Tác động của đặc điểm doanh nghiệp và hội đồng quản trị đến quản trị lợi nhuận của doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
VNU Journal of Economics and Business, Vol. 1, No. 1 (2021) 42-50
VNU Journal of Economics and Business
Original Article
Impacts of Firm and Board Characteristics on Earnings
Management of Listed Firms on Vietnam Stock Market
Nguyen Vinh Khuong, Nguyen Cam Van, Nguyen Duy Khang,
Bui Thanh Loc, Dinh Huynh Bao Tram, Hoang The Vinh
University of Economics and Law, Vietnam National University - HCM
No. 669, Quarter 3, Linh Xuan Ward, Thu Duc City, Ho Chi Minh City, Vietnam
Received 04 April 2021
Revised 10 June 2021; Accepted 15 June 2021
Abstract: The paper studies the effects of firm and board characteristics on the earnings
management of firms listed on the Vietnam stock market. The data is collected from 100 firms listed
on the Vietnam stock markets for the period 2014-2018. The results show that board independence
and tangible assets have a negative impact on earnings management, while firm size and leverage
have a positive impact on earnings management. Board size is not statistically significant. The results
of this study can help managers to make recommendations and adjustments suitable to each firm. In
addition, firms should minimize asymmetric information, leading to helping the regulator, users, and
stakeholders make better decisions.
Keywords: Firm characteristics, board characteristics, earnings management.
__________
Corresponding author
Email address: khuongnv@uel.edu.vn
42
VNU Journal of Economics and Business, Vol. 1, No. 1 (2021) 42-50
43
Tác động của đặc điểm doanh nghiệp và hội đồng quản trị
đến quản trị lợi nhuận của doanh nghiệp niêm yết
trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Nguyễn Vĩnh Khương*, Nguyễn Cẩm Vân, Nguyễn Duy Khang,
Bùi Thành Lộc, Đinh Huỳnh Bảo Trâm, Hoàng Thế Vinh
Trường Đại học Kinh tế - Luật, Đại học Quốc gia Thành phố Hồ Chí Minh
Số 669 Quốc lộ 1A, Khu phố 3, Phường Linh Xuân, Thành phố Thủ Đức,
Thành phố Hồ Chí Minh, Việt Nam
Nhận ngày 04 tháng 4 năm 2021
Chỉnh sửa ngày 10 tháng 6 năm 2021; Chấp nhận đăng ngày 15 tháng 6 năm 2021
Tóm tắt: Bài viết xem xét ảnh hưởng của các yếu tố đặc điểm doanh nghiệp và hội đồng quản trị
đến quản trị lợi nhuận của các doanh nghiệp niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam trên cơ
sở phân tích dữ liệu nghiên cứu từ 100 doanh nghiệp niêm yết giai đoạn 2014-2018. Kết quả cho
thấy tỷ lệ thành viên độc lập của hội đồng quản trị và tài sản cố định hữu hình có ảnh hưởng nghịch
chiều đến quản trị lợi nhuận, trong khi quy mô doanh nghiệp và tỷ lệ nợ có ảnh hưởng thuận chiều
đến quản trị lợi nhuận, quy mô hội đồng quản trị tác động không có ý nghĩa thống kê. Kết quả nghiên
cứu cung cấp thêm cơ sở để các nhà quản trị có thể đưa ra những kiến nghị và điều chỉnh phù hợp
với từng doanh nghiệp nhằm hoạt động hiệu quả hơn. Bên cạnh đó, doanh nghiệp cần giảm thiểu
việc thông tin bất cân xứng nhằm giúp doanh nghiệp, Nhà nước và các bên liên quan có thể đưa ra
quyết định đúng đắn hơn.
Từ khóa: Đặc điểm doanh nghiệp, đặc điểm hội đồng quản trị, quản trị lợi nhuận.
1. Giới thiệu
Trong xã hội hiện đại ngày nay, với sự phát
hưởng của các yếu tố liên quan đến quá trình
đánh giá hoạt động kinh doanh của một doanh
nghiệp đối với quản trị lợi nhuận sẽ giúp hạn chế
sự mập mờ và không rõ ràng trong kết quả kinh
doanh để từ đó tạo ra môi trường kinh doanh, đầu
tư minh bạch, công bằng cho các nhà đầu tư.
triển không ngừng của quá trình toàn cầu hóa,
đặc biệt trong lĩnh vực kinh tế, nhiều doanh
nghiệp ở phạm vi quốc gia cũng như quốc tế có
cơ hội làm việc và hình thành các mối quan hệ
kinh tế quốc tế với các doanh nghiệp ở nhiều
quốc gia khác nhau trên thị trường toàn cầu.
