Các yếu tố ảnh hưởng đến thuế suất hiệu dụng của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh
12 trang
18/05/2022
1810
Bạn đang xem tài liệu "Các yếu tố ảnh hưởng đến thuế suất hiệu dụng của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh", để tải tài liệu gốc về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
Tài liệu đính kèm:
- cac_yeu_to_anh_huong_den_thue_suat_hieu_dung_cua_cac_doanh_n.pdf
Nội dung text: Các yếu tố ảnh hưởng đến thuế suất hiệu dụng của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh
- 661 TẠP CHÍ QUẢN LÝ KINH TẾ QUỐC TẾ Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế Trang chủ: CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN THUẾ SUẤT HIỆU DỤNG CỦA CÁC DOANH NGHIỆP PHI TÀI CHÍNH NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN HỒ CHÍ MINH Lê Hoàng Vinh Trường Đại học Kinh tế - Luật, Đại học Quốc gia TP.HCM, TP. Hồ Chí Minh, Việt Nam Vũ Thị Anh Thư Trường Đại học Ngân hàng TP.HCM, TP. Hồ Chí Minh, Việt Nam Cao Nguyễn Quý Tâm Công ty TNHH Thương mại - Dịch vụ Kỹ thuật Việt Ân, TP. Hồ Chí Minh, Việt Nam Ngày nhận: Ngày hoàn thành biên tập: Ngày duyệt đăng: 29/12/2020 Tóm tắt: Bài viết nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến thuế suất hiệu dụng (ETR) của các doanh nghiệp (DN) phi tài chính niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh. Mẫu nghiên cứu là 211 DN trong giai đoạn 2014-2019 và dữ liệu thứ cấp được tiếp cận từ báo cáo tài chính đã kiểm toán của các DN. Phân tích hồi quy theo GLS khẳng định đòn bẩy tài chính, quy mô DN và khả năng sinh lời ảnh hưởng ngược chiều đến ETR, trong khi đó mức độ đầu tư tài sản cố định và mức độ đầu tư hàng tồn kho có ảnh hưởng cùng chiều đến ETR. Từ khóa: Doanh nghiệp phi tài chính, Các yếu tố ảnh hưởng, Thuế suất hiệu dụng DETERMINANTS OF EFFECTIVE TAX RATE OF NON-FINANCIAL FIRMS LISTED ON HO CHI MINH STOCK EXCHANGE Abstract: This paper studies the determinants of the e ective tax rate (ETR) of non- nancial rms listed on Ho Chi Minh Stock Exchange. The data have been collected from audited nancial statements of 211 non- nancial rms in the period of 2014-2019. The estimation results with the GLS method show that nancial leverage, rm size, and pro tability have negative e ects on ETR, while capital intensity and inventory intensity have positive e ects on ETR. Keywords: Non- nancial rms, Factors, E ective tax rate 1. Giới thiệu Thuế suất hiệu dụng (ETR - E ective Tax Rate) là một thước đo phản ánh hợp lý kết quả của quá trình lập kế hoạch thuế (Tax Planning) tại các DN, cho thấy lợi Tác giả liên hệ, Email: vinhlh@uel.edu.vn Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 135 (02/2021)
- ích hay bất lợi cho các cổ đông từ kế hoạch thuế. ETR thấp hơn thuế suất theo luật định (STR - Statutory Tax Rate) thể hiện DN đã có quyết định mang lại những lợi ích về thuế và ngược lại. Chênh lệch ETR với STR thường xuất phát từ sự khác biệt giữa quy định tính thuế với quy định của chế độ kế toán và dẫn đến phát sinh chênh lệch vĩnh viễn (Permanent Di erence) giữa lợi nhuận chịu thuế và lợi nhuận kế toán trước thuế. Dưới góc độ quản lý tài chính, các nhà quản lý DN sẽ tìm cách giảm ETR, bởi vì đó là một trong những yếu tố sẽ góp phần gia tăng lợi nhuận và tiến đến gia tăng giá trị tài sản của cổ đông (Ngô & Hồ, 2020), theo đó ETR của mỗi DN sẽ cao hoặc thấp tùy theo đặc điểm của DN về quy mô DN, đòn bẩy tài chính, mức độ sử dụng vốn, vì vậy, DN muốn giảm thiểu chi phí thuế nhằm gia tăng lợi nhuận sau thuế cần xác định các yếu tố ảnh hưởng đến ETR, từ đó đề ra kế hoạch thuế phù hợp. Trong nhiều năm qua, nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã đề cập đến ETR cũng như các yếu tố ảnh hưởng đến ETR của các DN, tuy nhiên kết quả nghiên cứu không nhất quán hoàn toàn, điều này có thể do những khác biệt về chính sách thuế tại các quốc gia, phạm vi thời gian và không