Quản trị thu nhập và lợi suất chứng khoán tương lai: Kiểm chứng thực nghiệm tại thị trường Việt Nam

Taøi chính ngaân haøng
123Taïp chí Kinh teá ñoái ngoaïiSoá 85 (10/2016)
1. Đặt vấn đề
Lý luận cũng như thực tiễn về thị trường 
tài chính đều cho thấy thông tin là một trong 
các cấu phần cơ bản trong sự vận hành của thị 
trường và bản thân thông tin cũng là nguyên 
nhân dẫn tới nhiều vấn đề của thị trường, 
khiến nó không thể hoạt động hiệu quả. 
Tóm tắt 
Nội dung chính của bài viết dưới đây tập trung kiểm định tác động của quản trị thu nhập đến lợi 
suất chứng khoán tương lai trên thị trường chứng khoán Việt Nam, giai đoạn 2007-2014, nhằm đưa 
ra bằng chứng thực nghiệm về hiện tượng dị thường dồn tích. Dữ liệu nghiên cứu bao gồm tất cả 
các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam, ngoại trừ các ngành tài chính, ngân hàng và 
bất động sản. Tác giả sử dụng kết hợp ba phương pháp ước lượng bao gồm bình phương nhỏ nhất 
(OLS), tác động cố định (FEM) và tác gộng ngẫu nhiên (GLS) để kiểm chứng mối quan hệ giữa quản 
trị thu nhập và lợi suất chứng khoán tương lai. Kết quả nghiên cứu cho thấy tổng dồn tích và quản 
trị thu nhập (được đo qua thước đo dồn tích có thể điều chỉnh được) có tác động ngược chiều tới lợi 
suất chứng khoán và lợi suất chứng khoán phụ trội tương lai và thị trường chứng khoán định giá sai 
thành phần tổng dồn tích của thu nhập hiện tại. Kết quả cho thấy dồn tích không điều chỉnh được và 
quản trị thu nhập là những nguyên nhân dẫn đến hiện tượng dị thường dồn tích tại Việt Nam.
Từ khóa: Quản trị thu nhập, dị thường dồn tích, dồn tích có thể điều chỉnh được, dồn tích không 
thể điều chỉnh được, tổng dồn tích
Mã số: . Ngày nhận bài: . Ngày hoàn thành biên tập: . Ngày duyệt đăng: .
Abstract 
 This paper investigates the relationship of earning management and future stock return in 
Vietnamese stock market from 2007 to 2014 in order to provide an emperical evidence for acrual 
anomoly. Data include all listed companies in both exchanges, exlcuding financial, banking and real 
estate industries. Ordinary least square (OLS), fixed effect (FEM) and random effect (GLS) are used 
to analyze the research topic. The findings show that total acrual and earning management have a 
negative relationship with future stock return and future abnormal return and stock market misprices 
acrual component of earning. It is also proved that earning management (which is measured by proxy 
of discrestionary acrual) and non-discretionary acrual are reasons for acrual anomoly in Vietnam.
Key words: Earning management, acrual anomoly, discretionary acrual, non discretionary 
acrual, total acrual. 
Paper No. . Date of receipt: . Date of revision: . Date of approval: .
QUẢN TRỊ THU NHẬP VÀ LỢI SUẤT CHỨNG KHOÁN TƯƠNG LAI: 
KIỂM CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI THỊ TRƯỜNG VIỆT NAM
 Nguyễn Thị Ngọc Lan* 
Lê Tuấn Anh**
* NCS Viện Ngân Hàng Tài Chính, Đại Học Kinh Tế Quốc Dân, Giảng Viên Khoa Tài Chính Ngân Hàng, Đại Học 
Ngoại Thương
** Phó Tổng Thư Ký, Hội Truyền Thông Số Việt Nam
Taøi chính ngaân haøng
124 Taïp chí Kinh teá ñoái ngoaïi Soá 85 (10/2016)
Trong đó, thông tin báo cáo tài chính là một 
trong những loại thông tin quan trọng nhất 
đối với nhà đầu tư. Các nghiên cứu trước đây 
đã chỉ ra rằng thu nhập/lợi nhuận kế toán có 
liên quan mật thiết đến giá thị trường của cổ 
phiếu (Barth, Mary et al. 2001) vì nhà đầu tư 
sử dụng số liệu về thu nhập/lợi nhuận kế toán 
để ước lượng lợi suất trong tương lai (Lev 
1989,1989; Choi và cộng sự, 1997; Kallunki 
và Martikainen, 1997. Tuy nhiên quản trị thu 
nhập - được định nghĩa là hành vi điều chỉnh 
báo cáo tài chính của nhà quản lý dẫn đến việc 
phản ánh thiếu chính xác kết quả hoạt động 
kinh doanh của công ty nhằm che dấu các 
đối tác liên quan đến công ty (như cổ đông, 
chủ nợ...) hoặc gây ảnh hưởng đến kết quả 
các hợp đồng mà các kết quả này phụ thuộc 