Chính vì thế, các doanh nghiệp phải có đầy đủ
những báo cáo tài chính đáng tin cậy để giúp các
nhà đầu tư đưa ra quyết định đúng đắn. Những
báo cáo tài chính không rõ ràng và không có độ
tin cậy cao sẽ đem lại nhiều nguy cơ tiềm ẩn cho
nhà đầu tư cũng như uy tín của doanh nghiệp.
Quản trị lợi nhuận được coi là một trong những
công cụ quan trọng để hạn chế những rủi ro về
kinh tế. Do đó, việc nghiên cứu mức độ ảnh
Theo Alexander (2017), có hai yếu tố chính
ảnh hưởng đến quản trị lợi nhuận gồm: yếu tố tài
chính (báo cáo tài chính về doanh thu, lợi nhuận,
khoản phải thu, khoản nợ…) và yếu tố phi tài
chính (giới tính của CEO, tuổi doanh nghiệp,
ngành, chất lượng kiểm toán, tính độc lập của
kiểm toán viên…) [1]. Trên thế giới đã có nhiều
nghiên cứu chỉ ra tác động của các yếu tố ảnh
hưởng đến quản trị lợi nhuận cũng như xem xét,
đề xuất kiến nghị thực tiễn đối với các nhà quản
trị. Tuy nhiên, liệu các yếu tố này có thực sự ảnh
hưởng đến các doanh nghiệp niêm yết trên thị
__________
Tác giả liên hệ
Địa chỉ email: khuongnv@uel.edu.vn
N.V. Khuong et al. / VNU Journal of Economics and Business, Vol. 1, No. 1 (2021) 42-50
44
trường chứng khoán Việt Nam hay không?
Những năm gần đây các doanh nghiệp Việt Nam
mới thực sự quan tâm tới quản trị lợi nhuận, do
đó các công trình nghiên cứu trong nước còn hạn
chế và chưa thực sự chuyên sâu, chỉ dừng lại ở
việc xem xét những phương tiện và động cơ thực
hiện quản trị lợi nhuận hoặc phân tích một nhân
tố, khía cạnh nào đó, chưa thực sự xác định được
các yếu tố ảnh hưởng đáng kể đến quản trị lợi
nhuận tại thị trường Việt Nam. Để giải quyết
khoảng trống của các nghiên cứu trước, nghiên
cứu này tiến hành phân tích mức độ của các yếu
tố tỷ lệ nợ, quy mô doanh nghiệp và đặc điểm hội
đồng quản trị (HĐQT) ảnh hưởng đến quản trị
lợi nhuận của doanh nghiệp niêm yết trên thị
trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả nghiên
cứu góp phần giúp các doanh nghiệp hoạt động
hiệu quả hơn nhờ mở ra hướng giải quyết giảm
thiểu tác động của thông tin bất cân xứng giữa
doanh nghiệp, Nhà nước và các bên liên quan.
giúp các bên liên quan đưa ra quyết định phù
hợp là một trong những nội dung quan trọng
nhất.
Nghiên cứu về lý thuyết tín hiệu, Morris
(2012) đã góp phần dự đoán rằng, các doanh
nghiệp có chất lượng cao hơn sẽ lựa chọn
chính sách kế toán cho phép thông tin tốt được
tiết lộ, trong khi các doanh nghiệp có chất
lượng thấp lựa chọn chính sách kế toán cố gắng
che giấu thông tin có chất lượng kém [5].
Chẳng hạn, một doanh nghiệp chất lượng cao
hơn có thể sẵn sàng cung cấp thông tin bộ phận
về rủi ro cũng như lợi nhuận theo từng hoạt
động của nó, còn một doanh nghiệp có chất
lượng thấp thì không. Tương tự, một doanh
nghiệp chất lượng cao có thể tự nguyện tiết lộ
một dự báo thu nhập, còn doanh nghiệp chất
lượng thấp thì không. Vì thế, để tạo ra điểm
nhấn về chất lượng hoạt động, các doanh
nghiệp thường thể hiện vị thế của mình thông
qua việc công bố thông tin. Nhờ có thông tin
cung cấp, các đối tượng sẽ đánh giá được sự
khác biệt trong hoạt động giữa các doanh
nghiệp khác nhau. Do vậy, mức độ công bố
thông tin phụ thuộc nhiều vào mức độ phát
triển của doanh nghiệp, chẳng hạn như quy mô,
kết quả kinh doanh và tốc độ tăng trưởng.