gian nghiên cứu, hay những khác biệt từ việc lựa chọn vận dụng các mô hình nghiên cứu cũng như phương pháp nghiên cứu, hay có thể những lý do khác. Ví dụ như Liu & Cao (2007) đã thực hiện nghiên cứu 425 DN niêm yết tại Trung Quốc từ năm 1998 đến năm 2002 và khẳng định tồn tại ảnh hưởng của đòn bẩy tài chính và khả năng sinh lời đến ETR, trong khi quy mô DN và mức độ đầu tư tài sản cố định không đảm bảo ý nghĩa thống kê. Ioannis & cộng sự (2019) nghiên cứu dựa trên cơ sở dữ liệu của 53.235 DN niêm yết tại Hy Lạp khẳng định quy mô DN, đòn bẩy tài chính, mức độ đầu tư tài sản cố định và hàng tồn kho đều có ảnh hưởng đến ETR. Valente (2018) thực hiện nghiên cứu dựa trên mẫu 350 DN tại Châu Âu trong giai đoạn 2005-2016 và đúc kết rằng quy mô DN, khả năng sinh lời và mức độ đầu tư hàng tồn kho ảnh hưởng cùng chiều đến ETR, trong khi đòn bẩy tài chính, trách nhiệm xã hội của DN và mức độ đầu tư tài sản cố định lại ảnh hưởng ngược chiều đến ETR. Cecileen (2019) nghiên cứu trường hợp 38 DN niêm yết tại Nam Phi và đúc kết rằng khả năng sinh lời và mức độ đầu tư tài sản cố định ảnh hưởng đến ETR. Tại Việt Nam, các nghiên cứu thực nghiệm tập trung vào đối tượng ETR cũng như yếu tố ảnh hưởng đến ETR còn rất hạn chế. Một số nghiên cứu thực nghiệm có liên quan như Phan (2017) kiểm định yếu tố sở hữu nhà nước ảnh hưởng đến hành vi né tránh thuế của 462 DN niêm yết tại Việt Nam, hay Bùi & Nguyễn (2015) kiểm định các yếu tố quyết định hành vi điều chỉnh thu nhập làm giảm ETR và kết quả cho thấy các DN được hưởng chính sách ưu đãi, ghi nhận doanh thu, các khoản dự phòng và các khoản chi phí thuế hoãn lại sẽ chịu một mức thuế thấp hơn. Vì vậy, bài viết nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến ETR của các DN phi tài chính niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh (HOSE) đảm bảo ý nghĩa khoa học và có thể bổ sung vào khoảng trống nghiên cứu mảng liên quan đến ETR tại Việt Nam. Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 135 (02/2021)
- 2. Cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm ETR được sử dụng phổ biển cho mục đích đánh giá kết quả của lập kế hoạch thuế và tránh thuế (Tax Avoidance) theo nhiều góc độ tiếp cận khác nhau, bao gồm quản lý tài chính, kế toán, thuế hoặc kinh tế. Trong quản lý tài chính DN, ETR thể hiện gánh nặng thuế thực tế mà DN phải chịu sau khi đã điều chỉnh những quy định về việc xác định lợi nhuận chịu thuế. Các nhà quản lý DN kỳ vọng có thể giảm thuế suất hiệu dụng và qua đó mang lại giá trị tăng thêm cho các cổ đông, theo đó lược khảo cơ sở lý thuyết và các bằng chứng thực nghiệm có liên quan đã chỉ ra nhiều yếu tố ảnh hưởng đến ETR của DN, bao gồm: 2.1 Quy mô doanh nghiệp Hai lý thuyết phổ biến đúc kết mối quan hệ giữa quy mô DN với ETR là lý thuyết chi phí chính trị và lý thuyết quyền lực chính trị. Theo lý thuyết chi phí chính trị, các DN lớn hơn có ETR cao hơn vì dễ dàng hơn đối với mục tiêu của Chính phủ, cơ quan thuế và dư luận xã hội (Zimmerman, 1983). Ngược lại, lý thuyết quyền lực chính trị cho rằng các DN lớn hơn có ETR thấp hơn, vì các DN lớn có nguồn lực và quyền lực để thương lượng gánh nặng thuế hoặc ảnh hưởng đến pháp luật nhằm mang lại lợi ích cho các chủ sở hữu DN (Zimmerman, 1983). Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã kiểm định mối quan hệ giữa quy mô DN với ETR, theo đó kết quả tìm thấy cũng không nhất quán nhau, Zimmerman (1983) hay Wilkie & Limberg (1990) ủng hộ lý thuyết chi phí chính trị, trong khi đó Richardson & Lanis (2007) lại ủng hộ lý thuyết quyền lực chính trị. 2.2 Đòn bẩy tài ch nh của doanh nghiệp Lý thuyết M&M và lý thuyết đánh đổi về cấu trúc vốn đều khẳng định rằng DN sẽ có lợi ích tăng thêm khi sử dụng vay nợ hình thành đòn bẩy tài chính do lãi vay tạo ra lá chắn thuế (Brealey & cộng sự, 2008; Arnold, 2013 và Horne & Wachowicz, 2008). Theo đó, đòn bẩy tài chính càng cao thì ETR càng