vào số liệu kế toán (Healy và Wahlen, 1999)- 
lại làm cho chất lượng thu nhập công bố giảm 
sút, từ đó tác động tiêu cực đến việc định giá 
công ty do nhà đầu tư ước lượng lợi suất dựa 
trên thông tin báo cáo tài chính kém minh 
bạch. Trong vài thập kỷ qua, hàng loạt vụ bê 
bối kế toán đã xảy ra trên khắp thế giới, điển 
hình là Enron, Healthsouth, Parmalat, Tyco, 
Worldcom và Xerox, dẫn đến những thiệt hại 
nặng nề cho các nhà đầu tư. Trọng tâm của 
các vụ bê bối này đều liên quan đến quản trị 
thu nhập (Goncharov,2005). Do đó các nhà 
khoa học đã nỗ lực tìm hiệu liệu quản trị thu 
nhập có tạo nên những dị thường (anomoly) 
của thị trường chứng khoán không. Dòng 
nghiên cứu này bắt nguồn từ phát hiện của 
Sloan ( 1996), khi ông chứng minh rằng tổng 
dồn tích tạo nên hiện tượng dị thường trên thì 
trường chứng khoán (accrual anomaly). Có 
nghĩa là tổng dồn tích có mối tương quan âm 
với lợi suất chứng khoán trong tương lai và 
nhà đầu tư có thể thu được lợi suất phụ trội 
bằng chiến lược mua danh mục có mức dồn 
tích thấp và bán khống danh mục có mức dồn 
tích cao. Sloan (1996) lý giải rằng sở dĩ có sự 
bất thường này là nhà đầu tư không thể nhận 
thức được sự khác biệt về khả năng dự báo 
thu nhập tương lai (earning persistence) của 
tổng dồn tích và dòng tiền. Trong khi nhà đầu 
tư lại căn cứ vào thu nhập báo cáo để định giá 
cổ phiếu. Xie (2001) chứng minh thêm rằng 
hiện tường accrual anomaly mà Sloan (1996) 
tìm ra chủ yếu là do quản trị thu nhập (được 
đo bằng dồn tích có thể điều chỉnh được trong 
tổng dồn tích). Cụ thể quản trị thu nhập có 
mối tương quan âm với lợi suất chứng khoán 
tương lai và là thành phần kém hiệu quả nhất 
trong dự báo thu nhập tương lai. 
Tại Việt Nam, hiện tượng thao túng báo cáo 
tài chính cũng diễn ra khá phổ biến, ví dụ 
trường hợp công ty cổ phần Dược Viễn Đông 
làm giả con dấu, vẽ hợp đồng khống nhằm làm 
sai lệch báo cáo tài chính gây thiệt hại vô cùng 
lớn cho nhà đầu tư. Công ty Tribeco, công 
ty Petrolimex, công ty cổ phần Quốc Cường 
Gia Laicó hiện tượng dấu lãi để chuyển lỗ 
một cách khá kín đáo và hợp pháp (Phạm Thị 
Bích Vân,2013). Tuy nhiên hiện nay chưa có 
một công trình nghiên cứu nào tiến hành kiểm 
chứng tác động của quản trị lợi nhuận đến lợi 
suất chứng khoán tương lai để tìm hiểu xem 
liệu nhà đầu tư trên thị trường chứng khoán 
Việt Nam có nhận thức được thực trạng về vấn 
đề quản trị thu nhập và có phản ánh vấn đề này 
qua giá cổ phiếu không?. Nội dung của bài viết 
này sẽ trả lời các câu hỏi trên với dữ liệu thu 
thập được bao gồm toàn bộ các công ty niêm 
yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ 
năm 2007-2014, ngoại trừ các ngành về tài 
chính, ngân hàng và bất động sản. Bố cục của 
bài viết bao gồm phần tổng quan lý thuyết về 
vấn đề nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu, 
kết quả nghiên cứu và kết luận. 
Taøi chính ngaân haøng
125Taïp chí Kinh teá ñoái ngoaïiSoá 85 (10/2016)
2. Tổng quan lý thuyết, tóm tắt tình hình 
nghiên cứu
Theo Sloan (1996), Xie (2001) và 
Subramanyam (1996) do thành phần tổng dồn 
tích và dồn tích có thể điều chỉnh được (quản 
trị thu nhập) kém nhất quán hơn trong dự báo 
thu nhập tương lai so với dòng tiền trong khi 
thị trường định giá chứng khoán một phần lớn 
dựa trên thông tin về thu nhập của báo cáo 
tài chính nên dẫn đến hiện tượng định giá sai 
(mispricing) thành phần tổng dồn tích và quản 
trị thu nhập. Hiện tượng này được gọi là các 
dị thường dồn tích của thị trường chứng khoán 
(accrual anomalies). Có nghĩa là tổng dồn tích 
và quản trị thu nhập có tương quan âm với 
lợi suất chứng khoán tương lai. Sau công trình 
nghiên cứu của Sloan (1996), hàng loạt các 
công trình nghiên cứu đã tiến hành kiểm định 
mối quan hệ giữa tổng dồn tích và quản trị 
thu nhập với lợi suất chứng khoán tương lai ở 
nhiều quốc gia, đặc biệt là các quốc gia phát 
triển (Sloan (1996), Xie (2001), Richardson, 
Sloan et al. (2005), Pincus, Rajgopal et al. 
