TIỂU LUẬN KINH TẾ LƯỢNG

ẢNH HƯỞNG CỦA CƠ CHẾ QUẢN TRỊ CÔNG TY ĐỐI VỚI QUẢN LÝ THU NHẬP CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT Ở NIGERIA1.Tóm tắt nội dung bài báo khoa học1.1.Tên bài báo: Ảnh hưởng của cơ chế quản trị công ty đối với quản lý thu nhập của các công ty niêm yết ở NigeriaThe effects of corporate governance mechanisms on earnings management of listed firms in Nigeria1.2.Tác giả: Uwalomwa Uwuigbe, Daramola Sunday Peter and Anjolaoluwa Oyeniyi, Covenant University and Southwestern University, Nigeria1.3.Nội dung bài báo:Nghiên cứu đã xem xét tác động của cơ chế quản trị doanh nghiệp đối với quản lý thu nhập ở Nigeria. Để đạt được các mục tiêu của nghiên cứu này, tổng số 40 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán ở Nigeria đã được lựa chọn và phân tích cho nghiên cứu này bằng cách sử dụng kỹ thuật lấy mẫu phán đoán (phi ngẫu nhiên). Việc lựa chọn các công ty dựa trên bản chất và mức độ của các vụ thất bại tài chính doanh nghiệp đã xảy ra trong ngành. Ngoài ra, các báo cáo thường niên của các công ty trong giai đoạn 20072011

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH

KHOA………



TIỂU LUẬN HỌC PHẦN

PHƯƠNG PHÁP ĐỊNH LƯỢNG

GIẢNG VIÊN HƯỚNG DẪN HỌC VIÊN THỰC HIỆN

TS…

MSHV:

TP.HỒ CHÍ MINH, THÁNG 1 NĂM 2021

ẢNH HƯỞNG CỦA CƠ CHẾ QUẢN TRỊ CÔNG TY ĐỐI VỚI QUẢN LÝ THU

NHẬP CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT Ở NIGERIA

1 Tóm tắt nội dung bài báo khoa học

1.1 Tên bài báo: Ảnh hưởng của cơ chế quản trị công ty đối với quản lý thu nhập

của các công ty niêm yết ở Nigeria

The effects of corporate governance mechanisms on earnings management of

listed firms in Nigeria

1.2 Tác giả: Uwalomwa Uwuigbe, Daramola Sunday Peter and Anjolaoluwa

Oyeniyi, Covenant University and Southwestern University, Nigeria

1.3 Nội dung bài báo:

Nghiên cứu đã xem xét tác động của cơ chế quản trị doanh nghiệp đối với quản lý thu nhập ở Nigeria Để đạt được các mục tiêu của nghiên cứu này, tổng số 40 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán ở Nigeria đã được lựa chọn và phân tích cho nghiên cứu này bằng cách sử dụng kỹ thuật lấy mẫu phán đoán (phi ngẫu nhiên) Việc lựa chọn các công ty dựa trên bản chất và mức độ của các vụ thất bại tài chính doanh nghiệp đã xảy

ra trong ngành Ngoài ra, các báo cáo thường niên của các công ty trong giai đoạn

2007-2011 cũng được sử dụng cho nghiên cứu Phương pháp phân tích hồi quy được sử dụng như một kỹ thuật thống kê để phân tích dữ liệu thu thập được từ báo cáo hàng năm của các công ty được chọn Các phát hiện từ nghiên cứu cho thấy rằng mặc dù quy mô và tính độc lập của hội đồng quản trị có tác động tiêu cực đáng kể đến việc quản lý thu nhập (được thúc đẩy bởi các khoản dồn tích tùy ý) Mặt khác, tính hai mặt của CEO có tác động tích cực đáng kể đến việc quản lý thu nhập của các công ty được lấy mẫu ở Nigeria