thấp và ngược lại (Tran, 2019). Tác động của đòn bẩy tài chính đến ETR cũng đã được khẳng định do nhiều nghiên cứu thực nghiệm trước đây, cụ thể kết quả nghiên cứu của Gupta & Newberry (1997), Grant & Roman (2007), Kraft (2014) và Sakthi & Jeyapalan (2012) đều đúc kết sự tồn tại tác động ngược chiều của đòn bẩy tài chính đến ETR. 2.3 Khả năng sinh lời của doanh nghiệp Bản chất thuế thu nhập DN là loại thuế trực thu, đánh vào thu nhập do DN tạo ra được trong kỳ (Stickney, 1979), theo đó DN tạo ra càng nhiều lợi nhuận thì nộp thuế càng nhiều và ngược lại, hoặc DN không phải nộp thuế trong trường hợp kinh doanh thua lỗ. Không những thế, các khoản lỗ được kết chuyển sang các năm tiếp theo sẽ mang đến cho DN cơ hội giảm ETR (Stickney, 1979). Bằng chứng từ các nghiên cứu thực nghiệm của Liu & Cao (2007), Elena & Antonio (2014), Rojas & cộng sự (2017), Yinka & Uchenna (2018) và Ioannis & cộng sự (2019) chỉ ra rằng khả năng sinh lời của DN ảnh hưởng cùng chiều đến ETR, tuy nhiên, nghiên cứu Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 135 (02/2021)
- thực nghiệm của Georgeta & cộng sự (2015) lại cho kết quả ngược lại, theo đó, khả năng sinh lời ảnh hưởng ngược chiều đến ETR. 2.4 Mức độ đầu tư tài sản cố định của doanh nghiệp Tài sản cố định là khoản đầu tư mang tính chất lâu dài, là nền tảng để DN có thể thực hiện các hoạt động sản xuất kinh doanh và theo đó chi phí đầu tư tài sản cố định sẽ được phân bổ vào chi phí hoạt động của DN theo định kỳ nhằm mục đích báo cáo tài chính và mục đích tính thuế (Ngô & cộng sự, 2018). Vì vậy, khấu hao tài sản cố định sẽ giúp các DN có được khoản tiết kiệm thuế thu nhập DN và mối quan hệ này gợi ý rằng mức độ đầu tư tài sản cố định sẽ ảnh hưởng ngược chiều đến ETR. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Gupta & Newberry (1997), Richardson & Lanis (2007), Liu & Cao (2007), Elena & Antonio (2014) và Ioannis & cộng sự (2019) đều khẳng định ảnh hưởng ngược chiều từ mức độ đầu tư tài sản cố định đến ETR tại các DN. 2.5 Mức độ đầu tư hàng tồn kho của doanh nghiệp Hàng tồn kho là tài sản được nắm giữ để bán trong quá trình kinh doanh thông thường hoặc trong hình thức của vật liệu hoặc vật tư sẽ được tiêu thụ trong quá trình sản xuất. Gupta & Newberry (1997) là một trong những người đầu tiên thực hiện nghiên cứu về mức độ đầu tư vốn vào hàng tồn kho đối với ETR và kết quả của nhóm tác giả này khẳng định hàng tồn kho của các DN càng nhiều thì DN càng có ETR cao hơn; mối quan hệ cũng tiếp tục được khẳng định từ các nghiên cứu thực nghiệm của Richardson & Lanis (2007), Elena & Antonio (2014), Valente (2018), Yinka & Uchenna (2018) và Ioannis & cộng sự (2019). 2.6 Các yếu tố khác Ngoài 5 yếu tố thường được đề cập ở trên, ETR của các DN còn có thể chịu ảnh hưởng do tình trạng việc làm tại DN (Liu & Cao, 2007), cấu trúc sở hữu (Liu & Cao, 2007), dòng tiền tự do (Kraft, 2014), khả năng tăng trưởng (Kraft, 2014) và trách nhiệm xã hội của DN (Valente, 2018). 3. Mô hình nghiên cứu Căn cứ cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm như đã đề cập tại mục 2, mô hình nghiên cứu sẽ xem xét các yếu tố ảnh hưởng đến ETR của các DN phi tài chính niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh, bao gồm: quy mô DN, đòn bẩy tài chính, khả năng sinh lời, mức độ đầu tư tài sản cố định và mức độ đầu tư hàng tồn kho. Cụ thể như sau: ETRi,t = β + β * SIZEi,t + β * LEVi,t + β * PROFi,t + β4 * CAPINTi,t β5 * INVINTi,t + εi,t Biến phụ thuộc ETR là thuế suất hiệu dụng, được đo lường trên cơ sở xác định tỷ lệ chi phí thuế trên lợi nhuận trước thuế (Yinka & Uchenna, 2018; Ioannis & cộng sự, 2019; Georgeta & cộng sự, 2015). Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 135 (02/2021)