2. Cơ sở lý thuyết và giả thuyết nghiên cứu
Cơ sở lý thuyết
Lý thuyết đại diện được phát triển theo
nghiên cứu của Jensen và Meckling (1976) cho
thấy rằng trong các công ty cổ phần, các cổ đông
thông qua HĐQT ủy thác việc điều hành cho
người đại diện để thực hiện quản lý công ty. Mối
quan hệ giữa các cổ đông và nhà quản lý làm phát
sinh xung đột lợi ích, do mỗi bên đều muốn tối
đa hóa lợi ích của mình, trong đó người đại diện
người quản lý công ty không phải lúc nào cũng
hành động vì lợi ích tốt nhất cho người chủ - các
cổ đông [2]. Để tối đa hóa lợi ích của mình
(lương, thưởng, giá cổ phiếu), nhà quản lý
thường vận dụng các kỹ thuật quản trị lợi nhuận
nhằm làm thay đổi tình hình tài chính [3].
Lý thuyết thông tin bất cân xứng đi vào
nghiên cứu tình trạng các bên tham gia vào giao
dịch không có các lượng thông tin cân xứng
nhau. Một bên trong giao dịch có lợi thế về thông
tin, còn bên kia bị bất lợi về thông tin. Thông tin
ở đây có thể là một hành động hay một đặc điểm
của bên có lợi thế về thông tin.
Tổng quan nghiên cứu
Các nhà quản lý có thể sử dụng các khoản dồn
tích tùy ý, thay đổi doanh thu giữa các kỳ hoặc
hoãn ghi nhận các khoản chi [6, 7]. Các nhà
nghiên cứu cũng đã phát hiện ra việc quản trị lợi
nhuận thông qua các giao dịch thực [8]. Tất cả các
cách tiếp cận này đều có điểm mạnh và điểm yếu
trong việc phát hiện quản trị lợi nhuận. Baker và
Lopez (2019) đã xem xét ảnh hưởng của quyền
lực giám đốc điều hành và giám đốc tài chính đối
với quản trị lợi nhuận và mức độ ảnh hưởng khi
quyền lực của giám đốc điều hành và giám đốc tài
chính giảm thiểu đối với quản trị lợi nhuận [9];
trong khi Suryandari (2019) xem xét các yếu tố về
rủi ro gian lận và quản trị lợi nhuận [10].
Theo lý thuyết các bên liên quan do
Freeman (1984) khởi xướng, để phát triển bền
vững thì ngoài việc đáp ứng yêu cầu của chủ
sở hữu, doanh nghiệp cần đáp ứng yêu cầu của
các đối tượng khác như chủ nợ, nhân viên, nhà
cung cấp, khách hàng, nhà nước… (được gọi
chung là bên liên quan) [4]. Trong đó, việc
công bố thông tin trung thực, hạn chế ảnh
hưởng tiêu cực của quản trị lợi nhuận nhằm
N.V. Khuong et al. / VNU Journal of Economics and Business, Vol. 1, No. 1 (2021) 42-50
45
Tại Việt Nam, Đặng Ngọc Hùng (2014) cho
rằng việc điều chỉnh lợi nhuận tăng không phụ
thuộc vào quy mô theo doanh thu của các doanh
nghiệp, chẳng hạn với các doanh nghiệp có
doanh thu lớn hơn 1.000 tỷ đồng thì mức độ điều
chỉnh tăng lợi nhuận không có sự khác biệt so
với các doanh nghiệp còn lại [11]. Bên cạnh đó,
theo Nguyễn Công Phương và Nguyễn Thị Uyên
Phương (2014), có 66,7% số công ty trong mẫu
có hành động điều chỉnh tăng lợi nhuận trong
năm tài chính liền trước năm phát hành thêm cổ
phiếu và mức độ điều chỉnh tăng lợi nhuận phụ
thuộc thuận chiều vào quy mô của công ty niêm
yết [12]. Trần Thị Hồng Diễm (2020) cho rằng
các nhân tố như tính độc lập của HĐQT, đòn bẩy
tài chính, dòng tiền hoạt động tác động cùng
chiều đến quản trị lợi nhuận; trong khi nhân tố
triển vọng phát triển, nhân tố lợi nhuận (ROE)
tác động ngược chiều đến quản trị lợi nhuận;
nhân tố quy mô công ty và Big 4 không tác động
đến quản trị lợi nhuận của các công ty bị mua lại
niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
[13].
