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

ầu 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 Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 232 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. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 233 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 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. Nguồn: Zagers-Mamedova, I., (2009) Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 234 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 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 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 = 𝛂𝟎 𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝛂𝟏 ∆𝐑𝐄𝐕𝐢,𝐭 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝛂𝟐 𝐏𝐏𝐄𝐢,𝐭 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝛍𝐢,𝐭 + 𝛆𝐢,𝐭 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 Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 235 ∆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 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 = 𝛂𝟎 𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝛂𝟏 ∆𝐑𝐄𝐕𝐢,𝐭 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝛂𝟐 𝐏𝐏𝐄𝐢,𝐭 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝛂𝟑𝐑𝐎𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝛍𝐢,𝐭 + 𝛆𝐢,𝐭 Trong đó ROA : Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản, tức tỷ lệ giữa lãi ròng9 và tổng tài sản. ROAi,t−1 = NI𝑖,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 Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 236 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 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 = 𝛂𝟎 𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝛂𝟏 ∆𝐑𝐄𝐕𝐢,𝐭 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝛂𝟐 𝐏𝐏𝐄𝐢,𝐭 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝜶𝟑 𝑪𝑭𝑶𝒊,𝒕 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝜶𝟒 𝑪𝑭𝑶𝒊,𝒕−𝟏 𝑨𝒊,𝒕−𝟐 + 𝜶𝟓 𝑪𝑭𝑶𝒊,𝒕+𝟏 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 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 = 𝛂𝟎 𝟏 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝛂𝟏 ∆𝐑𝐄𝐕𝐢,𝐭 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝛂𝟐 𝐏𝐏𝐄𝐢,𝐭 𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝛂𝟑𝐑𝐎𝐀𝐢,𝐭−𝟏 + 𝜶𝟒𝑩𝑴𝒊,𝒕 + 𝛍𝐢,𝐭 + 𝛆𝐢,𝐭 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. BMi,t = Ai,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. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 237 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 Số quan sát 265 265 265 265 F Statistic 1,60 (0,0112) 1,33 (0,0828) 6,03 (0,0000) 1,37 (0,0646) Hausman test 1,49 (0,6848) 9,00 (0,0611) 12,54 (0,0509) 9,50 (0,0908) BP Lagrange test 5,29 (0,0107) 0,74 (0,1952) 110,62 (0,0000) 1,15 (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) Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 238 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. LEV = LD 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. ROA = NI 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. SFR = CFO 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. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 239 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. INTEXP = IE TD PHẦN 4: KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM 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 Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 240 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 Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 241 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 LEVINC ROA INTEXP SFR 1,33 1,23 1,11 1,02 1,02 0,749663 0,813858 0,902982 0,978338 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 <10 (Myers, 1990)). Bảng 4.5 tiếp theo trình bày các kết quả kiểm định nhằm lựa chọn phương pháp hồi quy cũng như phát hiện các khuyết tật cho mô hình nghiên cứu thực nghiệm thông qua bốn mô hình tiếp cận. Bảng 4.5: Kiểm định lựa chọn phương pháp hồi quy và phát hiện các khuyết tật Mô hình Hribar và Collins (2002) Mô hình Kothari và cộng sự Mô hình McNichols (2002) – MH3 Mô hình Shahrur và Raman (2008) Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 242 – MH1 (2005) – MH2 – MH4 Số quan sát 265 265 265 265 F Statistic 3,39 (0,0000) 3,11 (0,0000) 4,42 (0,0000) 3,15 (0,0000) BP Lagrange test 40,76 (0,0000) 4,61 (0.0158) 72,44 (0,0000) 34,13 (0,0000) Hausman test 9,21 (0,0561) 10,12 (0,0384) 2,70 (0,6099) 10,90 (0,0277) Modified Wald test 21167,89 (0,0000) 1.2e+05 (0,0000) 1.8e+05 (0,0000) 1.2e+05 (0,0000) Wooldridge test 0,287 (0,5947) 0,017 (0,8983) 2,859 (0,0968) 0,075 (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 Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 243 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 | DAC | 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 Constant 0,0466226 (3,80) 0,0466254 (3,94) 0,0099384 (1,17) 0,0444979 (3,80) LEV 0,0144533 (2,03) 0,0127201 (1,82) 0,015101 (2,93) 0,0139903 (2,01) LEVINC 0,0377194 (2,68) 0,0302925 (2,25) 0,0321237 (2,93) 0,0318985 (2,42) ROA 0,3932774 (2,94) 0,4374999 (3,58) 0,4937922 (4,38) 0,4491746 (3,73) SFR -0,0000579 (-0,53) -0,0000688 (-0,66) -0,0000135 (-0,22) -0,0000909 (-0,89) INTEXP -0,0006585 (-0,08) 0,0003813 (0,05) -0,0060922 (-2,49) -0,0046949 (-0,64) Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 244 Số quan sát 265 265 265 265 R2 0,1103 0,1278 0,2414 0,1374 ald Chi2 Prob>Chi2 14,07 0,0152 16,45 0,0057 26,84 0,0001 18,52 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. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 245 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 Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 246 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 Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 247 quan trọng cho việc quản lý thu nhập, từ đó cũng sẽ làm giảm các hành vi cơ hội của nhà quản lý. Phát hiện này ủng hộ cho lập luận của Wasimullah và cộng sự (2010). 4.3.5 Chi phí lãi vay với AEM Nhân tố cuối cùng cần xem xét là chi phí lãi vay có ảnh hưởng như thế nào đến quản lý thu nhập. Kết quả hồi quy cũng cho thấy sự tồn tại mâu thuẫn giữa bốn mô hình hồi quy. Theo đó, hệ số hồi quy của chi phí lãi vay trên tổng nợ (INTEXP) có tương quan âm với giá trị tuyệt đối các khoản dồn tích điều chỉnh được trong MH1, MH3, MH4 nhưng lại có tương quan dương trong MH2 và chỉ có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa α=5% trong MH3. Với kết quả ba trong bốn mô hình hồi quy cho thấy chi phí lãi vay có tác động trái chiều đến AEM đã gây mâu thuẫn với lập trường cho rằng việc gia tăng nợ có thể dẫn tới việc tăng các khoản thanh toán lãi suất dẫn đến việc quản lý thu nhập với mục đích giảm của Jelinek (2007). Để giải thích vấn đề này cần xem xét bối cảnh thị trường Việt Nam giai đoạn 2012 – 2016 đặc biệt là yếu tố lãi suất thị trường. Như đã biết lãi suất thị trường là yếu tố quan trọng quyết định chi phí lãi vay, theo đó lãi suất vay sẽ được các chủ nợ điều chỉnh dựa trên lãi suất thị trường. Mặt khác, lãi suất thị trường tại Việt Nam được điều tiết thông qua các chính sách tiền tệ đặc biệt là lãi suất điều hành. Trong giai đoạn 2012-2016, lãi suất thị trường có sự