đề xuất rằng trong các mô hình liên quan đến điều chỉnh lợi nhuận có thể phát sinh vấn đề về nội sinh giữa các biến. Do đó vấn đề nội sinh cần phải được giải quyết một cách triệt để khi xem xét tác động của quản trị công ty đến điều chỉnh lợi nhuận của doanh nghiệp. Khi mô hình tồn tại yếu tố nội sinh, kết quả của một số nghiên cứu trước đây sử dụng mô hình bình phương nhỏ nhất (Pooled OLS), mô hình tác động ngẫu nhiên (REM), mô hình tác động cố định (FEM) hoặc mô hình bình phương tối thiểu tổng quát (GLS) để ước tính sẽ bị sai lệch, đặc biệt là với những dữ liệu bảng ngắn (Cameron Colin, 2007). Để giải quyết vấn đề nội sinh, nghiên cứu sinh đã sử dụng mô hình hồi quy động (System GMM) của Arellano và Bond (1991). Một trong những ưu 81 điểm của mô hình hồi quy động (System GMM) là mô hình System GMM dễ dàng chọn các biến công cụ hơn bởi vì sử dụng các biến ngoại sinh ở khoảng thời gian khác hoặc lấy độ trễ của các biến có thể sử dụng như biến công cụ cho các biến nội sinh tại thời điểm hiện tại. Do đó, mô hình System GMM đã đưa ra nhiều biến công cụ để có thể dễ dàng đạt được điều kiện của một biến công cụ chuẩn (Overidentification of Estimators). Hơn nữa, mô hình của Arellano và Bond (1991) còn phù hợp với các dữ liệu bảng ngắn với chuỗi thời gian ngắn và số lượng doanh nghiệp dài. Trong nghiên cứu này, dữ liệu bảng với thời gian ngắn chỉ 10 năm nhưng số doanh nghiệp là 499 doanh nghiệp; do đó nghiên cứu sinh đã sử dụng mô hình động (System GMM) được giới thiệu bởi Arellano và Bond (1991) để giải quyết vấn đề nội sinh tồn tại trong mô hình giai đoạn 2. Hoang Thi Mai Khanh và Nguyen Vinh Khuong (2018) đã sử dụng biến trễ là mức độ điều chỉnh lợi nhuận năm trước làm biến nội sinh trong mô hình điều chỉnh lợi nhuận thời điểm hiện tại. Vì vậy, nghiên cứu sinh cũng đã thêm vào mô hình hồi quy biến trễ EM_L1 của biến điều chỉnh lợi nhuận như là một biến giải thích. Sau đó, nghiên cứu sinh ước lượng mô hình bằng phương pháp System GMM và sử dụng các giá trị trễ của các biến độc lập và biến phụ thuộc như là các biến công cụ. Việc sử dụng các biến trễ làm các biến công cụ cho giá trị hiện tại của các biến này sẽ giúp kiểm soát được những mối quan hệ đồng thời giữa quản trị công ty và điều chỉnh lợi nhuận của doanh nghiệp. Ngoài ra, nghiên cứu sinh đã sử dụng kiểm định Hansen để kiểm định tính hiệu lực của mô hình (Overidentification) và kiểm định Abond (AR (2)) - kiểm định tương quan chuỗi 2 bậc để biết các kết quả trong mô hình bảng động System GMM có ý nghĩa hay không. - Cuối cùng, sau khi lựa chọn được mô hình phù hợp nhất, nghiên cứu sinh sẽ so sánh kết quả trường hợp tách dữ liệu khoản dồn tích có thể điều chỉnh (DA) thành dữ liệu DA âm và DA dương với trường hợp gộp chung dữ liệu DA âm và DA dương để thấy được sự sai lệch kết quả trong hai trường hợp. Đồng thời chỉ ra kết quả tổng thể trong trường hợp gộp dữ liệu sẽ theo khác biệt như thế nào so với trường hợp tách dữ liệu thành DA âm và DA dương. 