(nhà quản lý sẽ theo đuổi lợi ích cá nhân hấp dẫn
mà bỏ qua lợi ích của các cổ đông và doanh
nghiệp). Một mối lo ngại nữa là các doanh
nghiệp có quy mô càng lớn thì kỳ vọng vào chỉ
tiêu lợi nhuận dự báo càng cao. Barton và Simko
(2002) cho rằng các doanh nghiệp lớn phải đối
mặt với nhiều áp lực để đáp ứng được yêu cầu
của các nhà phân tích [15]. Kết quả là, các doanh
nghiệp lớn thiên về áp dụng quản trị lợi nhuận
theo cách cơ hội hơn, do đó, giả thuyết 2 được
phát triển như sau:
H2: Quy mô doanh nghiệp tác động thuận
chiều đến quản trị lợi nhuận.
Quy mô HĐQT: Theo Fama và Jensen
(1983), HĐQT nhỏ thì sẽ hiệu quả hơn bởi vì họ
ít gặp khó khăn trong việc giám sát, điều phối và
quản lý [16]. Tương tự, nghiên cứu của
Charfeddine và cộng sự (2013) cung cấp bằng
chứng cho thấy quy mô HĐQT có tương quan
thuận với quản trị lợi nhuận ở Malaysia, Đài
Loan và Tunisia [17]. Do đó, giả thuyết 3 được
phát triển như sau:
Giả thuyết nghiên cứu
H3: Quy mô HĐQT tác động thuận chiều đến
quản trị lợi nhuận.
Tỷ lệ nợ: Đây là một trong những giả thuyết
chính của lý thuyết kế toán thực chứng, được đề
cập bởi Watts và Zimmerman (1979) [14]. Các
tác giả cho rằng các nhà quản lý có nhiều khả
năng chuyển báo cáo lợi nhuận của kỳ tiếp theo
sang kỳ hiện tại, xét theo khía cạnh doanh nghiệp
đang tiến gần hơn đến một thỏa thuận tín dụng vì
hợp đồng nợ sẽ tốn kém hơn do nó làm tăng chi
phí vốn nợ và giảm các khoản đầu tư hữu ích. Do
đó, giả thuyết 1 được xây dựng như sau:
Tính độc lập của HĐQT: Các nghiên cứu của
Xie và cộng sự (2003), Peasnell và cộng sự
(2005) cho thấy các doanh nghiệp có các thành
viên độc lập không tham gia điều hành có xu
hướng ít áp dụng quản trị lợi nhuận hoặc các báo
cáo về khoản dồn tích bất thường [18, 19]. Iraya
và cộng sự (2015) chỉ ra mối tương quan nghịch
giữa các thành viên độc lập không tham gia điều
hành và hoạt động quản trị lợi nhuận ở Nairobi,
Kenya [20]. Do đó, giả thuyết 4 được phát triển
như sau:
H1: Tỷ lệ nợ tác động thuận chiều đến quản
trị lợi nhuận.
Quy mô doanh nghiệp: Theo Watts và
Zimmerman (1979), các doanh nghiệp lớn
thường thu hút nhiều sự chú ý hơn so với các
doanh nghiệp nhỏ, khiến cho các doanh nghiệp
trước đây phải phân bổ tài sản của họ thông qua
các cơ chế như thuế và bảo hiểm [14]. Do đó, các
doanh nghiệp lớn thường lựa chọn các phương
pháp kế toán cho phép trì hoãn việc công bố lợi
nhuận. Cụ thể hơn, quy mô doanh nghiệp sẽ ảnh
hưởng đến các quyết định, bởi theo cơ cấu,
doanh nghiệp càng lớn thì càng có sự tách biệt
giữa quyền quản lý và quyền sở hữu. Sự tách biệt
này càng lớn, các mối lo ngại có thể phát sinh
H4: Tính độc lập của HĐQT tác động nghịch
chiều đến quản trị lợi nhuận.