(2007), Doukakis và Papanastasopoulos 
(2014), Ozkan và Kayali (2015) và Hui, 
Nelson et al. (2016)). Đa số các công trình 
được nghiên cứu ở các nước phát triển đều 
thống nhất là thị trường định giá cao tổng dồn 
tích và quản trị thu nhập (dồn tích điều chỉnh 
được -DA) trong khi định giá thấp dòng tiền. 
Ngoại trừ công trình Subramanyam (1996) kết 
luận rằng nếu dồn tích điều chỉnh là chủ ý làm 
“nhẵn” thu nhập (Smooth earning) của ban 
giám đốc thì thị trường định giá đúng. Ngược 
lại nếu DA là kết quả của quản trị thu nhập 
thì thị trường định giá cao DA. Bên cạnh việc 
kiểm định hiện tượng tác động của quản trị 
thu nhập và tổng dồn tích đến lợi suất chứng 
khoán tương lai, các công trình nghiên cứu 
thực nghiệm còn cố gắng đưa ra các lời giải 
thích cho hiện tượng dị thường dồn tích này 
(accrual anomaly). Ví dụ theo Sloan (1996) 
và Richardso và cộng sự (2005), nguyên nhân 
dẫn đến hiện tượng dị thường dồn tích là do 
nhà đầu tư ngây thơ không phân biệt được sự 
kém nhất quán của dồn tích so với dòng tiền 
trong dự báo thu nhập tương lai mà chỉ quan 
tâm đến thông tin về thu nhập của báo cáo 
tài chính khi định giá chứng khoán (earning 
fixation). Theo Xie (2001), Subramanyam, 
(1996), Pincus và cộng sự, (2007), sự cố ý 
tác động đến thu nhập (quản trị thu nhập) là 
nguyên nhân dẫn đến hiện tượng dị thường 
dồn tích. Allen và cộng sự (2013) , Doukakisa 
và Papanastasopoulosb (2014), Chan và cộng 
sự (2006), Zhang (2007) cho rằng nguyên 
nhân của hiện tượng dị thường dồn tích là 
các sai lệch kế toán trong ước lượng dồn tích 
và nhà đầu tư không thể nhận biết được các 
thông tin tăng trưởng chứa trong dồn tích của 
thu nhập. Các công trình nghiên cứu ở các 
nước mới nổi và đang phát triển có các kết 
quả khá mâu thuẫn nhau. Nghiên cứu của Kim 
và cộng sự (2015) chỉ ra rằng ngược lại với 
các nước đang phát triển nếu dùng thước đo 
dồn tích truyền thống thì không tìm thấy hiện 
tượng dị thường dồn tích tại Hàn Quốc. Tuy 
nhiên khi thay đổi thước đo dồn tích theo tỷ 
lệ thì hiện tượng acrual anomoly được khẳng 
định. Vivattanachang và Supattarakul (2013) 
nghiên cứu thị trường Thái Lan và kết luận 
rằng tổng dồn tích, dòng tiền và dồn tích có 
thể điều chỉnh được đều được định giá đúng 
ở thị trường Thái Lan. Pascal và Hằng (2014) 
nghiên cứu hiện tượng dị thường dồn tích ở 
Việt Nam, tác giả kết luận rằng hiện tượng 
acrual anomoly chỉ xuất hiện ở các công ty 
không gặp vấn đề về tài chính. Còn ở các công 
ty đang gặp vấn đề về tài chính các quy định 
của ngân hàng góp phần ngăn cản các hành 
Taøi chính ngaân haøng
126 Taïp chí Kinh teá ñoái ngoaïi Soá 85 (10/2016)
vi quản trị/thổi phồng lợi nhuận. Công trình 
nghiên cứu của Alqerm và Obeid (2014) tại 
thị trường Malaysia chỉ ra rằng quản trị lợi 
nhuận thông qua tác động vào chi phí có thể 
điều chỉnh được và chi phí sản xuất có tương 
quan âm với lợi suất chứng khoán trong tương 
lai; trong khi quản trị thu nhập qua dòng 
tiền không gây ra dị thường dồn tích. C.M. 
Cupertino và cộng sự (2012) không tìm thấy 
hiện tượng dị thường dồn tích tại Braxin. 
Từ các công trình nghiên cứu trên tác giả 
đưa ra các giả thuyết sau: 
H1: Tại Việt Nam tổng dồn tích có tương 
quan (-) với lợi suất phụ trội và lợi suất chứng 
khoán
H2: Tại Việt Nam quản trị thu nhập (dồn 
tích có thể điều chỉnh được) có mối tương 
quan (-) với lợi suất và lợi suất phụ trội
H3: Tại Việt Nam dồn tích không điều 
chỉnh được có tương quan (-) với lợi suất và 
lợi suất phụ trội 
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Chọn mẫu
Mẫu được chọn là các công ty niêm yết trên 
sàn chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh và 
Hà Nội, ngoại trừ các ngành tài chính, bất động 
sản, ngân hàng. Theo Fama và French (1993), 
các ngành này có cấu trúc báo cáo tài chính 
khác và có tỷ lệ đòn bẩy cao so với các ngành 
còn lại do đó nên loại khỏi mẫu nghiên cứu. 