- Biến độc lập SIZE là quy mô DN, được đo lường bằng logarit của doanh thu thuần và kỳ vọng ảnh hưởng cùng chiều đến ETR (Rohaya & cộng sự, 2008; Kraft, 2014). Biến độc lập LEV là đòn bẩy tài chính, được đo lường dựa vào hệ số nợ trên vốn chủ sở hữu và kỳ vọng ảnh hưởng ngược chiều (Gupta & Newberry, 1997; Grant & Roman, 2007; Liu & Cao, 2007; Sakthi & Jeyapalan, 2012 và Rohaya & cộng sự, 2008). Biến độc lập PROF là khả năng sinh lời, được đo lường bởi suất sinh lời trên tổng vốn đầu tư trước thuế và kỳ vọng ảnh hưởng cùng chiều đến ETR (Gupta & Newberry, 1997; Richardson & Lanis, 2007; Liu & Cao, 2007 và Elena & Antonio, 2014). Biến độc lập CAPINT là mức độ đầu tư tài sản cố định, được đo lường dựa vào tỷ trọng tài sản cố định hữu hình trên tổng tài sản và kỳ vọng ảnh hưởng ngược chiều đến ETR (Gupta & Newberry, 1997; Richardson & Lanis, 2007; Rohaya & cộng sự, 2008; Kraft, 2014 và Georgeta & cộng sự, 2015). Biến độc lập INVINT là mức độ đầu tư hàng tồn kho, được đo lường bởi tỷ trọng hàng tồn kho trên tổng tài sản, và kỳ vọng ảnh hưởng cùng chiều đến ETR (Elena & Antonio, 2014; Yinka & Uchenna, 2018 và Ioannis & cộng sự, 2019). Bảng 1 tổng hợp cách đo lường và kỳ vọng dấu của các biến trong mô hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến ETR của các DN phi tài chính niêm yết trên HOSE. Bảng 1. Tổng hợp các đo lường và kỳ vọng dấu của các biến Biến/Đơn Cách Kỳ vọng vị tính đo lường Dấu Nghiên cứu thực nghiệm có liên quan Biến phụ thuộc ETR (%) Chi phí thuế Yinka & Uchenna (2018), Ioannis & cộng sự Tổng lợi nhuận kế (2019), Georgeta & cộng sự (2015) toán trước thuế Biến độc lập SIZE Logarit của doanh thu Rohaya & cộng sự (2008), Kraft (2014), Rojas thuần & cộng sự (2017), Valente (2018) và Yinka & Uchenna (2018). LEV (%) Nợ phải trả - Grant & Roman (2007), Liu & Cao (2007), Vốn chủ sở hữu Sakthi & Jeyapalan (2012), Rohaya & cộng sự (2008), Kraft (2014), Valente (2018), Yinka & Uchenna (2018) và Ioannis & cộng sự (2019) PROF Lợi nhuận trước thuế Liu & Cao (2007), Elena & Antonio (2014), (%) và lãi vay Rojas & cộng sự (2017), Yinka & Uchenna Tổng tài sản bình (2018) và Ioannis & cộng sự (2019) quân Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 135 (02/2021)
- Biến/Đơn Cách Kỳ vọng vị tính đo lường Dấu Nghiên cứu thực nghiệm có liên quan CAPINT Tài sản cố định hữu - Rohaya & cộng sự (2008), Kraft (2014), (%) hình Georgeta & cộng sự (2015), Valente (2018) và Tổng tài sản Yinka & Uchenna (2018) INVINT Hàng tồn kho Elena & Antonio (2014), Valente (2018), Yinka (%) Tổng tài sản & Uchenna (2018) và Ioannis & cộng sự (2019) Nguồn: Đề xuất và tổng hợp của nhóm tác giả 4. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu Xuất phát từ tổng thể các DN niêm yết trên HOSE, bài viết lựa chọn 211 DN đưa vào mẫu nghiên cứu khi xét đồng thời các tiêu chí sau: (i) Không phải là những DN thuộc ngành tài chính (ngân hàng, chứng khoán và bảo hiểm), (ii) Cổ phiếu của DN vẫn còn niêm yết trên thị trường tính đến thời điểm kết thúc năm tài chính 2019, (iii) Có đầy đủ báo cáo tài chính với các thông tin cần thiết trong mô hình nghiên cứu từ năm 2014 đến năm 2019 và (iv) Tất cả báo cáo tài chính được kiểm toán và báo cáo kiểm toán cho ý kiến chấp nhận tính hợp lý và trung thực theo nguyên tắc trọng yếu. Bài viết sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng để xác định kết quả nghiên cứu, bao gồm các phương pháp xử lý cụ thể như sau: thống kê mô tả (Descriptive Statistics), phân tích tương quan (Correlation Analysis) và phân tích hồi quy dữ liệu bảng (Panel Data Regression) theo mô hình hồi quy gộp (Pooled OLS), mô hình các yếu tố ảnh hưởng cố định (FEM) và mô hình các yếu tố ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM). Nếu có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng, phương sai sai số thay đổi hay tự tương quan thì kết quả hồi quy sẽ được xác định theo phương pháp bình phương nh nhất tổng quát (GLS). 5. Kết quả nghiên cứu và thảo luận 5.1 Thống kê mô tả Các biến trong mô hình nghiên cứu được thống kê mô tả tại Bảng 2. Bảng 2. Thống kê mô tả các biến Biến Trung bình Lớn nhất Nhỏ nhất Độ lệch chuẩn Số quan sát ETR 0,1840 1,0283 0,0000 0,0903 1266 LEV 1,3720 31,5738 0,0042 2,3513 1266 SIZE 6,0870 8,3155 3,6454 0,6481 1266 PROF 0,1191 0,9184 -0,3119 0,0941 1266 INVINT 0,1841 0,7977 0,0000 0,1688 1266 CAPINT 0,2273 0,9400 0,0000 0,2128 1266 Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu nghiên cứu bằng Eviews 10.0 Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 135 (02/2021)