82 KẾT LUẬN CHƯƠNG 3 Chương này tập trung xây dựng giả thuyết khoa học và phương pháp nghiên cứu. Trên cơ sở tiếp cận các công tình nghiên cứu trong và ngoài nước và đánh giá các kết quả nghiên cứu trên nhiều góc độ khác nhau, nghiên cứu sinh đề xuất mô hình nghiên cứu với mười biến độc lập và sáu biến kiểm soát tác động lên điều chỉnh lợi nhuận bao gồm các biến độc lập mô tả các thuộc tính của quản trị công ty: Quy mô hội đồng quản trị, số lượng thành viên hội đồng quản trị không điều hành, sự kiêm nhiệm vai trò CEO và chủ tịch hội đồng quản trị, số lượng thành viên nữ trong hội đồng quản trị, tỷ lệ giám đốc có chuyên môn về tài chính kế toán, tuổi trung bình của các thành viên hội đồng quản trị, mức độ tập trung quyền sở hữu, tỷ lệ sở hữu của nhà quản lý, tỷ lệ sở hữu của nhà nước, tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài; Và các biến kiểm soát của doanh nghiệp: Quy mô doanh nghiệp, thu nhập trên vốn chủ sở hữu, đòn bẩy tài chính, dòng tiền từ hoạt động kinh doanh, mức tăng trưởng doanh thu và kiểm toán độc lập. Nghiên cứu sinh đã sử dụng mẫu nghiên cứu gồm 499 doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Dữ liệu thu thập được thiết kế theo dạng bảng và nhập liệu vào phần mềm xử lý dữ liệu Stata 12 để thống kê mô tả mẫu nghiên cứu, phân tích tương quan giữa các nhân tố và phân tích hồi quy thông qua mô hình Pooled OLS, FEM, REM, GLS, System GMM. Nghiên cứu sinh tiến hành hồi quy mẫu nghiên cứu qua hai giai đoạn. Giai đoạn 1 nghiên cứu sinh sử dụng mô hình Kasznik (1999) để ước tính phần giá trị dồn tích không thể điều chỉnh NDA từ đó xác giá trị dồn tích có điều chỉnh DA là đại diện cho điều chỉnh lợi nhuận của doanh nghiệp. Tại giai đoạn 2, mô hình hồi quy bội với biến phụ thuộc là EM được tính bằng cách lấy giá trị tuyệt đối của các khoản dồn tích có thể điều chỉnh DA và biến độc lập là các biến thuộc đặc tính của quản trị công ty đã được đề xuất ở trên, các biến kiểm soát được nghiên cứu sinh đưa thêm vào mô hình để đánh giá một cách toàn diện tác động của quản trị công ty đến điều chỉnh lợi nhuận trong doanh nghiệp. Do dữ liệu nghiên cứu là dữ liệu bảng nên các kiểm định về đa cộng tuyến, hiệp phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan được nghiên cứu sinh thực hiện nhằm đánh giá sự phù hợp của mô hình hồi quy và phân tích tác động của quản trị công ty đến điều chỉnh lợi nhuận của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. 83 CHƯƠNG 4 THỰC TRẠNG TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ CÔNG TY ĐẾN ĐIỀU CHỈNH LỢI NHUẬN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM 4.1. Mô tả thống kê về dữ liệu quản trị công ty và điều chỉnh lợi nhuận của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam 4.1.1. Mô tả thống kê về dữ liệu quản trị công ty Quản trị công ty là một khái niệm bao gồm rất nhiều yếu tố khác nhau. Tuy nhiên trong phạm vi luận án với điều kiện dữ liệu thu thập được, nghiên cứu sinh tập trung vào các yếu tố thuộc quản trị công ty được trình bày trong Bảng 4.1 như sau: 84 Bảng 4.1: Thống kê mô tả các đặc điểm của quản trị công ty Biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Tách dữ liệu Gộp dữ liệu Tách dữ liệu Gộp dữ liệu Tách dữ liệu Gộp dữ liệu Tách dữ liệu Gộp dữ liệu Tách dữ liệu Gộp dữ liệu DA âm DA dương DA gộp DA âm DA dương DA gộp DA âm DA dương DA gộp DA âm DA dương DA gộp DA âm DA dương DA gộp BOARD 1826 1187 3013 5.581051 5.476832 5.539993 1.206944 1.126903 1.176975 3 3 3 11 11 11 NED 1826 1187 3013 3.661555 3.499579 3.597743 1.330947 1.273928 1.310959 0 0 0 10 9 10 DUAL 1826 1187 3013 0.2617744 0.336984 0.2914039 0.4397209 0.4728786 0.4544846 0 0 0 1 1 1 FAD 1826 1187 3013 0.4697769 0.4731711 0.4711141 0.3203491 0.3214502 0.3207343 0 0 0 1 1 1 BSR 1826 1187 3013 0.8165389 0.7413648 0.7869233 0.9581776 0.8824688 0.9296654 0 0 0 6 5 6 AGE 1826 1187 3013 48.88907 48.03223 48.55151 4.908722 5.143014 5.018985 24 31 24 65.57143 65.33333 65.57143 CO 1826 1187 3013 0.5242506 0.4689683 0.5024716 0.2205713 0.2132022 0.2193327 0 0 0 0.99 0.9925 0.9925 MO 1826 1187 3013 0.0992685 0.1307657 0.1116771 0.1510853 0.1567483 0.1540862 0 0 0 0.9351735 0.8527495 0.9351735 SO 1826 1187 3013 0.2501655 0.1806241 0.222769 0.2653965 0.2429362 0.2589812 0 0 0 0.9672 0.8444 0.9672 FO 1826 1187 3013 0.1259313 0.0926652 0.1128258 0.149 0.1256367 0.1411786 0 0 0 0.7685584 0.7757961 0.7757961 Nguồn: Tác giả xử lý dữ liệu 85 Quy mô hội đồng quản trị (BOARD) được tính bằng tổng số thành viên trong hội đồng quản trị qua các năm từ 2009 đến 2018. Với dữ liệu DA âm: Biến BOARD có giá trị nhỏ nhất là 3 và giá trị lớn nhất là 11. Giá trị trung bình của biến là 5,581 mức độ phân tán của tập dữ liệu về quy mô hội đồng quản trị là 1,085. Với dữ liệu DA dương: Biến BOARD có giá trị nhỏ nhất là 3 và giá trị lớn nhất là 11. Giá trị trung bình của biến là 5,477 mức độ phân tán của tập dữ liệu về quy mô hội đồng quản trị là 1,161. Với dữ liệu DA gộp: BOARD có giá trị nhỏ nhất là 3 và giá trị lớn nhất là 11. Giá trị trung bình của biến là 5,54 mức độ phân tán của tập dữ liệu về quy mô hội đồng quản trị là 1,177. Theo đánh giá về quy mô tối ưu của hội đồng quản trị, nghiên cứu của Campos và cộng sự (2002) đã chỉ ra rằng số lượng thành viên trong hội đồng quản trị từ 5 đến 9 thành viên là đạt yêu cầu. Theo dữ liệu thu thập được từ 499 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, có những doanh nghiệp chỉ có 3 thành viên và có những doanh nghiệp có 11 thành viên trong hội đồng quản trị, tuy nhiên điều này vẫn phù hợp với Luật doanh nghiệp (2014). Sự khác biệt về số lượng thành viên trong hội đồng quản trị cũng có thể là một nguyên nhân ảnh hưởng tới điều chỉnh lợi nhuận trong các doanh nghiệp. Thành viên hội đồng quản trị không điều hành (NED) được tính bằng tổng số thành viên trong hội đồng quản trị không điều hành qua các năm từ 2009 đến 2018. Với dữ liệu DA âm: Biến NED có giá trị nhỏ nhất là 0 và giá trị lớn nhất là 11. Giá trị trung bình của biến là 3,662 mức độ phân tán của tập dữ liệu về thành viên hội đồng quản trị không điều hành là 1,331. Với dữ liệu DA dương: Biến NED có giá trị nhỏ nhất là 0 và giá trị lớn nhất là 9. Giá trị trung bình của biến là 3,499 mức độ phân tán của tập dữ liệu về thành viên hội đồng quản trị không điều hành là 1,274. Với dữ liệu DA gộp: Biến NED có giá trị nhỏ nhất là 0 và giá trị lớn nhất là 10. Giá trị trung bình của biến là 3,598 mức độ phân tán của tập dữ liệu về thành viên hội đồng quản trị không điều hành là 1,311. Sự khác biệt về số lượng thành viên không điều hành trong hội đồng quản trị cũng có thể là một nguyên nhân ảnh hưởng tới điều chỉnh lợi nhuận trong các doanh nghiệp. 