Các công ty có giá trị vốn chủ sở hữu âm cũng 
bị loại khỏi mẫu (Fama và French, 1993). Do 
số lượng công ty niêm yết trước năm 2006 là 
rất ít (24 công ty) nên để đảm bảo đủ số lượng 
quan sát, tác giả chọn thời kỳ nghiên cứu từ 
năm 2007-2015. Để đo lường lợi suất phụ trội 
của chứng khoán từ năm 2007-2015, các công 
ty trong mẫu phải có số liệu báo cáo tài chính 
và số liệu giá chứng khoán từ tháng 12 năm t-1 
đến tháng 3 của năm t. Theo quy định về công 
bố thông tin của Bộ Tài Chính tại thông tư 
52/2012/TT-BTC, các công ty đại chúng phải 
công bố báo cáo tài chính năm không quá 90 
ngày kể từ khi kết thúc năm tài chính. Do đó 
lợi suất chứng khoán của năm t sẽ được tính 
từ thời điểm tháng 4 năm t đến tháng 3 năm 
t+1. Do vậy để được lựa chọn vào mẫu nghiên 
cứu các công ty phải có thông tin về giá chứng 
khoán từ tháng 4 năm t đến tháng 3 của năm 
t+1. Ngoài ra do yêu cầu kiểm định tác động 
Bảng 1: Tổng hợp các công ty trong mẫu
Ngành 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
Vật liệu cơ bản 20 18 30 42 61 67 72 74
Hàng tiêu dùng 21 34 42 58 72 76 80 80
Dịch vụ hàng tiêu dùng 17 13 18 32 40 44 44 47
Y tế 8 3 8 11 16 18 18 18
Công nghiệp 48 80 108 152 214 231 240 244
Dầu khí 0 3 4 4 4 4 4 5
Công nghệ 3 6 10 12 21 22 22 22
Dịch vụ tiện ích 7 8 9 19 26 28 30 30
Mẫu cuối cùng 124 165 229 330 454 490 510 520
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp từ số liệu thu thập của cơ sở dữ liệu stoxplus
Taøi chính ngaân haøng
127Taïp chí Kinh teá ñoái ngoaïiSoá 85 (10/2016)
của quản trị thu nhập đến lợi suất tương lai 
nên biến phụ thuộc là số liệu của 01 năm kế 
tiếp. Vì vậy, mặc dù số liệu được thu thập từ 
năm 2006 đến 2015 nhưng thời gian nghiên 
cứu của mẫu là từ năm 2007-2014. Toàn bộ số 
liệu về giá cổ phiếu và các thông tin trên báo 
cáo tài chính được tác giả thu thập từ cơ sở dữ 
liệu của stoxplus. 
Tổng hợp số công ty trong mẫu ban đầu qua 
từng năm và phân chia theo các ngành theo 
chuẩn phân ngành ICB mức độ 1 như bảng 1.
3.2. Đo lường các biến
* Đo lường các biến về dồn tích và quản 
trị lợi nhuận
Có nhiều cách đo lường quản trị lợi nhuận 
(EM) tuy nhiên trong bài viết này tác giả 
dùng sử dụng mô hình của Kothari và cộng 
sự (2005) do mô hình được chứng minh khắc 
phục được lỗi Type I và Type II so với mô hình 
Jones (1991) và modified Jones của Dechow 
và cộng sự (1995). Tuy nhiên mô hình Jones 
(1991) và Modified Jones (1995) cũng được 
sử dụng để đo lường EM trong phần phân tích 
robust.
Phương trình đo lường EM thông qua DA 
của Kothari và cộng sự, 2005
TAC it = ά (1 / TA it -1) + β1 (Δ REV it - Δ 
REC it) / TA it -1 + β 2 PPE it + β 3 ROA it 
-1 + ε it (1)
Trong đó
- TAC it là tổng dồn tích.
- TA it -1 là giá trị sổ sách của tổng tài sản 
của công ty i tại năm t-1
- Δ REV it / TA it -1 là doanh thu của công 
ty i vào năm t trừ đi doanh thu vào năm t-1, tất 
cả chia cho TA it -1
- Δ REC it là thay đổi khoản phải thu
- PPE it / TA it -1 là tổng tài sản cố định 
của công ty i vào cuối năm t chia cho TA it -1, 
- ROA it -1 là hệ số lợi nhuận trên tổng tài 
sản năm t-1 
- α, β1 β 2 β3 là các hệ số trong mô hình 
hồi quy
- ε it là phần dư (DA - proxy của EM)
Tổng dồn tích (TAC) được đo thông qua số 
liệu từ báo cáo lưu chuyển tiền tệ: 
TACt = NIt – CFOt
Trong đó:
NIt: Lợi nhuận sau thuế tại năm t
CFO
t
: Dòng tiền từ hoạt động sản xuất 
kinh doanh năm t
Cụ thể, hàng năm số lượng các công ty 
trong mẫu được phân theo ngành dựa trên 
chuẩn phân ngành ICB cấp 1 (theo stoxplus). 