- Theo Bảng 2, giá trị trung bình của ETR là 0,1840 thấp hơn mức thuế suất phổ thông theo luật định trong giai đoạn 2014-2019, cho thấy tồn tại sự khác biệt giữa lợi nhuận chịu thuế và lợi nhuận kế toán trước thuế theo hướng các DN được hưởng những ưu đãi từ chính sách thuế của Chính phủ, góp phần giảm bớt gánh nặng thuế (tax burden) và gia tăng giá trị DN; tuy nhiên ETR có khoảng cách rõ nét giữa các DN, nh nhất là 0% và cao nhất là 102,83%. Thống kê trung bình mẫu đối với các biến độc lập cho thấy các DN có cơ cấu vốn nghiêng về nợ và biểu hiện đòn bẩy tài chính khá cao, các DN trong mẫu nghiên cứu có sự đa dạng về quy mô, trung bình mẫu cho thấy các DN kinh doanh có lãi, mức độ đầu tư tài sản cố định và hàng tồn kho không cao. 5.2 Phân t ch tương quan Hệ số tương quan giữa các biến và mức ý nghĩa thống kê của từng hệ số tương quan xác định và trình bày tại Bảng 3. Bảng 3. Hệ số tương quan giữa các biến ETR LEV SIZE PROF INVINT CAPINT ETR 1,0000 LEV 0,1324 1,0000 0,0000 SIZE 0,1490 0,2150 1,0000 0,0000 0,0000 PROF -0,0504* -0,2199 0,1031 1,0000 0,0730 0,0000 0,0002 INVINT 0,2111 0,3108 0,2193 -0,1136 1,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0001 CAPINT -0,0976 -0,1190 -0,0486* 0,0359 -0,3858 1,0000 0,0005 0,0000 0,0840 0,2014 0,0000 Mức ý nghĩa 1%, * Mức ý nghĩa 10% Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu nghiên cứu bằng Eviews 10.0 Theo Bảng 3, biến ETR có tương quan dương với biến LEV, SIZE và INVINT với mức ý nghĩa thống kê 1%, nhưng lại tương quan âm với biến CAPINT và biến PROF với mức ý nghĩa lần lượt là 1% và 10%. Kết quả phân tích tương quan cho thấy rằng biến động ETR cùng chiều với biến động đòn bẩy tài chính, quy mô doanh nghiệp và mức độ đầu tư hàng tồn kho; trong khi đó, biến động ETR lại ngược chiều với biến động khả năng sinh lời và mức độ đầu tư tài sản cố định. 5.3 Phân t ch hồi quy Bảng 4 trình bày kết quả phân tích hồi quy theo Pooled OLS, FEM và REM, đồng thời là kết quả kiểm định để lựa chọn giữa các phương pháp ước lượng và hệ số phóng đại phương sai (Variance-in ating factor, VIF). Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 135 (02/2021)
- Bảng 4. Kết quả hồi quy Biến/ Pooled OLS FEM REM VIF Kiểm định Hệ số β P-value Hệ số β P-value Hệ số β P-value LEV 0,0019* 0,0910 -0,0055* 0,0598 0,0093 0,9538 1,1938 SIZE 0,0146 0,0003 0,0097 0,4339 0,0160 0,0068 1,1109 PROF -0,0299 0,2735 -0,1819 0,0000 -0,0975 0,0038 1,0843 INVINT 0,0854 0,0000 0,0152 0,7651 0,0812 0,0009 1,3270 CAPINT -0,0101 0,4219 0,0455 0,2136 -0,0019 0,9191 1,1771 C 0,0823 0,0006 0,1413* 0,0611 0,0836 0,0180 - Breusch-Pagan 0,0000 Redundant 0,0000 Fixed E ects Hausman 0,0030 ( ) Mức ý nghĩa 1%, ( ) Mức ý nghĩa 5%, và (*) Mức ý nghĩa 10%. Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu nghiên cứu bằng Eviews 10.0 Kết quả kiểm định Redundant Fixed E ects khẳng định FEM phù hợp hơn Pooled OLS, kiểm định Breusch-Pagan khẳng định REM phù hợp hơn Pooled OLS và kiểm định Hausman khẳng định FEM phù hợp hơn REM. Như vậy, kết quả hồi quy theo FEM tại Bảng 4 được chọn để khẳng định các yếu tố ảnh hưởng ETR của các DN phi tài chính niêm yết trên HOSE, theo đó, ETR được giải thích ngược chiều do đòn bẩy tài chính và khả năng sinh lời với mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 10% và 1%, trong khi quy mô DN, mức độ đầu tư tài sản cố định và hàng tồn kho không đảm bảo ý nghĩa thống kê để giải thích cho ETR. Kiểm