giảm mạnh nguyên nhân bắt nguồn từ các chính sách nói lỏng tiền tệ cho mục đích hồi phục và phát triển kinh tế. Hình 4.1: Diễn biến lãi suất điều hành giai đoạn từ năm 2012 – 7/2017 Nguồn: Số liệu NHNN Với mô hình nghiên cứu tại Việt Nam trong giai đoạn 2012 – 2016 nhìn chung chi phí lãi vay so với tổng nợ sẽ giảm do việc lãi suất vay giảm so với năm trước. Các công ty gia tăng đòn bẩy tài chính ngoài việc tránh vi phạm giao ước nợ thì không cần phải quá nỗ Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 248 lực tìm mọi cách nhằm cải thiện khả năng thương lượng trong quá trình tái đàm phán nợ để có được nguồn vốn ở những điều kiện thuận lợi nữa vì giờ đây, họ nhận được ưu đãi về lãi suất vay từ Nhà nước. Từ đó, tăng sử dụng đòn bẩy dẫn đến động cơ thực hiện AEM của các nhà quản lý giảm. Kết luận trên chỉ phù hợp trong bài nghiên cứu này với bối cảnh tại Việt Nam trong thời gian mẫu như trên. PHẦN 5: KẾT LUẬN Mục đích chính của nghiên cứu này là góp phần vào cuộc tranh luận đang diễn ra về tác động của đòn bẩy tài chính đến AEM. Các phân tích trong bài báo này dựa vào các mô hình ước lượng các khoản dồn tích bao gồm Mô hình Hribar và Collins (2002), Mô hình Kothari và cộng sự (2005), Mô hình McNichols (2002), Mô hình Shahrur và Raman (2008) với mẫu nghiên cứu là các công ty niêm yết trên sàn HOSE đã được lựa chọn và phân loại thành hai nhóm bao gồm Các công ty có đòn bẩy tài chính tăng trưởng và Các công ty có đòn bẩy tài chính cao trong giai đoạn từ năm 2012 đến năm 2016. Sau khi phân tích thực nghiệm về tác động của đòn bẩy lên AEM, kết quả hồi quy cho thấy mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê giữa tỷ lệ nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu với giá trị tuyệt đối các khoản dồn tích điều chỉnh được. Điều này khẳng định đòn bẩy tài chính có tác động tích cực đến AEM đồng thời các công ty có đòn bẩy tăng trưởng thường có nhiều động cơ thực hiện quản lý thu nhập cao hơn các công ty có đòn bẩy cao mà nguyên nhân thường liên quan đến nỗ lực né tránh vi phạm các giao ước nợ vay đã ký kết với chủ nợ. Kết quả trên ủng hộ cho Lý thuyết kế toán thực chứng về giao ước nợ vay với các đại diện là Becker và cộng sự (1998), Beatty và Weber (2003), Dichev và Skinner (2003), Gu và cộng sự (2005), Gombola và cộng sự (2016), Safa Lazzem, Faouzi Jilani (2017) khi cho rằng đòn bẩy tài chính được xem như động lực đối với các nhà quản lý để thực hiện các hành vi quản lý thu nhập. Hơn nữa, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy việc quản lý thu nhập vẫn xảy ra dù công ty có thành quả hoạt động được đánh giá là tốt. Lập luận này phù hợp với kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Kothari và cộng sự (2005), Wasimullah và cộng sự (2010). Bên cạnh đó, từ bốn mô hình tiếp cận bao gồm Mô hình Hribar và Collins (2002), Mô hình Kothari và cộng sự (2005), Mô hình McNichols (2002), Mô hình Shahrur và Raman (2008), bài nghiên cứu này đóng góp đề xuất mô hình nghiên cứu AEM của Mô hình McNichols (2002) là phù hợp nhất tại Việt Nam đặc biệt tại HOSE. Bài nghiên cứu trên tồn tại một số hạn chế: Đầu tiên, đối tượng nghiên cứu là các công ty niêm yết trên sàn HOSE do đó mẫu nghiên cứu chưa thể khái quát được toàn bộ thị trường chứng khoán Việt Nam. Thứ hai, quản lý thu nhập liên quan đến hành vi của nhà quản trị tuy nhiên việc đo lường quản lý thu nhập chỉ dựa trên các số liệu kế toán, tài chính mà bỏ qua bước nghiên cứu các hành vi cụ thể của nhà quản lý trong thực tế. Thứ ba, nghiên cứu bỏ qua ý kiến của kiểm toán viên, một Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 249 trong những nhân tố giúp đánh giá tính trung thực, hợp lý và đáng tin cậy của các thông tin tài chính, kế toán có trong báo cáo tài chính. Cuối cùng, nghiên cứu bỏ qua các hiệu ứng về chính sách phát triển kinh tế riêng biệt của Việt Nam đặc biệt là chính sách tiền tệ, tài khóa mà theo đó có thể ảnh hưởng đến thị trường tài chính và hành vi của nhà quản lý. Từ nghiên cứu này tạo ra nền tảng cho các nghiên cứu sau đó như nghiên cứu sâu hơn về tác động của đòn bẩy dưới hai hình thức nợ cụ thể bao gồm trái phiếu doanh nghiệp và các khoản vay tài chính tư nhân đến quản lý thu nhập trên cả hai hình thức (AEM và REM). Bên cạnh đó, quy mô mẫu dữ liệu sẽ được mở rộng với tất cả các công ty niêm yết công khai trên sàn chứng khoán Việt Nam trong khoảng thời gian dài hơn cho mục đích khái quát toàn bộ thị trường Việt Nâm hdhshkhfdjshfdsfhdsfhdskfhdskfhdskfhdmdnjjjj Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 250 TÀI LIỆU THAM KHẢO Afza, T., and Rashid, B., (2014). Opportunistic earnings managemnt, debt and diversification: Empirical evidence for manufacturing firms of Pakistan. Science International, 26(5), 2489–2494. Alsharairi, M., and Salama, A., (2011). Does high leverage impact earnings management? Evidence from non-cash mergers and acquisitions. Journal of Financial and Economic Practice, 12(1), 17–33. Bathala, C., Moon, K., Rao, R., (1994). Managerial ownership, debt policy, and the impact of institutional holdings: an agency theory perspective. Financial Management 23, 38–50. Beck, N., and Katz, J. N., (1995). What to do (and not to do) with time-series cross- section data. American Political Science Review, 89(3), 634-647. Beneish, M. D., and Press, E., (1995). Interrelation Among Events of Default. Contemporary Accounting Research, 12(1), 57–84. Chamberlain, T. W., Butt, U. R., and Sarkar, S., (2014). Accruals and Real Earnings Management around Debt Covenant Violations. International Advances in Economic Research, 20(1), 119–120. Chava, R. and M. Roberts (2008). How does financing impact investment? The role of debt covenants. Journal of Finance, 63, 2085-2121. Cinthia Valle Ruiz (2016). Literature review of earnings management: Who, why, when, how and what for? Finnish Business Review. Published online: March 11, 2016 2341-9938-12 Cohen, D., A. Dey, T. Lys (2008). Real and accrual-based earnings management in the pre and post-Sarbanes-Oxley periods. The Accounting Review, 82(3), 757-787. Cohen, D. and P. Zarowin (2010). Accrual based and real earnings management activities 25 around seasoned equity offerings. Journal of Accounting and Economics, forthcoming. Crutchley, C., Hansen, R., (1989). A test of agency theory managerial ownership, corporate leverage, and corporate dividends. Financial Management 18, 36– 46. DeFond, M., and Jiambalvo J., (1994). Debt covenant violation and manipulation of accruals: Accounting choice in troubled companies. Journal of Accounting and Economics, 17(1-2), 145-176. Dechow, P. M., S. A. Richardson, et al. (2000). Are Benchmark Beaters Doing Anything Wrong? SSRN eLibrary Accessed on 07NOV10. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 251 Dichev, I., Skinner, D., (2002). Large-sample evidence on the debt covenant hypothesis. Journal of Accounting Research 40, 1091–1123. Dyreng, S., Hillegeist, S. A., and Penalva, F., (2011). Earnings management to avoid debt covenant violations and future performance. Working Paper, Duke University, Arizona State University School of Accountancy. Esadinia, N., Rabiee, H., and Hamidian, N., (2014). To survey the relation between financial leverage and real earnings management in the firms