Theo Mouselli, Jaafar et al. (2013) các ngành 
phải có số quan sát lớn  ... ỉnh lợi nhuận giảm chiếm 43% 
trong tổng số quan sát với giá trị trung bình 
là -0,087. Trong giai đoạn từ năm 2007 đến 
2012 mức độ quản trị thu nhập và quản trị 
thu nhập theo hướng tăng lợi nhuận có xu 
hướng giảm xuống trong khi quản trị thu 
nhập theo hướng điều chỉnh giảm lợi nhuận 
có xu hướng tăng lên. Từ năm 2013-2014 
quản trị thu nhập nói chung và quản trị thu 
nhập (+) có xu hướng tăng lên trong khi 
EM(-) có xu hướng giảm. Tính trung bình cả 
thời kỳ nghiên cứu, ngành hàng tiêu dùng và 
ngành dầu khí có mức độ quản trị thu nhập 
cao nhất với giá trị trung bình của absEM là 
0,0123 trong khi ngành y tế có mức độ quản 
trị thu nhập thấp nhất với giá trị trung bình 
của absEM là 0,093.
4.2. Kết quả hồi quy
Bảng 4 trình bày kết quả hồi quy GLS, FEM 
và OLS. Ta thấy rằng cả ba phương pháp ước 
lượng đều cho thấy TAC có mối tương quan 
(-) mạnh với lợi suất chứng khoán và ROA có 
mối tương quan (+) với lợi suất chứng khoán. 
Các mối quan hệ này đều được khẳng định với 
mức ý nghĩa thống kê p_value <0,1%.
Bảng 3: Thống kê mô tả các biến trong mô hình
Biến Obs Mean Std. Dev Min Max Skewness Kurtosis
RETt+1 2822 0,006 0,038 -0,062 0,077 -0,011 2,288
SBMRETt+1 2822 0,016 0,038 -0,049 0,094 0,259 2,422
ROAt 2822 0,061 0,057 -0,018 0,200 0,866 2,999
TACt 2822 0,013 0,121 -0,213 0,261 0,161 2,596
NEMt 2822 0,004 0,046 -0,081 0,108 0,351 3,032
EMt 2822 0,008 0,116 -0,215 0,245 0,109 2,659
absEMt 2822 0,098 0,072 0,000 0,245 1,240 3,800
EM(+) 1470 0,096 0,067 0,000 0,246 0,749 2,385
EM(-) 1352 -0,087 0,067 -0,215 0,000 -0,657 2,258
Taøi chính ngaân haøng
131Taïp chí Kinh teá ñoái ngoaïiSoá 85 (10/2016)
Bảng 4: Kết quả hồi quy FEM, OLS và GLS 
của mô hình 1
Biến FEM OLS GLS
ROA -0,214*** 0,044*** 0,044***
TAC -0,027*** -0,030*** -0,030***
Hệ số chặn 0,020*** 0,004*** 0,004***
Số quan sát 2.822 2.822 2.822
R-Squared 0,049 0,011
Ghi chú: *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1
Bảng 5 trình bày kết quả hồi quy OLS, 
GLS và FEM của mô hình 2. Ta thấy cả ba 
phương pháp ước lượng đều cho thấy TAC 
có mối tương quan âm với lợi suất phụ trội 
tương lai với mức ý nghĩa thông kế <1%. 
ROA có tương quan âm với lợi suất phụ trội 
trong mô hình FEM với mức ý nghĩa thông 
kê <1% trong khi lại có tương quan dương 
với SBMRETt+1 với mức ý nghĩa thống kê 
<10% ở mô hình ước lượng bằng OLS và 
GLS
Bảng 5: Kết quả hồi quy FEM, OLS và GLS 
của mô hình 2
Biến FEM OLS GLS
ROA -0,21*** 0,02* 0,02*
TAC -0,03*** -0,030*** -0,030***
Hệ số chặn 0,03*** 0,01*** 0,01***
Số quan sát 2.822 2.822 2.822
R-Squared 0,05 0,01
Ghi chú: *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1
Bảng 6 trình bày kết quả hồi quy OLS, 
GLS và FEM của mô hình 3. Cả 03 phương 
pháp ước lượng đều khẳng định mối tương 
quan âm giữa EM, NEM với RETt+1 với mức ý 
nghĩa thống kế < 1%. Tuy nhiên mối quan hệ 
giữa ROA và RETt+1 lại mang dấu khác nhau 
giữa mô hình OLS, GLS và FEM mặc dù có ý 
nghĩa thống kê dưới 1%. 
Bảng 6: Kết quả hồi quy OLS, GLS FEM 
mô hình 3
Biến FEM OLS GLS
ROA -0,2*** 0,05*** 0,05***
NEM -0,09*** -0,05*** -0,05***
EM -0,02*** -0,03*** -0,03***
Hệ số chặn 0,02*** 0,00*** 0,00***
Số quan sát 2.822 2.822 2.822
R-Squared 0,05 0,01
Ghi chú: *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1
Kết quả hồi quy OLS, GLS và FEM của 
mô hình 4 được trình bày ở bảng 7. Qua đó 
ta thấy mối tương quan âm giữa EM, NEM 
với SBMRETt+1 được khẳng định với mức ý 
nghĩa thống kê <1% qua hồi quy ước lượng 
OLS, GLS và FEM. Tuy nhiên ROA lại cho 
thấy các kết quả khác nhau giữa các mô hình, 
trong đó mô hình FEM cho thấy ROA có mối 
tương quan (-) với SBMRETt+1, trong khi OLS 
và GLS lại cho thấy ROA có mối tương quan 
dương với lợi suất phụ trội tương lai.