Tài sản hữu hình của doanh nghiệp: Trước
hết, giá trị tài sản hữu hình của doanh nghiệp có
liên quan đến các phương pháp kế toán được xem
như thủ thuật của quản trị lợi nhuận, như phương
pháp khấu hao tài sản cố định hay phương pháp
ghi nhận chi phí sửa tài sản cố định [8]. Điều này
cho phép các nhà quản trị áp dụng để thực hiện
quản trị lợi nhuận. Tuy nhiên, Black và cộng sự
(2006) cho rằng PPE có tác động ngược chiều
N.V. Khuong et al. / VNU Journal of Economics and Business, Vol. 1, No. 1 (2021) 42-50
46
Mô hình của Jones (1991)
đến quản trị lợi nhuận do PPE tăng kéo theo làm
tăng chi phí khấu hao cơ bản [21]. Do đó, giả
thuyết 5 được phát triển như sau:
Jones (1991) đưa ra một mô hình làm suy
yếu giả định rằng các khoản dồn tích không thể
điều chỉnh (NDA) là các bất biến [6]. Mô hình
này nỗ lực kiểm soát tác động của những thay
đổi trong bối cảnh kinh tế của một doanh
nghiệp lên NDA. Mô hình được thể hiện
như sau:
H5: Giá trị tài sản hữu hình tác động nghịch
chiều đến quản trị lợi nhuận.
3. Mô hình nghiên cứu
Tác giả sử dụng mô hình của Jones (1991),
Kothari và cộng sự (2005) để đo lường quản trị
lợi nhuận [6, 22].
Biến NDA:
NDAt
At-1
TAt
At-1
1
At-1
PPEt
At-1
▲REVt
At-1
=
=
α1
+
α2
+
α3
Trong đó:
Mô hình của Kothari và cộng sự (2005)
- NDAt: Biến kế toán dồn tích không thể điều
chỉnh được năm t
Kothari và cộng sự (2005) tiếp tục phát triển
mô hình của Jones (1991), Dechow và cộng sự
(1995) trên cơ sở xem xét biến về kết quả hoạt
động [22, 6, 7]. Mục đích của tác giả là nghiên
cứu mối quan hệ tuyến tính giữa biến dồn tích và
kết quả hoạt động. Do đó, mô hình tuyến tính
xem xét kết quả hoạt động của Kothari và cộng
sự (2005) như sau:
- TAt: Tổng biến dồn tích năm t
- At-1: Tài sản cuối năm t-1
- REVt: Doanh thu thuần năm t
- PPEt: Nguyên giá của tài sản cố định hữu
hình
NDAt
At-1
1
At-1
PPEt
At-1
▲(REVt-RECt)
=
α1
+
α2
+
α3
+ α4 ROAt-1 + ε
At-1
nghiên cứu. Các biến trong mô hình nghiên cứu
được trình bày trong Bảng 1.
Trong đó:
- RECt: Khoản phải thu năm t
Mô hình nghiên cứu được đề xuất như sau:
- ROAt-1: Tỷ suất lợi nhuận trên tài sản năm t-1
Mẫu nghiên cứu là các doanh nghiệp niêm
yết trên hai sàn chứng khoán là HOSE, HNX
trong giai đoạn 2014-2018, cụ thể là 100 doanh
nghiệp được thu thập từ nguồn dữ liệu
Datastream của Thomson Reuters tại Trung tâm
Nghiên cứu Kinh tế Tài chính thuộc Trường Đại
học Kinh tế - Luật và báo cáo thường niên, báo
cáo tài chính đã kiểm toán được công bố công
khai của các doanh nghiệp niêm yết. Các doanh
nghiệp chỉ được chọn khi có đủ tất cả các chỉ số
cần thiết để phục vụ cho việc tính toán và không
phải là những doanh nghiệp đầu tư tài chính và
ngân hàng (thường bị chi phối bởi yếu tố ngành),
đồng thời phải có đầy đủ báo cáo tài chính,
thường niên đã được kiểm toán trong giai đoạn
퐸푀ꢀꢁ = 훿ꢂ + 훿ꢃ 퐵표푎푟푑푠푖푧푒ꢀꢁ +
훿ꢄ 퐵표푎푟푑푖푛푑푒푝푒푛푑푒푛푐푒ꢀꢁ + 훿ꢅ 푃푃퐸ꢀꢁ +