86 Sự kiêm nhiệm CEO và chủ tịch hội đồng quản trị (DUAL) là một biến giả đại diện cho sự kiêm nhiệm chức năng giữa giám đốc điều hành CEO và chủ tịch hội đồng quản trị của doanh nghiệp. Biến DUAL nhận giá trị bằng 1 nếu có sự kiêm nhiệm và bằng 0 nếu có sự tách biệt trong cả tách dữ liệu thành DA âm, DA dương và gộp dữ liệu DA âm, DA dư. Với dữ liệu DA âm: Biến DUAL có giá trị trung bình là 0,262 và độ lệch chuẩn của dữ liệu là 0,44. Với dữ liệu DA dương: Biến DUAL nhận giá trị trung bình 0,34, độ lệch chuẩn là 0,473. Với dữ liệu DA gộp: Biến DUAL có giá trị trung bình là 0,291 và độ lệch chuẩn bằng 0,454. Thống kê mô tả chi tiết cho thấy tỷ lệ kiêm nhiệm là 878, chiếm 29,14% trong tổng số 3013 quan sát. Sự kiêm nhiệm vai trò CEO và chủ tịch hội đồng quản trị cũng là một đặc tính của quản trị công ty có thể tạo ra những hành động mang tính cá nhân ảnh hưởng đến điều chỉnh lợi nhuận của doanh nghiệp. Tỷ lệ giám đốc có chuyên môn về tài chính kế toán trong ban giám đốc (FAD) được tính bằng tỷ lệ giữa số giám đốc có chuyên môn về tài chính kế toán chia cho tổng số thành viên ban giám đốc. Biến FAD nhận giá trị nhỏ nhất là 0 và giá trị lớn nhất là 1 trong cả ba trường hợp DA âm, DA dương và DA gộp. Với dữ liệu DA âm: Biến FAD nhận giá trị trung bình của biến là 0,47 và độ lệch chuẩn là 0,321. Với dữ liệu DA dương: Biến FAD nhận giá trị trung bình của biến là 0,473 và độ lệch chuẩn là 0,439. Với dữ liệu DA gộp: Biến FAD nhận giá trị trung bình của biến FAD là 0,471 và độ lệch chuẩn là 0,321. Điều này cho thấy có những doanh nghiệp nhận thấy tầm quan trọng của sự hiểu biết về chuyên môn tài chính kế toán nên sử dụng ban giám đốc bao gồm tất cả các thành viên đều có chuyên môn về tài chính kế toán, ngược lại cũng có những doanh nghiệp cho rằng vấn đề quản lý không phụ thuộc nhiều vào sự hiểu biết về tài chính kế toán nên không cần bất kỳ thành viên nào trong ban giám đốc phải có chuyên môn trong lĩnh vực tài chính kế toán. Sự khác biệt này tạo ra những quyết định quản lý khác nhau dẫn đến điều chỉnh lợi nhuận có thể được thực hiện. 87 Số lượng thành viên nữ trong hội đồng quản trị (BSR) được tính bằng số lượng thành viên là nữ giới trong hội đồng quản trị của các doanh nghiệp qua các năm từ 2009 đến 2018. Với dữ liệu DA âm: Biến BSR nhận giá trị nhỏ nhất là 0 và giá trị lớn nhất là 6. Giá trị trung bình của biến là 0,817, mức độ phân tán của tập dữ liệu về thành viên nữ trong hội đồng quản trị là 0,958. Với dữ liệu DA dương: Biến BSR nhận giá trị nhỏ nhất là 0 và giá trị lớn nhất là 5. Giá trị trung bình của biến là 0,741, mức độ phân tán của tập dữ liệu về thành viên