Bảng 7: Kết quả hồi quy OLS, GLS, FEM 
của mô hình 4
Biến FEM OLS GLS
ROA -0,2*** 0,03* 0,03*
NEM -0,09*** -0,05*** -0,05***
EM -0,02*** -0,03*** -0,03***
Hệ số chặn 0,03*** 0,01*** 0,01***
Số quan sát 2.822 2.822 2.822
R-Squared 0,05 0,01
Tác giả dùng kiểm định Pagan Lagrangian 
Multipler (xttest0) để xem xét sự phù hợp 
giữa ước lượng OLS và GLS. Kết quả cho 
thấy phương pháp OLS phù hợp với cả 4 mô 
hình. Kiểm định Hausman cũng được sử dụng 
để kiểm tra sự phù hợp giữa mô hình GLS và 
FEM. Kết quả cho thấy FEM phù hợp với cả 
bốn mô hình. 
Taøi chính ngaân haøng
132 Taïp chí Kinh teá ñoái ngoaïi Soá 85 (10/2016)
Như vậy từ kết quả kiểm định của các mô 
hình trên ta thấy tổng dồn tích có mối tương 
quan (-) với lợi suất tương lai và lợi suất phụ 
trội tương lai với mức p-value <1%. NEM và 
EM đều có tác động ngược chiều đến RETt+1 
và SBMRETt+1 với mức ý nghĩa p-value <1%. 
Kết quả kiểm định tác động của tổng dồn tích 
và quản trị thu nhập đến lợi suất chứng khoán 
tương lai ở Việt Nam khá tương đồng với 
các công trình nghiên cứu khác trên thế giới 
(Xie, 2001; Sloan, 1996; Pincus và cộng sự, 
2007; Richardson et al,, 2005; Doukakisa và 
Papanastasopoulosb, 2014; Alqerm và Obeid, 
2014 và Chan và cộng sự, 2006 ). 
4.3. Phân tích robust
Thay vì dùng proxy của Kotharin (2005) 
để đo lường quản trị lợi nhuận tác giả dùng 
mô hình Jones (1991) và modified Jones 
(1995) để ước lượng EM cho mô hình 3 và 
mô hình 4 nhằm so sánh kết quả kiểm định 
với các proxy khác nhau của quản trị thụ 
nhập. Tác giả dùng lệnh cluster để kiểm soát 
lỗi phương sai sai số thay đổi và tự tương 
quan của các mô hình này.
* Ước lượng EM băng mô hình Jones 
(1991)
Bảng 9 cho thấy khi thay đổi thước đo 
quản trị thu nhập bằng mô hình Jones (1991), 
EM và NEM đều có mối quan hệ ngược 
chiều với lợi suất chứng khoán và lợi suất 
phụ trội tương lai với mức ý nghĩa thống kê 
p_value<1%. 
Bảng 8: Kiểm định Pangan Lagrangian multiplier và Hausman
Các kiểm định Mô hình 1 Mô hình 1 Mô hình 3 Mô hình 4
Pagan Lagrangian 
multiplier
Prob>chibar2=1,000 Prob>chibar2=1,000 Prob>hibar2=1,000 Prob > chibar2 = 1,000
Hausman Prob>chibar2=0,000 Prob>chibar2=0,000 Prob>chibar2=0,000 Prob>chi2 = 0,0000
Bảng 9: Ước lượng OLS, FEM và GLS của mô hình 3, mô hình 4 (Jones, 1991)
Biến
Mô hình 3 (y=RET
t+1
) Mô hình 4 (y= SBMRET
t+1
)
OLS FEM GLS OLS FEM GLS
ROA
0,0441***
(0,0125)
-0,210***
(0,0232)
0,0441***
(0,0125)
0,0213*
(0,0127)
-0,208***
(0,0237)
0,0213*
(0,0127)
NEM
-0,0616***
(0,0198)
-0,0816***
(0,0234)
-0,0616***
(0,0198)
-0,0551***
(0,0201)
-0,0843***
(0,0239)
-0,0551***
(0,0201)
EM
-0,0269***
(0,00608)
-0,0241***
(0,00689)
-0,0269***
(0,00608)
-0,0279***
(0,00615)
-0,0249***
(0,00705)
-0,0279***
(0,00615)
Constant
0,00400***
(0,00104)
0,0195***
(0,00158)
0,00400***
(0,00104)
0,0146***
(0,00105)
0,0286***
(0,00162)
0,0146***
(0,00105)
Observations 2,822 2,822 2,822 2,822 2,822 2,822
R-squared 0,012 0,051 0,009 0,049
Number of id 520 520 520 520
 Ghi chú: Trong ngoặc là standard errors , *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1
Taøi chính ngaân haøng
133Taïp chí Kinh teá ñoái ngoaïiSoá 85 (10/2016)
Như vậy, khi thay proxy của EM bằng 
dồn tích có thể điều chỉnh được của mô hình 
Modifed Jones (1995), kết quả nghiên cứu 
không thay đổi. NEM và EM đều có mối tương 
quan âm với lợi suất và lợi suất phụ trội tương 
lai với mức ý nghĩa thống kê p_value<1%
7. Kết luận
Từ kết quả thực nghiệm trên tác giả kết 
luận rằng tổng dồn tích có mối quan hệ ngược 
chiều với lợi suất chứng khoán và lợi suất 
chứng khoán phụ trội tương lai tại Việt Nam. 