listed in Tehran Stock Exchange. Journal of Accounting Advances, 5(1), 33-54. Fung, S. Y. K., and Goodwin, J., (2013). Short-term debt maturity, monitoring and accruals-based earnings management. Journal of Contemporary Accounting and Economics, 9(1), 67–82. Ghosh, A., Moon, D., 2010. Corporate debt financing and earnings quality. Journal of Business, Finance and Accounting 10, 1–22. Gombola, M. J., Ho, A. Y-F., and Huang, C. C., (2016). The effect of leverage and liquidity on earnings and capital management: Evidence from U.S. Commercial banks. International Review of Economics and Finance, 43(200), 35–58. Gunny, K. A., (2010). The relation between earnings management using real activities manipulation and future performance: Evidence from meeting earnings benchmarks. Contemporary Accounting Research, 27(3), 855-888. Healy, P.M., (1985). The effect of bonus schemes on accounting decisions. Journal of Accounting and Economics 7, 85–107. Hribar, P., and Collins, D.W., (2002). Errors in estimating accruals: Implications for empirical research. Journal of Accounting Research, 40(1), 105-134. Iturriaga, F. J. L. and P. S. Hoffmann (2005). Managers Discretionary Behaviour, Earnings Management and Internal Mechanisms of Corporate Governance: Empirical Evidence from Chilean Firms. Corporate Ownership & Control 3(1): 1729. Iatridis, G., and Kadorinis, G., (2009). Earnings management and firm financial motives: A financial investigation of UK listed firms. International Review of Financial Analysis, 18(4), 164–173. Januarsi, Y., Badina, T., and Febrianti, D., (2014). Leverage, Corporate strategy and earnings management: Case of Indonesia. Journal on Business Review, 3 (2), 54-60. Jelinek, K., (2007). The effect of leverage increases on earnings management. Journal of Business and Economic Studies, 13(2), 24–46. Jensen, M. C., (1986). Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers. American Economic Review, 76(2), 323–329. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 252 Jensen, M. C., and Meckling, W., (1976). Theory of the firm managerial Behaviour, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, 3(4), October, 305- 360. Ke, B. (2001). Why Do CEOs of Publicly Traded Firms Prefer Reporting Small Increases in Earnings and Long Duration of Consecutive Earnings Increases? SSRN eLibrary Accessed on 08OCT10. Kim, B. (2009). Post-borrowing conservatism and debt covenant slack. Working Paper. American University. Kim, B. H., Lei L., and Pevezner, M., (2010). Debt Covenant Slack and Real Earnings Management. George Mason University Working Paper. Kothari, S. P., Leone, A. J., and Wasley, C. E., (2005). Performance matched discretionary accrual measures. Journal of Accounting and Economics, 39(1), 163- 197. Kothari, S.P., Mizik, N., Roychowdhury, S. (2012). Managing for the moment: the role of real activity versus accruals earnings management in SEO valuation. Working paper. Leuz, C., Nandab, D., Wysocki, P., (2003). Earnings management and investor protection: an international comparison. Journal of Financial Economics 69, 505– 527. Lin, C. J., and Wang, H. D., (2013). Debt financing and Earnings Management: An Internal Capital Market Perspective. Journal of Business Finance and Accounting, 40(78), 842-868. McNichols, M. F., (2002). Discussion of the quality of accruals and earnings: The role of accrual estimation errors. The Accounting Review, 77(S-1), Supplement, 61-69. Myers, R. H., (1990). Classical and modern regression with applications. The Duxbury advanced series in statistics and decision sciences, (Vol. 2). Nini, G, D. Smith, and