định đa cộng tuyến Dựa vào Bảng 3, hệ số tương quan giữa các biến độc lập với nhau có tuyệt đối đều nh hơn 0,8 cho thấy, không có tương quan mạnh giữa các biến này, theo đó minh chứng rằng không có đa cộng tuyến nghiêm trọng (Gujarati, 2011). Thêm vào đó là VIF tại Bảng 3 của các biến độc lập đều nh hơn 10 và điều này tiếp tục khẳng định không có đa cộng tuyến nghiêm trọng (Gujarati, 2011). Kiểm định tự tương quan Căn cứ lựa chọn kết quả hồi quy từ Bảng 4 như đề cập trên, bài viết không thực hiện kiểm định tự tương quan, bởi vì FEM chỉ quan tâm đến những khác biệt mang tính cá nhân đóng góp vào mô hình, không có sự tương quan nên bài viết không kiểm định vi phạm này (Susmel, 2015). Kiểm định phương sai sai số thay đổi Bài viết thực hiện kiểm định White với kết quả trình bày tại Bảng 5, theo đó Prob nh hơn 5% khẳng định mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi và do đó bài viết sử dụng GLS để khắc phục vi phạm này. Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 135 (02/2021)
- Bảng 5. Kiểm định White Heteroskedasticity Test: White F-statistic 5,1530 Prob. F(20,1245) 0,0000 Obs*R-squared 96,7866 Prob. Chi-Square(20) 0,0000 Scaled explained SS 837,5842 Prob. Chi-Square(20) 0,0000 Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu nghiên cứu bằng Eviews 10.0 Bảng 6. Kết quả hồi quy theo GLS Biến Hệ số β P-value LEV -0,0065 0,0000 SIZE -0,0072* 0,0588 PROF -0,0713 0,0000 INVINT 0,0479 0,0003 CAPINT 0,0220 0,0035 C 0,2313 0,0000 R = 0,8981 Mức ý nghĩa 1% và * Mức ý nghĩa 10% Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu nghiên cứu bằng Eviews 10.0 Kết quả hồi quy theo GLS tại Bảng 6 khẳng định các biến độc lập LEV, PROF, CAPINT và INVINT đều đảm bảo ý nghĩa thống kê ở mức 1%, còn biến độc lập SIZE đảm bảo ý nghĩa thống kê ở mức 10%; mức độ phù hợp của kết quả hồi quy theo GLS là 89,81%. Căn cứ dấu của hệ số β, ETR chịu ảnh hưởng ngược chiều do đòn bẩy tài chính, quy mô DN và khả năng sinh lời. Ngoài ra, ETR còn chịu ảnh hưởng cùng chiều do mức độ đầu tư tài sản cố định và hàng tồn kho. 5.4 Thảo luận 5.4.1 Ảnh hưởng ngược chiều của đòn bẩy tài chính đến ETR Biến LEV có hệ số β theo GLS là -0,0065, cho thấy rằng đòn bẩy tài chính ảnh hưởng ngược chiều đến ETR tại các DN phi tài chính niêm yết trên HOSE, có nghĩa rằng các DN có mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính càng cao thì ETR càng thấp và ngược lại, mối quan hệ này phù hợp với kỳ vọng và ủng hộ khẳng định của Grant & Roman (2007), Liu & Cao (2007), Sakthi & Jeyapalan (2012), Rohaya & cộng sự (2008) và Kraft (2014) rằng các DN vay nợ tạo nên đòn bẩy tài chính và có được khoản tiết kiệm thuế dẫn đến giảm ETR. 5.4.2 Ảnh hưởng ngược chiều của quy mô doanh nghiệp đến ETR Biến SIZE có hệ số β theo GLS là -0,0072, cho thấy quy mô DN ảnh hưởng ngược chiều đến ETR tại các DN phi tài chính niêm yết trên HOSE, kết quả này trái ngược với kỳ vọng, nhưng lại ủng hộ lý thuyết chi phí chính trị và nghiên cứu Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 135 (02/2021)
- của Zimmerman (1983), Wilkie & Limberg (1990), Liu & Cao (2007), Shevlin & Porter (1992) và Stickney & McGeev (1982), có thể được giải thích rằng nhờ quy mô DN lớn hơn mà ETR thấp hơn, từ kinh nghiệm trong việc thực hiện kế hoạch thuế, hay chi phí hoạt động cao hơn cùng với sự gia tăng quy mô DN dẫn đến giảm thuế. 5.4.3 Ảnh hưởng ngược chiều của khả năng sinh lời đến ETR Biến SIZE có hệ số β theo GLS là -0,0713, cho thấy khả năng sinh lời ảnh hưởng ngược chiều đến ETR, kết quả này ngược lại với kỳ vọng, nhưng lại thống nhất với phát hiện từ nghiên cứu của Rego (2003), Kraft (2014) và Georgeta & cộng sự (2015), theo đó giải thích cho điều này rằng các DN có khả năng sinh lời cao hơn sẽ có nhiều nguồn lực để đầu tư cho các hoạt động lập kế hoạch thuế, góp phần giảm ETR, hay các DN có thu nhập cao hơn từ các hoạt động được hưởng chính