Kết quả này đồng nhất với kết quả của các 
kiểm định về hiện tượng “accrual anomaly” 
trên thế giới như Sloan (1996), Xie (2001), 
Pincus và cộng sự (2007). Kết quả của Xie 
(2001) cho rằng EM là thành phần chính gây 
nên hiện tượng accrual anomaly của dồn tích 
tuy nhiên kết quả nghiên cứu tại thị trường 
Việt Nam cho thấy cả EM và NEM đều gây ra 
hiện tượng dị thường dồn tích trên thị trường 
chứng khoán Việt Nam do EM và NEM đều 
có tương quan âm với lợi suất chứng khoán 
và lợi suất phụ trội chứng khoán. Kết quả 
nghiên cứu này được khẳng định qua cả ba 
thang đo của quản trị thu nhập và ba phương 
pháp hồi quy ước lượng OLS, FEM và GLS. 
Mối tương quan âm này phản ánh thị trường 
định giá cao tổng dồn tích, quản trị thu nhập 
và dồn tích không điều chỉnh được. Nguyên 
nhân của hiện tượng này có thể bắt nguồn từ 
giả thiết nhà đầu tư ngây thơ (Naïve investors) 
của Sloan(1996). Cụ thể, hiện tượng định giá 
sai tổng dồn tích và quản trị thu nhập là do nhà 
đầu tư không thể nhận biết được sự kém nhất 
quán hơn (less persistence) của tổng dồn tích 
và quản trị thu nhập so với dòng tiền trong dự 
báo thu nhập tương lai. Kết quả này dẫn dắt 
đến một gợi ý nghiên cứu rằng liệu có thể xây 
dựng danh mục để thu lợi suất phụ trội dựa 
trên đặc điểm về tổng dồn tích và quản trị thu 
nhập trên thị trường chứng khoán Việt Nam 
không và liệu rằng đây có phải là nhân tố rủi 
ro cần phải tính tới khi định giá cổ phiếu?.q 
* Ước lượng EM bằng mô hình Modifed Jones (1995)
Bảng 10: Ước lượng OLS, FEM, GLS của mô hình 3 và mô hình 4 
(Modified Jones, 1995)
Biến
Mô hình 5 (y=RET
t+1
) Mô hình 6( SBMRET
t+1
)
OLS FEM GLS OLS FEM GLS
ROA
0,0433***
-0,0125
-0,211***
-0,0232
0,0433***
-0,0125
0,0205
-0,0127
-0,210***
-0,0237
0,0433***
-0,0125
NEM
-0,0825***
(0,0214)
-0,0959***
(0,0254)
-0,0825***
(0,0214)
-0,0748***
(0,0217)
-0,0996***
(0,0259)
-0,0825***
(0,0214)
EM
-0,0261***
(0,00602)
-0,0236***
(0,00685)
-0,0261***
(0,00602)
-0,0270***
(0,0061)
-0,0243***
(0,00701)
-0,0261***
(0,00602)
Constant
0,00396***
(0,00104)
0,0195***
(0,00158)
0,00396***
(0,00104)
0,0145***
(0,00105)
0,0286***
(0,00162)
0,00396***
(0,00104)
Observations 2,822 2,822 2,822 2,822 2,822 2,822
R-squared 0,013 0,052 0,01 0,05
Number of id 520 520 520 520
Taøi chính ngaân haøng
134 Taïp chí Kinh teá ñoái ngoaïi Soá 85 (10/2016)
Tài liệu tham khảo
1. Alqerm, J. F. and S. N. S. Obeid (2014). “The Pricing of the Real Earnings Management 
Evidence from Malaysian Stock Exchange.” Journal of Al-Quds Open University for 
Research and Studies 32: 27-49.
2. Barth, E. Mary, W. H. Beaver and W. R. Landsman (2001). The Relevance of Value 
Relevance Research. JAE Rochester Conference 
3. Charoenwong, C. and P. Jiraporn (2009). “Earnings management to exceed thresholds: 
Evidence from Singapore and Thailand.” Journal of Multinational Financial 
Management 19(3): 221-236.
4. Choi, B., D. Collins and W. Johnson (1997). “Valuation implications of reliability 
differences: the case of nonpension postretirement obligations.” The Accounting 
Review 72: 351-383.
5. Cupertino, C. M., A. J. Martinez and J. N. C. A. Costa (2012). “Accrual Anomaly in the 
Brazilian Capital Market “ Brazilian Administration review 9(4): 421-440.