A. Sufi (2009). Creditor control rights and firms’ investment policy. Journal of Financial Economics, 92(3), 400-420. Obeidat, M. I. S., (2016). Capital Structure Effect on the Practices of Earnings Management Phenomenon? The Evidence of Listed Firms in Abu Dhabi Securities Exchange. Asian Journal of Finance and Accounting, 8 (2), 171-193. Ohlson, J., (1980). Financial ratios and the probabilistic prediction of bankruptcy. Journal of Accounting Research, 18 (Spring), 109–131. Raman, K., and Shahrur, H., (2008). Relationship-specific investments and earnings management: Evidence on corporate suppliers and customers. The Accounting Review, 83(7), 1041-1081. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 253 Roberts, M. and A. Sufi (2009a). Control rights and Capital Structure: An Empirical Investigation. Journal of Finance, 64, 1657-1695. Rodriguez-Pérez, G., and Van Hemman, S., (2010). Debt, Diversification and earnings management. Journal of Accounting and Public Policy, 29(2), 138-159. Roychowdhury, S., (2006). Earnings management through real activities manipulation. Journal of Accounting and Economics 42, 335–370. Sercu, P., Bauwhede, H. V., and Willekens, M. (2006). Earnings management and debt. DTEW AFI_0619, 1-25, Conference paper. Teoh, S., Welch, I., Wong, T., (1998a). Earnings management and the long run underperformance of seasoned equity offerings. Journal of Financial Economics 50, 53–100. Teoh, S., Welch, I., Wong, T., (1998b). Earnings management and the subsequent market performance of initial public offerings. Journal of Finance 53, 1935–1974. Valipour, H., and Moradbeygi, M. (2011). Corpo rate debt financing and earnings quality. Journal of Applied Finance & Banking, 1 (3), 139-157. Vakilifard, H., and Mortazari, M. S., (2016). The impact of financial leverage on Accrual-Based and Real Earnings Management. International Journal of Academic Research in Accounting, Finance and Management Sciences, 6(2), April, 53-60. Watts, R., and Zimmerman, J., (1986). Positive accounting theory. New Jersey, Prentice Hall, Englewood Cliffs (NJ), 388. Zagers-Mamedova, I., (2009). The effect of leverage increases on real earnings management. Working Paper, Erasmus MC: University Medical Center Rotterdam. Zamri, N., Rahman, R. A., and Isa, N. S. M., (2013). The Impact of Leverage on Real Earnings Management. Procedia Economics and Finance, 7(Icebr), 86–95. Zhang, J. (2008). The contracting benefits of accounting conservatism to lenders and borrowers. Journal of Accounting and Economics, 45(1), 27-54. Zhang, X. (2007). Economic consequences of the Sarbanes–Oxley Act of 2002. Journal of Accounting and Economics, 44(1), 74-115. KỶ YẾU NGHIÊN CỨU KHOA HỌC SINH VIÊN UEH 2019 TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH Chịu trách nhiệm xuất bản: Giám đốc – Tổng biên tập Phan Ngọc Chính Đơn vị liên kết xuất bản: Công ty BK Education Địa chỉ: 35 Chiến Thắng - Phường 9 - Quận Phú Nhuận - TP.HCM Điện thoại: 0939045464 – 0949 249 736 Email: xuatbaninan@gmail.com Biên tập: Đào Thị Hiền Mã số ISBN: 978-604-79-2328-1 Trình bày, bìa: Thiên Ấn Sửa bản in: Thiên Ấn NHÀ XUẤT BẢN TÀI CHÍNH 7 Phan Huy Chú, Quận Hoàn Kiếm, TP. Hà Nội Điện thoại: (024) 38241432 – Fax: (024) 3839302774 CHI NHÁNH PHÍA NAM 138 Nguyễn Thị Minh Khai, Phường 6, Quận 3, TP.HCM Điện thoại: (028) 39302775 – Fax: (028) 39302774 In 100 cuốn, khổ 20×28 cm, tại Cty CP In bao bì và XNK Tổng hợp. Địa chỉ: 1 Bis Hoàng Diệu, Phường 13, Quận 4, TP.Hồ Chí Minh Số ĐKKHXB: 245-2020/CXBIPH/2-05/TC và Quyết định số: 12/QĐ-NXBTC cấp ngày 21 tháng 01 năm 2020 In xong nộp lưu chiểu năm 2020.