sách ưu đãi của Chính phủ và do đó giảm ETR, hay trường hợp tiêu cực là các DN có thể gian lận trong việc kê khai thu nhập tính thuế nhằm giảm số tiền nộp thuế. 5.4.4 Ảnh hưởng cùng chiều của mức độ đầu tư hàng tồn kho đến ETR Biến INVINT có hệ số β theo GLS là 0,0479, cho thấy mức độ đầu tư hàng tồn kho ảnh hưởng cùng chiều đến ETR, kết quả này phù hợp với kỳ vọng cũng như khẳng định từ nghiên cứu của Elena & Antonio (2014), Yinka & Uchenna (2018) và Ioannis & cộng sự (2019), theo đó có thể giải thích rằng các DN có mức tồn kho lớn hơn đại diện cho sự tăng trưởng của hoạt động kinh doanh, nhờ đó mang lại thu nhập nhiều hơn và DN cũng sẽ chịu thuế nhiều hơn. 5.4.5 Ảnh hưởng cùng chiều của mức độ đầu tư tài sản cố định đến ETR Biến CAPINT có hệ số β theo GLS là 0,0220, cho thấy mức độ đầu tư tài sản cố định càng cao thì ETR càng cao và ngược lại, kết quả này trái ngược với kỳ vọng, nhưng lại phù hợp với kết luận của Liu & Cao (2007), Elena & Antonio (2014) và Ioannis & cộng sự (2019), theo đó có thể giải thích rằng các DN phải hoạch định vốn đầu tư để xem xét tính hiệu quả tài chính từ quyết định đầu tư mở rộng hay thay thế tài sản cố định, vì vậy đầu tư nhiều hơn vào tài sản cố định sẽ mang đến cơ hội gia tăng năng lực sản xuất kinh doanh cũng như gia tăng thu nhập và qua đó DN cũng chịu thuế nhiều hơn, ETR tăng lên. 6. Kết luận và gợi ý Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho trường hợp các DN phi tài chính niêm yết trên HOSE cho thấy ETR chịu ảnh hưởng ngược chiều do đòn bẩy tài chính, quy mô DN và khả năng sinh lời, nhưng lại chịu ảnh hưởng cùng chiều bởi mức độ đầu tư tài sản cố định và hàng tồn kho. Theo kết quả này, với mục tiêu giảm ETR thông qua lập kế hoạch thuế dưới góc độ tài chính, các DN có thể tăng cường khai thác khoản tiết kiệm thuế khi huy động vốn thông qua các hình thức vay nợ phù hợp, hay chú trọng Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 135 (02/2021)
- phân tích ảnh hưởng của chính sách thuế khi đưa ra các quyết định đầu tư tạo thu nhập, hoặc xem xét tính phù hợp theo quy định tính thuế của chi phí hoạt động phát sinh cùng với quyết định mở rộng quy mô DN, hay cân đối đầy đủ giữa lợi ích với chi phí kể cả yếu tố thuế khi gia tăng mức độ đầu tư tài sản cố định và hàng tồn kho. Tài liệu tham khảo Arnold, G. (2013), Corporate nancial management (Fifth edition), Pearson Education Limited, England, pp. 791 - 796. Brealey, R.A., Myers, S.C. & Allen, F. (2008), Principles of Corporate Finance (Ninth edition), Mc Graw – Hill International Edition, Singapore, pp. 504. Bùi, T.M.H. & Nguyễn, T.T.H. (2015), “Các nhân tố quyết định hành vi điều chỉnh thu nhập làm giảm thuế thu nhập doanh nghiệp: Trường hợp Việt Nam”, Tạp chí Phát triển và Hội nhập, Tập 22 Số 32, tr. 41 - 49. Cecileen, G. (2019), “Corporate e ective tax rates: an exploratory study of South African listed rms”, South African Journal of Accounting Research, Vol. 33 No. 2, pp. 99 - 113. Elena, F.R. & Antonio, M. (2014), “Determinants of the e ective tax rate in the BRIC countries”, Emerging Markets Finance and Trade, Vol. 50 No. 3, pp. 214 - 218. Georgeta, V., Radu, A.P. & Ştefan, C.G. (2015), “Determinants of e ective corporate tax rate. Empirical evidence from listed companies in Eastern European Stock Exchanges”, Theoretical and Applied Economics, Vol. 24, pp. 37 - 46. Grant, R. & Roman, L. (2007), “Determinants of the variability in corporate e ective tax rates and tax reform: evidence from Australia”, Journal of Accounting and Public Policy, Vol. 26 No. 6, pp. 689 - 704. Gujarati, D.N. (2011), “Econometrics by example, paperback, Chương 10: Vấn đề đa cộng tuyến và cỡ mẫu nh ”, Bản dịch của Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbight, truy cập ngày 10/12/2019. Gupta, S. & Newberry, K. (1997), “Determinants of the variability in corporate e ective tax rates: evidence from