훿 퐿퐸푉 + 훿 푆퐼푍퐸 +
휀
ꢆ
ꢀꢁ
ꢇ
ꢀꢁ
Trong đó:
- i = 1, 2, 3,..., 100 (với i là thể hiện cho 100
doanh nghiệp niêm yết)
- t = 1, 2,…, 5 (với t là khoảng thời gian 5
năm từ năm 2014 đến năm 2018)
- δ1, δ2,…, δ5: Hệ số hồi quy đo lường mức
thay đổi quản trị lợi nhuận trên một đơn vị thay
đổi của biến độc lập khi mà giá trị của các biến
độc lập khác là không đổi
- ε : Sai số ngẫu nhiên
휀
:
N.V. Khuong et al. / VNU Journal of Economics and Business, Vol. 1, No. 1 (2021) 42-50
47
Tiếp đến, tác giả sử dụng phương pháp phân
tích hồi quy OLS, chạy mô hình hồi quy bằng
phần mềm Stata, sau đó sử dụng kiểm định
Hausman để lựa chọn mô hình REM nhằm đưa
ra kết quả hồi quy hữu dụng hơn và kiểm tra đánh
giá khuyết tật của mô hình. Nếu các kiểm định
có sự vi phạm, tác giả sẽ tiến hành sử dụng hiệu
chỉnh Robust để loại bỏ phương sai không đồng
nhất và hiệu chỉnh Prais-Winsten để khắc phục
hiện tượng tự tương quan nếu có.
Bảng 1: Tổng hợp các biến nghiên cứu
Mã biến
Dấu
kỳ vọng
TT Biến
Cách đo lường
Tổng dồn tích không tự định theo mô
hình Jones và cộng sự (1991) [6]
1
2
3
AEM_JONES
AEM_KOTHARI
BOARDSIZE
Mô hình theo Jones (1991)[6]
Tổng dồn tích không tự định theo mô
hình Kothari và cộng sự (2008) [22]
Mô hình theo Kothari và cộng
sự (2005) [22]
Số lượng thành viên HĐQT
hàng năm
Số lượng thành viên HĐQT
+
-
Tỷ lệ thành viên độc lập trong
BOARDINDEPENCE HĐQT không tham gia điều
hành hàng năm
Tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT
không tham gia điều hành
4
5
6
7
Quy mô doanh nghiệp
SIZE
ln(Tổng tài sản)
+
-
Nguyên giá tài sản cố định hữu
hình/Tổng tài sản
Tài sản cố định hữu hình
PPE
Đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp
LEV
Tổng nợ phải trả/Tổng tài sản
+
Nguồn: Tổng hợp tác giả.
Bảng 2: Thống kê mô tả các biến trong mô hình
4. Kết quả nghiên cứu
Giá
trị
trung
bình
Kết quả thống kê ở Bảng 2 cho thấy: Trong
giai đoạn 2014-2018, quy mô của HĐQT
(Boardsize) thấp nhất là 3 người và cao nhất là
11 người với mức trung bình là 5,64 và độ lệch
chuẩn là 1,28. Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập
không tham gia điều hành (Boardindependence)
dao động từ 0 đến 0,8 với mức trung bình là 0,36
và độ lệch chuẩn là 0,16. Quy mô doanh nghiệp
(Size) dao động từ 23,6 đến 32 với mức trung
bình là 27,51 và độ lệch chuẩn là 1,57. Tổng giá
trị tài sản hữu hình (PPE) dao động từ 0,0016 đến
0,95 với mức trung bình là 0,25 và độ lệch chuẩn
là 0,22. Đòn bẩy tài chính hay tỷ lệ giữa nợ phải
trả và tổng tài sản (LEV) dao động từ 0,0005 đến
0,8 với mức trung bình là 0,26 và độ lệch chuẩn
là 0,17. Tổng dồn tích không tự định theo mô
hình Jones (AEM_JONES) dao động từ -0,6 đến
0,65 với mức trung bình là 0,0097 và độ lệch
chuẩn là 0,13. Tổng dồn tích không tự định theo
mô hình Jones (AEM_KOTHARI) dao động từ -
0,6 đến 0,63 với mức trung bình là 0,01 và độ
lệch chuẩn là 0,12.