Do đó, bài báo kết luận rằng các công ty có hội đồng quản trị lớn hơn và kiến thức đa dạng có nhiều khả năng hiệu quả hơn trong việc hạn chế quản lý thu nhập so với hội đồng quản trị nhỏ hơn vì họ có nhiều khả năng có nhiều giám đốc độc lập hơn với nhiều chuyên môn về tài chính hơn

2 Giả thuyết ban đầu, các nhân tố đầu vào, đầu ra:

2.1 Giả thuyết ban đầu

 H o : Không có mối quan hệ đáng kể giữa quy mô hội đồng quản trị và quản

lý thu nhập

 H 1 : Sự độc lập của hội đồng quản trị không ảnh hưởng đáng kể đến việc

quản lý thu nhập của các công ty

 H 2 : Tính hai mặt của CEO không có ảnh hưởng đáng kể đến việc quản lý

thu nhập của các công ty

2.2 Phương trình hồi quy tổng quát:

DA i-t = β 0 + β 1 BS i-t + β 2 BCi-t + β 3 CEODUAL i-t + β 4 FSIZE i-t +µ i-t ……

2.3 Các biến đầu vào:

BSIZE = Kích thước bảng (đại diện cho số lượng giám đốc trong hội đồng

quản trị)

BDIND = Sự độc lập của Hội đồng Quản trị là tỷ lệ của các giám đốc không

điều hành trong tổng thành phần hội đồng quản trị

CEODUAL = Tính hai mặt của CEO được xác định bằng cách chỉ định 1 nếu

CEO đồng thời là chủ tịch và nếu ngược lại là 0

FSIZE = Quy mô doanh nghiệp được đo lường bằng logarit tổng tài sản (Biến

kiểm soát)

Β1-3 = Hệ số được ước lượng hoặc Hệ số của hàm tuyến tính

µ = Phần sai số, nó đại diện cho các biến giải thích khác không được

trình bày trong mô hình

i-t = Trong đó i và t đại diện cho tất cả 40 công ty và khoảng thời gian 5

năm tương ứng

Kỳ vọng của các hệ số (tức là kỳ vọng mong đợi) cho β1, β2 trong khi β2 <0

2.4 Giá trị đầu ra:

DA = Các khoản tích lũy tùy ý (là ủy quyền để quản lý thu nhập)

3 Phân tích hồi quy

3.1 Cở mẫu:

Tổng số 40 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán ở Nigeria đã được lựa chọn và phân tích cho nghiên cứu cùng với số liệu được thu thập từ các báo cáo thường niên của các công ty trong giai đoạn 2007-2011 cũng được sử dụng cho nghiên cứu (n=40)

3.2 Dữ liệu phân tích

Bảng 1 dữ liệu trung bình cho các công ty niêm yết được lựa chọn sử dụng trong

nghiên cứu này cho giai đoạn được xem xét

3 May and Baker Nig

7 Jos International

8 Champion Breweries

9 International

10 Lafarge West African

11 Chemical & Allied

13 Nigerian - German

14 Okitipupa Oil Palm

19 Ashaka Cement

20 Benue Cement

21 Cement Company of

Northern (Nigeria) Plc 4.77 12.4 6 1 2.84

22

Ceramic

Manufacturers Nigeria

PLC

24 Chevron Oil Nigeria

25 Mobile Oil Nigeria Plc 4.67 7.8 4 0 3.57

30 African Paints

35 First Bank of Nigeria

36 First inland bank plc 4.39 10.6 5.34 0 3.2

37 Guaranty trust bank

38 Oceanic bank

Source: (2007-2011 Annual report)

3.3 Xây dựng phương trình hồi quy

Đặt giá trị LOGDA là Y và BSIZE, BIND, CEODUAL, FSIZE lần lượt là X1, X2,

X3, X4, các giá trị hệ số phương trình hồi quy được tính theo công thức sau:

Yi = β0 + β1.X1 + β2.X2 + β3.X3 + β4.X4 + Ui (1)