nữ trong hội đồng quản trị là 0,882. Với dữ liệu DA gộp: Biến BSR nhận giá trị nhỏ nhất là 0 và giá trị lớn nhất là 6. Giá trị trung bình của biến là 0,787, mức độ phân tán của tập dữ liệu về thành viên nữ trong hội đồng quản trị là 0,93. Sự khác biệt về giới tính trong hội đồng quản trị có thể cũng là một nguyên nhân gây ra những quyết định liên quan đến điều chỉnh lợi nhuận của các doanh nghiệp. Tuổi trung bình của các thành viên hội đồng quản trị (AGE) được tính bằng tổng số tuổi của tất cả thành viên trong hội đồng quản trị chia cho số thành viên hội đồng. Với dữ liệu DA âm: Bảng dữ liệu cho thấy giá trị nhỏ nhất của AGE là 24 và giá trị cao nhất là 65,571, giá trị trung bình là 48,889 và độ lệch chuẩn là 4,909. Với dữ liệu DA dương: Bảng dữ liệu cho thấy giá trị nhỏ nhất của AGE là 31 và giá trị cao nhất là 65,333, giá trị trung bình là 48,032 và độ lệch chuẩn là 5,143. Với dữ liệu DA gộp: Bảng dữ liệu cho thấy giá trị nhỏ nhất của AGE là 24 và giá trị cao nhất là 69, giá trị trung bình là 48,551 và độ lệch chuẩn là 5,019. Điều này thể hiện có một sự chênh lệch khá lớn giữa độ tuổi trung bình trong hội đồng quản trị giữa các công ty, sự chêch lệch về tuổi tác có thể là một trong những nguyên nhân ảnh hưởng đến các quyết định quản lý và tạo ra những hành vi cơ hội của nhà quản lý trong viêc quản trị lợi nhuận. Mức độ tập trung quyền sở hữu (CO) được xác định bằng tổng số tỷ lệ cổ phần nắm giữ của các cổ đông sở hữu từ 5% cổ phần trở lên trong công ty. Với dữ liệu DA âm: Qua phân tích số liệu, nghiên cứu sinh nhận thấy giá trị nhỏ nhất của biến CO là 0 và giá trị cao nhất là 0,99, giá trị trung bình là 0,524, độ lệch chuẩn của mức độ tập trung quyền sở hữu là 0,221. 88 Với dữ liệu DA dương: Qua phân tích số liệu, nhận thấy giá trị nhỏ nhất của biến CO là 0 và giá trị cao nhất là 0,9925, giá trị trung bình là 0,481, độ lệch chuẩn của mức độ tập trung quyền sở hữu là 0,211. Với dữ liệu DA gộp: Qua phân tích số liệu, nghiên cứu sinh nhận thấy giá trị nhỏ nhất của biến CO là 0 và giá trị cao nhất là 0,9925, giá trị trung bình là 0,502, độ lệch chuẩn của mức độ tập trung quyền sở hữu là 0,219. Mức độ tập trung quyền sở hữu thể hiện quyền biểu quyết trong công ty và có những ảnh hưởng mạnh mẽ tới các quyết định quản lý, cũng có thể là nguyên nhân gây ra điều chỉnh lợi nhuận của doanh nghiệp. Tỷ lệ sở hữu của nhà quản lý (MO) được xác định bằng tỷ lệ cổ phiếu nắm giữ bởi các nhà quản lý. Với dữ liệu DA âm: Biến MO nhận giá trị nhỏ nhất là 0 và giá trị cao nhất là 0,935, giá trị trung bình là 0,099 và độ lệch chuẩn là 0,151. Với dữ liệu DA dương: Biến MO nhận giá trị nhỏ nhất là 0 và giá trị cao nhất là 0,853, giá trị trung bình là 0,131 và độ lệch chuẩn là 0,157. Với dữ liệu DA gộp: Biến MO nhận giá trị nhỏ nhất là 0 và giá trị cao nhất là 0,935, giá trị trung bình là 0,112 và độ lệch chuẩn là 0,154. Quyền sở hữu của nhà quản lý là một thuộc tính quan trọng của quản trị công ty có ảnh hưởng trực tiếp tới hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp, tỷ lệ cổ phiếu năm giữ bởi các