Số
quan
sát
Độ
lệch
chuẩn
Nhỏ Lớn
nhất nhất
Mã biến
Boardsize
500
500
5,64
0,36
1,28
0,16
3,00 11,0
Boardinde
pence
0,00
0,8
Size
PPE
LEV
500
500
500
27,51
0,25
0,26
1,57
0,22
0,17
23,6 32,0
0,00 0,95
0,00
0,8
AEM_
JONES
500
500
0,01
0,01
0,13
0,12
-0,6 0,65
-0,6 0,63
AEM_
KOTHARI
Nguồn: Kết quả xử lý của tác giả.
Kết quả hệ số tương quan giữa các biến thể
hiện ở Bảng 3 nhằm kiểm tra mối tương quan
giữa các biến độc lập. Bảng 4 cho thấy có rất ít
mối tương quan giữa hầu hết các biến độc lập, vì
N.V. Khuong et al. / VNU Journal of Economics and Business, Vol. 1, No. 1 (2021) 42-50
48
tương quan cao nhất là 0,4825, thấp hơn điểm
chuẩn 0,5 nên vấn đề về đa hình không nghiêm
trọng [23], do đó các biến có thể sử dụng được.
Kết quả mô hình như sau:
EMit = -1,195 - 0,049 Boardindependenceit -
0,091 PPEit + 0,053 LEVit + 0,008 Sizeit
Bảng 3: Hệ số tương quan các biến
Bảng 5: Kết quả hồi quy FEM theo mô hình của
Kothari (đã khắc phục các khuyết tật mô hình)
Board
Boar
dsize
Mã biến
Indepen
dence
Size PPE LEV
Hệ số Sai số
hồi quy chuẩn
Mức ý
nghĩa
Kiểm định
Z
Mã biến
Boardsize
Boardinde
pence
1,00
BOARDSIZE
0,001
0,002
0,019
0,610
0,542
0,042
-0,08
1,00
BOARDINDE
PENDENCE
-0,04**
-2,040
Size
0,48
-0,02
0,02
-0,1
0,1
1,00
PPE
0,28
0,01
1,00
SIZE
PPE
0,004*** 0,002
-0,103*** 0,014
0,115*** 0,017
2,820
-7,500
6,770
0,005
0,000
0,000
LEV
-0,1
0,29 1,00
Nguồn: Kết quả kiểm định tự tương quan.
LEV
Bảng 4: Kết quả hồi quy FEM theo mô hình của
Jones (đã khắc phục các khuyết tật mô hình)
-
Hệ số chặn
0,044
-2,900
0,004
0,128***
Hệ số Sai số
hồi quy chuẩn
Kiểm
định Z
0,260
Mức ý
nghĩa
0,793
Số quan sát
R2
500
Mã biến
0,079
0,045
BOARDSIZE 0,001
BOARDINDE
0,002
Overall
-0,049** 0,019
-2,510
0,012
PENDENCE
SIZE
Kiểm định
chi2(5) = 94,18
0,008*** 0,002
-0,091*** 0,013
0,053*** 0,018
-0,195*** 0,049
500
4,180
-6,680
2,830
-3,990
0,000
0,000
0,005
0,000
Modified Wald
PPE
Kiểm định
Hausman
chi2(5) = 28,42
LEV
P-value = 0,0000
Hệ số chặn
Số quan sát
R2
Nguồn: Trích xuất từ phần mềm.
0,058
Overall
0,031
Kiểm định Hausman dùng để lựa chọn mô
hình phù hợp giữa FEM và REM. Với giả thiết
H0, mô hình REM phù hợp hơn. Kết quả từ Bảng
5 cho thấy P-value < 0,05, vậy bác bỏ H0: Mô
hình REM phù hợp. Do đó, việc sử dụng mô hình
FEM sẽ phù hợp hơn.
Kiểm định
Modified Wald
Kiểm định
Hausman
chi2(5) = 81,9
chi2(5) = 32,37
P-value = 0,0000
Nguồn: Trích xuất từ phần mềm.
Biến Boardsize có p-value là 0,542, tức là
p-value > 5% nên ta kết luận biến Boardsize
không có ý nghĩa thống kê đối với biến phụ
thuộc tổng dồn tích không tự định theo mô
hình Jones.
Kiểm định Hausman dùng để lựa chọn mô
hình phù hợp giữa FEM và REM. Với giả thiết
H0, mô hình REM phù hợp hơn. Kết quả từ Bảng
4 cho thấy P-value < 0,05, vậy bác bỏ H0: Mô
hình REM phù hợp. Do đó, việc sử dụng mô hình
FEM sẽ phù hợp hơn.