6. Dechow, P., R. Sloan and A. Sweeney, (1995). “Detecting earnings management,.” The 
Accounting Review 70: 193-225.
7. Doukakisa, L. C. and G. A. Papanastasopoulosb (2014). “The accrual anomaly in the 
U.K. stock market: Implications of growth and accounting distortions.” Journal of 
International Financial Markets, Institutions & Money 32( ): 256-277.
8. Fama, F. U. and R. K. Frech (1993). “Common risk factors in the returns on stocks and 
bonds.” Journal of Financial Economics 33: 3-56.
9. Goncharov, I. (2005). Earnings Management and its Determinants: Closing Gaps in 
Empirical Accounting Research, Peter Lang.
10. Healy, P. and J. Wahlen (1998). “A Review of the Earnings Management Literature and 
its Implications for Standard Setting.” Accounting Horizons 13(4): 365-384.
11. Hui, K. W., K. K. Nelson and P. E. Yeung (2016). “On the persistence and pricing 
of industry-wide and firm-specific earnings, cash flows, and accruals.” Journal of 
Accounting and Economics 61(1): 185-202.
12. Jones, J. J. (1991). “Earnings Management During Import Relief Investigations.” 
Journal of Accounting Research 29: 193-228.
13. Kallunki, J. and T. Martikainen (1997). “The lea d-lag structure of stock returns and 
accounting earnings.” International Review of Financial-Analysis 6(1): 37-48.
14. Kim, Y. J., J. H. Kim, S. Kwon and S. J. Lee (2015). “Percent accruals and the accrual 
anomaly: Korean evidence.” Pacific-Basin Finance Journal 35, : 340-366.
15. Kothari, S. P., A. J. Leone and C. E. Wasley (2005). “Performance matched discretionary 
accrual measures.” Journal of Accounting and Economics 39(1): 163-197.
16. Kraft, A., A. Leone and C. E. Wasley (2007). “Regression-Based Tests of the Market 
Pricing of Accounting Numbers: The Mishkin Test and Ordinary Least Squares.” 
Journal of Accounting Research 45(5): 1081-1114.
Taøi chính ngaân haøng
135Taïp chí Kinh teá ñoái ngoaïiSoá 85 (10/2016)
17. Lev, B. (1989). “On the Usefulness of Earnings and Earnings Research: Lessons and 
Directions from Two Decades of Empirical Research” Journal of Accounting Research 
27(3): 153-193.
18. Mouselli, S., A. Jaafar and J. Goddard (2013). “Accruals quality, stock returns and asset 
pricing: Evidence from the UK.” International Review of Financial Analysis 30: 203-
213.
19. Othman, H. B. and D. Zeghal (2006). “A study of earnings-management motives in the 
Anglo-American and Euro-Continental accounting models: The Canadian and French 
cases.” The International Journal of Accounting 41(4): 406-435.
20. Ozkan, N. and M. M. Kayali (2015). “The accrual anomaly: Evidence from Borsa 
Istanbul.” Borsa Istanbul Review 15(2): 115-125.
21. Pascal, A. and N. T. Hang. (2014). “Financial Distress and Accrual Anomaly: Evidence 
from the Vietnamese Stock Market.” Retrieved 12-12, 2015, from Available at SSRN: 
22. Pincus, M., S. Rajgopal and M. Venkatachalam (2007). “The accrual anomaly: 
International evidence.” The Accounting Review 82(1): 169-203.
23. Richardson, S. A., R. G. Sloan, M. T. Soliman and İ. Tuna (2005). “Accrual reliability, 
earnings persistence and stock prices.” Journal of Accounting and Economics 39(3): 
437-485.
24. Selahudina, N. F., N. B. Zakariaa, Z. M. Zuraidah Mohd Sanusia and P. Budsaratragoonb 
(2014). “Monitoring financial risk ratios and earnings management: evidence from 
Malaysia and Thailand.” Procedia - Social and Behavioral Sciences 145: 51-60.
25. Sloan, R. ( 1996). “Do stock prices fully reflect information in accruals and cash flows 
about future earnings?” The Accounting Review 71: 289–315.
26. Subramanyam, K. R. (1996). “The pricing of discretionary accruals.” Journal of 
Accounting and Economics 22(1–3): 249-281.
27. Vân, P. T. B. (2013). “Các Cách Đo Lường Sự Trung Thực Của Chỉ Tiêu Lợi Nhuận “ 
Tạp Chí Ngân Hàng 1: 39-47.
28. Vivattanachang, D. and S. Supattarakul (2013). “The Earnings Persistence and the 
Market Pricing of Earnings and their Cash Flow and Accrual Components of Thai 
Firms.” Journal of Accounting Profession 9(25): 63-79.
29. Xie, B., W. N. Davidson Iii and P. J. DaDalt (2003). “Earnings management and 
corporate governance: the role of the board and the audit committee.” Journal of 
Corporate Finance 9(3): 295-316.
30. Xie, H. (2001). “The mispricing of abnormal accruals.” The accounting review 76(3): 
357-373.
31. Zhang, X. F. (2007). “Accruals, Investment, and the Accrual Anomaly.” The Accounting 
Review 82(5): 1333-1363.