Từ bảng dố liệu, ta tính được:

 ∑ = 353.2

 ∑ = 217.24

 ∑ = 6.6

 ∑ = 203.02

 ∑ ∑ =1855.916

 ∑ ∑ = 1966.644

 ∑ ∑ = 43.68

 ∑ = 186.07

 ∑ = 1619.006

 ∑ =1000.1326

 ∑ = 929.3634

 ∑ = 34.55  ∑ ∑ = 1160.456  ∑ ∑ = 26.63  ∑ ∑ = 29.48  ∑ =1252.938

 ∑ = 6.36

 ∑ = 1246.6456

 ∑ =3351.2

 =

[ ∑ ∑ ∑ ∑

∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑

∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑

∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑

∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ]

 =

[

]

 = x

[ ∑ ∑

∑

∑

∑ ]

 =

[

]

x [

]

 =

[

]

Thay vào phương trình hồi quy tổng quát (1) ta có:

↔ Y = 5.451200209 X1 .X2 .X3 .X4

Thay Y = LOGDA và X1, X2, X3, X4 lần lượt là: BSIZE, BIND, CEODUAL, FSIZE, ta có

CEODUAL FSIZE

4 Kiểm tra bằng phần mềm thống kê Eviews:

Phương trình hồi quy tuyến tính được kiểm tra bằng phần mềm thống kê Eviews Kết quả được trình bày như hình sau:

Dependent Variable: LOGDA

Method: Least Squares

Date: 01/11/21 Time: 13:12

Sample: 1 40

Included observations: 40

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C 5.451200 0.152782 35.67961 0.0000

BSIZE -0.056179 0.012983 -4.327136 0.0001

BIND -0.048044 0.025439 -1.888607 0.0673

CEODUAL 0.485069 0.083978 5.776115 0.0000

FSIZE -0.024136 0.013132 -1.837984 0.0746

R-squared 0.798883 Mean dependent var 4.651750

Adjusted R-squared 0.775898 S.D dependent var 0.361775

S.E of regression 0.171262 Akaike info criterion -0.574772

Sum squared resid 1.026577 Schwarz criterion -0.363662

Log likelihood 16.49545 Hannan-Quinn criter -0.498442

F-statistic 34.75701 Durbin-Watson stat 2.043959

Prob(F-statistic) 0.000000

Hình 1 Kết quả mô hình hồi quy kiểm tra bằng Eviews

Phương trình hồi quy được kiểm tra bằng Eviews:

Y = 5.451200 X1 X2 .X3 X4

Thay Y = LOGDA và X1, X2, X3, X4 lần lượt là: BSIZE, BIND, CEODUAL, FSIZE, ta có

LOGDA = 5.451200 BSIZE BIND

5 Độ chính xác của các ước lượng bình phương nhỏ nhất

Dựa theo kết quả phân tích mô hình hồi quy từ phần mềm Eviews,ước lượng bình phương nhỏ nhất được xác định như sau:

 Se( ̂ ) = 0.152782

 Se( ̂ ) = 0.012983

 Se( ̂ ) = 0.025439

 Se( ̂ ) = 0.083978

 Se( ̂ ) = 0.013132

6 Ý nghĩa thống kê hệ số hồi quy

Kiểm định cặp giả thuyết:

 Ho: =0 : Hệ số không có ý nghĩa thống kê

 H1: ≠ 0: Hệ số có ý nghĩa thống kê

 Mức ý nghĩa α = 5%

 n = 40

 k = 5

 Tiêu chuẩn kiểm định: ̂ = ̂

̂

 = = 2.032

Suy ra:

 ̂ | = 35.67961 > = 2.032  Bác bỏ giả thuyết H0, hệ số có ý nghĩa thống kê

 ̂ | = 4.327136> = 2.032  Bác bỏ giả thuyết H0, hệ số có ý nghĩa thống kê

 ̂ | = 1.888607 < = 2.032  Chấp nhận giả thuyết H0, hệ số không có ý nghĩa thống kê