longitudinal data”, Journal of Accounting and Public Policy, Vol. 16 No. 1, pp. 1 - 34. Horne, J.C.V. & Wachowicz, J.M. (2008), Fundamentals of Financial Management (13th edition), Prentice Hall, England. Ioannis, S., Stamatina, H. & Konstantinos, E. (2019), “Explaining corporate e ective tax rates: evidence from greece”, Economic Analysis and Policy, Elsevier, Vol. 62, pp. 236 - 254. Kraft, A. (2014), “What really a ects german rms' e ective tax rate?”, International Journal of Financial Research, Vol. 5 No. 3, pp. 1 - 19. Liu, X. & Cao, S. (2007), “Determinants of corporate e ective tax rates: evidence from listed companies in China”, The Chinese Economy, Vol. 40 No. 6, pp. 49 - 67. Ngô, K.P., Lê, H.V., Lê, T.T.H. & Lê, M.H. (2018), Phân tích tài chính doanh nghiệp, NXB Kinh tế Tp. Hồ Chí Minh, Việt Nam, tr. 131. Ngô, V.T. & Hồ, T.T. (2020), “Tác động ngưỡng quy mô trong mối quan hệ nợ và hiệu quả hoạt động các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”, Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, Số 131, tr. 110 - 129. Phan, G.Q. (2017), “Mối quan hệ giữa sở hữu nhà nước và sự né tránh thuế của các doanh nghiệp Việt Nam”, Tạp chí Khoa học Đại học Mở Tp.Hồ Chí Minh, Số 53, tr. 69 - 79. Rego, S.O. (2003), “Tax-avoidance activities of U.S. multinational corporations”, Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 135 (02/2021)
- Contemporary Accounting Research, Vol. 20 No. 4, pp. 805 - 833. Richardson, G. & Lanis, R. (2007), “Determinants of the variability in corporate e ective tax rates and tax reform: evidence from Australia”, Journal of Accounting and Public Policy, Vol. 26 No. 6, pp. 689 - 704. Rohaya, N.M., Fadzillah, N. & Mastuki, N. (2008), “Corporate tax planning: a study on corporate e ective tax rates of Malaysian listed companies”, Management & Accounting Review, Vol. 1 No. 2, pp. 189 - 193. Rojas, J.M., González-Rodríguez, M.R. & Martín-Samper, R.C. (2017), “Determinants of the e ective tax rate in the tourism sector: a dynamic panel data model”, Tourism & Management Studies, Vol. 13 No. 3, pp. 31 - 38. Sakthi, M. & Jeyapalan, K. (2012), “In uence of ownership structure and corporate governance on e ective tax rates and tax planning: Malaysian evidence”, Australian Tax Forum, Vol. 27 No. 4, pp. 941 - 969. Shevlin, T. & Porter, S. (1992), “The corporate tax comeback in 1987 – Some further evidence”, The Journal of the American Taxation Association, Vol. 14 No. 1, pp. 58 - 79. Stickney, C. & McGee, V. (1982), “E ective corporate tax rates – The e ect of size, capital intensity, leverage, and other factors”, Journal of Accounting and Public Policy, Vol. 1 No. 2, pp. 125 - 152. Stickney, C.P. (1979), “Analyzing e ective corporate tax rates”, Financial Analysts Journal, Vol. 35 No. 4, pp. 45 - 54. Susmel, R. (2015), “Panel data models”, Lecture 15, Ph.D. Econometrics I Course, University of Houston, truy cập ngày 15/08/2020. Tran, T.P.T. (2019), “The impact of capital structure on rm value of Vietnamese listed companies – a quantile regression approach”, External Economics Review, No. 124, pp. 88 - 100. Valente, S. (2018), “The determinants of e ective tax rates: rm characteristics and corporate social responsibility”, Finance and Taxation, U. Porto, up.pt /handle/10216/117199, truy cập ngày 14/08/2020. Wilkie, P.J. & Limberg, S.T. (1990), “The relationship between rm size and e ective tax rate: a reconciliation of zimmerma and porcano”, Journal of the American Taxation Association, Vol. 11, pp. 76 - 91. Yinka, M.S. & Uchenna, C.E. (2018), “Firm speci c determinants of corporate e ective tax rate of listed rms in Nigeria”, Journal of Accounting and Taxation, Vol. 10 No. 2, pp. 19 - 28. Zimmerman, J.L. (1983), “Taxes and rm size”, Journal of Accounting and Economics, Vol. 5 No. 1, pp. 119 - 149. Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 135 (02/2021)