nhà quản lý cũng tạo ra những hành vi cơ hội của các nhà quản lý là biểu hiện cho điều chỉnh lợi nhuận. Tỷ lệ sở hữu của nhà nước (SO) được xác định bằng tỷ lệ cổ phiếu nắm giữ bởi nhà nước. Do đặc điểm của nền kinh tế Việt Nam là chuyển đổi từ nền kinh tế kế hoạch tập trung sang nền kinh tế thị trường nên hình thức sở hữu nhà nước rất phổ biến. Với dữ liệu DA âm: Kết quả thống kê mô tả cho thấy giá trị nhỏ nhất của biến SO là 0 và giá trị cao nhất là 0,967, giá trị trung bình là 0,25, độ phân tán của dữ liệu là 0,265. Với dữ liệu DA dương: Kết quả thực nghiệm đã chỉ ra rằng giá trị nhỏ nhất của biến SO là 0 và giá trị cao nhất là 0,844, giá trị trung bình là 0,181, độ phân tán của dữ liệu là 0,243. Với dữ liệu DA gộp: Kết quả thực nghiệm đã chỉ ra rằng giá trị nhỏ nhất của biến SO là 0 và giá trị cao nhất là 0,967, giá trị trung bình là 0,223, độ phân tán của dữ liệu là 0,259. 89 Sự tồn tại của doanh nghiệp nhà nước là đặc trưng của doanh nghiệp Việt Nam vì thế tỷ lệ sở hữu của nhà nước là một thuộc tính quan trọng của quản trị công ty cần khai thác và đánh giá khi nghiên cứu tác động của quản trị công ty đến điều chỉnh lợi nhuận. Tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài (FO) được xác định bằng tỷ lệ cổ phiếu nắm giữ bởi các nhà đầu tư nước ngoài. Hiện nay nhà nước ngày càng có các chính sách khuyến khích nhà đầu tư nước ngoài nên tỷ lệ sở hữu nhà đầu tư nước ngoài cũng là một yêu tố đáng để quan tâm. Với dữ liệu DA âm: Kết quả thống kê mô tả đã cho thấy giá trị nhỏ nhất của biến FO là 0 và giá trị cao nhất là 0,769, giá trị trung bình là 0,126, độ lệch chuẩn của dữ liệu là 0,149. Với dữ liệu DA dương: Kết quả thống kê mô tả đã cho thấy giá trị nhỏ nhất của biến FO là 0 và giá trị cao nhất là 0,776, giá trị trung bình là 0,093, độ lệch chuẩn của dữ liệu là 0,126. Với dữ liệu DA gộp: Kết quả thống kê mô tả đã cho thấy giá trị nhỏ nhất của biến FO là 0 và giá trị cao nhất là 0,776, giá trị trung bình là 0,123, độ lệch chuẩn của dữ liệu là 0,141. Sự tăng lên của tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài hiện nay cũng có thể tạo ra những thay đổi trong việc quản trị lợi nhuận trong doanh nghiệp. 4.1.2. Mô tả thống kê về dữ liệu điều chỉnh lợi nhuận Để xác định được thực trạng mức độ điều chỉnh lợi nhuận của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, nghiên cứu sinh tiến hành nghiên cứu 499 công ty trong thời gian 10 năm từ 2009 đến 2018 với 3013 quan sát. Nghiên cứu sẽ được thực hiện qua hai giai đoạn. Ở giai đoạn 1, nghiên cứu sinh tiến hành phân tích hồi quy mô hình đo lường điều chỉnh lợi nhuận của Kasznik (1999) (*) để từ đó tính được giá trị biến EM là biến phụ thuộc đại diện cho điều chỉnh lợi nhuận trong mô hình ở giai đoạn 2 (**). Việc ước lượng chính xác mức độ điều chỉnh lợi nhuận ở giai đoạn 1 sẽ giúp nghiên cứu sinh đánh giá tác động của quản trị công ty đến điều chỉnh lợi nhuận của doanh nghiệp một cách toàn diện hơn. Do đó, nghiên cứu sinh sẽ chạy hồi quy phương trình (*) theo 3 mô hình là Pooled OLS, FEM, REM. Và nếu mô hình xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan thì nghiên cứu sinh sử dụng mô hình GLS để khắc phục bệnh. Theo Kasznik (1999), mô hình hồi quy biến NDA theo TA có dạng như sau: 90 C  =    +  D"#$D"#(  +  &&#  + % D(./  +  (*) Trong đó: NDAit: Phần dồn tích không thể điều chỉnh của công ty i trong năm t DAit: Phần dồn tích có thể điều chỉnh của công ty i trong năm t TAit: Tổng dồn tích năm t của công ty i trong năm t Ait-1: Tổng tài sản năm t-1 của công ty i trong năm t ∆REVit: Sự thay đổi doanh thu của công ty i năm t so với năm t-1 ∆RECit: Sự thay đổi các khoản phải thu của công ty i năm t so với năm t-1 PPEit: Nguyên giá tài sản cố định hữu hình của công ty i cuối năm t ∆CFOit: Sự thay đổi dòng tiền từ hoạt động kinh doanh của công ty i trong năm t β 0, β 1, β 2, β 3: Các tham số ước tính ε: Sai số ước tính của công ty i năm t Đầu tiên, nghiên cứu sinh tiến hành phân tích thống kê mô tả các đặc trưng của các biến trong mô hình đo lường điều chỉnh lợi nhuận theo Bảng 4.2 sau: Bảng 4.2: Bảng thống kê mô tả các biến trong mô hình đo lường điều chỉnh lợi nhuận Biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất TA t/At-1 3013 0.0559789 0.1419892 -1.058519 2.521187 1/At-1 3013 0.3071175 0.4759809 0.0004677 5.428894 (DtREVt-DtRECt)/At-1 3013 0.1434569 0.4413821 -3.784412 3.457437 PPEt/At-1 3013 0.222839 0.2195149 0.000064 2.746061 DtCFOt/At-1 3013 0.0001325 0.1721139 -2.196031 1.131845 Nguồn: Tác giả xử lý dữ liệu Kết quả thống kê trong Bảng 4.2 cho thấy giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất, giá trị trung bình và độ lệch chuẩn của biến phụ thuộc: Tổng các khoản dồn tích và các biến độc lập như sau: 91 Tổng các khoản dồn tích (TAt/At-1) là biến phụ thuộc trong mô hình có giá trị nhỏ nhất là -1,059, giá trị lớn nhất là 2,531. Giá trị trung bình là 0,056 và độ lệch chuẩn là 0,142 cho thấy các công ty trong mẫu không có sự đồng đều trong tổng các khoản dồn tích. Quan sát phần dữ liệu đã được xử lý, tổng các khoản dồn tích có thể nhận cả giá trị âm lẫn giá trị dương, điều này đồng nghĩa với việc các doanh nghiệp có hai xu hướng, có thể có các khoản dồn tích tăng lên và cũng có thể có các khoản dồn tích giảm đi ở các giai đoạn khác nhau của doanh nghiệp. Một trên tổng tài sản năm trước (1/At-1) là biến độc lập trong mô hình, được tính bằng 1 chia cho tổng giá trị tài sản của công ty trong năm t-1, có giá trị nhỏ nhất là 0,00046, giá trị lớn nhất là 5,428. Giá trị trung bình và độ lệch chuẩn lần lượt là 0,307 và 0,476. Quan sát phần dữ liệu nghiên cứu nhận thấy giá trị tài sản của các doanh nghiệp đều rất lớn do đó nghiên cứu sinh đã sử dụng đơn vị tính của giá trị tài sản trong doanh nghiệp là 100 tỷ để tính giá trị 1/At-1. Chênh lệch giữa thay đổi doanh thu và thay đổi khoản phải thu (DtREVt- DtRECt)/At-1 là biến độc lập trong mô hình, được tính bằng sự chênh lệch giữa doanh thu năm t so với năm t-1 trừ đi chênh lệch các khoản phải thu năm t so với năm t-1 chia cho tổng giá trị tài sản của công ty trong năm t-1, có giá trị nhỏ nhất là -3,784, giá trị lớn nhất là 3,457. G