 ̂ | = 5.776115 > = 2.032  Bác bỏ giả thuyết H0, hệ số có ý nghĩa thống kê

 ̂ | = 1.837984 < = 2.032  Chấp nhận giả thuyết H0, hệ số không có ý nghĩa thống kê

Vậy Hệ số ̂ , ̂ , ̂ có ý nghĩa thống kê, và ̂ , ̂ không có ý nghĩa thống kê

7 Tính thích hợp phương trình hồi quy

7.1 Hệ số xác định

Hệ số xác định mô hình: R2 = 0.798883 ⁓ 79.89%

Có nghĩa rằng79.89% sự biến thiên của LOGDA được giải thích chung bởi các biến trong mô hình

7.2 Khoảng tin cậy của hệ số hồi quy

Khoảng tin cậy của hệ số hồi quy được xác định bằng công thức

̂- tα/2(n-k).Se( ̂) ≤ a ≤ ̂+ tα/2(n-k).Se( ̂)

Với:

 Se( ̂ ) = 0.152782

 Se( ̂ ) = 0.012983

 Se( ̂ ) = 0.025439

 Se( ̂ ) = 0.083978

 Se( ̂ ) = 0.013132

Độ tin cậy 95% thì tα/2(n-k) = t0.025(35) = 2.032

 Khảng tin cậy của là:

̂ - 2.032.Se( ̂ ) ≤ ≤ ̂ + 2.032.Se( ̂ )

↔ 5.451200– 2.032 x 0.152782 ≤ ≤ 5.451200+ 2.032 x 0.152782

↔ 5.1407 ≤ ≤ 5.76165

 Khảng tin cậy của là:

̂ - 2.032.Se( ̂ ) ≤ ≤ ̂ + 2.032.Se( ̂ )

↔ -0.056179 – 2.032 x 0.012983 ≤ ≤ -0.056179 + 2.032 x 0.012983

↔ -0.08256 ≤ ≤ -0.02979

 Khảng tin cậy của là:

̂ - 2.032.Se( ̂ ) ≤ ≤ ̂ + 2.032.Se( ̂ )

↔ -0.048044– 2.032 x 0.025439 ≤ ≤ -0.048044+ 2.032 x 0.025439

↔ -0.0997 ≤ ≤ 3.648.10-3

 Khảng tin cậy của là:

̂ - 2.032.Se( ̂ ) ≤ ≤ ̂ + 2.032.Se( ̂ )

↔ 0.485069 – 2.032 x 0.083978≤ ≤ 0.485069 + 2.032 x 0.083978

↔ 0.3144 ≤ ≤ 0.6557

 Khảng tin cậy của là:

̂ - 2.032.Se( ̂ ) ≤ ≤ ̂ + 2.032.Se( ̂ )

↔ -0.024136 – 2.032 x 0.013132 ≤ ≤ -0.024136 + 2.032 x 0.013132

↔ -0.0508 ≤ ≤ 2.54822.10-3

5.4 Tính thích hợp của phương trình hồi quy (F)

Kiểm định cặp giả thiết:

 Ho: R2 = 0: phương trình hồi quy không phù hợp

 H1: R2 ≠ 0: phương trình hồi quy phù hợp

 Với R2 = 0.798883

 α = 5% = 0.05

 Fqs =

=

= 139.028

 = Fα(k-1,n-k) = F0.05(4, 35) = 2.648

Suy ra Fqs = 139.028 > Fα(k-1,n-k) = 2.648 giả thiết H0 : R2 = 0 bị bác bỏ, chấp nhận giả thuyết H1, vậy phương trình hồi quy thích hợp

8 So sánh giữa kết quả bài báo và mô hình tính toán

Bảng 2 So sánh kết quả tính toán và kết quả chạy eviews và kết quả bài báo