Biến Boardsize có p-value là 0,793, tức là
p-value > 5% nên ta kết luận biến Boardsize
không có ý nghĩa thống kê đối với biến phụ
thuộc tổng dồn tích không tự định theo mô
hình Jones.
R-squared bằng 0,079, các biến độc lập giải
thích 7,9% sự biến thiên của biến phụ thuộc.
Kết quả hồi quy cho hai mô hình theo Jones
và Kothari sử dụng kiểm định Wald đều cho giá
trị p-value < 5% nên cả hai mô hình có ý nghĩa
thống kê. Phương pháp kiểm định Modified
Wald được sử dụng để kiểm định xem có hiện
R-squared bằng 0,058, các biến độc lập giải
thích 5,8% sự biến thiên của biến phụ thuộc.
N.V. Khuong et al. / VNU Journal of Economics and Business, Vol. 1, No. 1 (2021) 42-50
49
tượng phương sai sai số thay đổi hay không. Kết
quả mô hình theo Jones cho p-value < 0,05 nên
có hiện tượng phương sai thay đổi xảy ra, tương
tự mô hình theo Kothari cũng cho p-value < 0,05
nên cũng có hiện tượng phương sai thay đổi xảy
ra. Để kiểm định hiện tượng tự tương quan, tác
giả sử dụng phương pháp Wooldrige. Cả hai mô
hình đều cho p-value > 0,05 nên không có hiện
tượng tự tương quan. Các khuyết tật của mô hình
sau đó được khắc phục bằng các phương
pháp OLS.
2018. Kết quả này sẽ giúp các nhà quản trị đưa
ra được định hướng phát triển doanh nghiệp hiệu
quả hơn.
5. Kết luận
Nghiên cứu đã đánh giá thực trạng quản trị
lợi nhuận của các doanh nghiệp niêm yết tại
Việt Nam, đồng thời chỉ ra tác động của các
yếu tố như tỷ lệ nợ, quy mô doanh nghiệp và
đặc điểm HĐQT đến các hoạt động kinh doanh
của doanh nghiệp. Cụ thể, nghiên cứu đã chỉ rõ
mức độ ảnh hưởng của các yếu tố tỷ lệ nợ, đòn
bẩy tài chính, quy mô doanh nghiệp và tỷ lệ
thành viên HĐQT độc lập không tham gia điều
hành tác động đến quản trị lợi nhuận của các
doanh nghiệp niêm yết trên thị trường Việt
Nam. Dựa trên các cơ sở lý thuyết nền tảng
cũng như tham khảo và kế thừa kết quả của các
nghiên cứu trước, nghiên cứu đã kiểm định
thực nghiệm trong bối cảnh Việt Nam nhằm
cung cấp cơ sở để các nhà quản trị có thể đưa
ra những kiến nghị và điều chỉnh phù hợp với
từng doanh nghiệp nhằm hoạt động hiệu quả
hơn, đặc biệt là nhờ việc mở ra hướng giải
quyết giảm thiểu tác động của thông tin bất cân
xứng giữa doanh nghiệp, Nhà nước và các bên
liên quan.
Tính độc lập của HĐQT tác động ngược
chiều đến quản trị lợi nhuận. Điều này phù hợp
với kết quả các nghiên cứu trước đây (Peasnell
và cộng sự, 2005) [19]. Khi tính độc lập của
HĐQT tăng lên thì khả năng giám sát các kết quả
hoạt động kinh doanh của nhà quản lý sẽ gia
tăng. Do đó, nhà quản lý khó thực hiện “phù
phép” số liệu báo cáo tài chính.
Quy mô của doanh nghiệp (SIZE) có quan hệ
thuận chiều AEM_JONES và AEM_KOTHARI.
Điều này cũng đồng thuận với kết quả của Barton
và Simko (2002), theo đó các doanh nghiệp lớn
phải đối mặt với nhiều áp lực để đáp ứng được
yêu cầu của các nhà phân tích [15].
Đòn bẩy tài chính (LEV) có quan hệ thuận
chiều với AEM_JONES và AEM_KOTHARI.
Kết quả này đồng thuận với nghiên cứu của
Waweru và Riro (2013), theo đó các nhà quản lý
trong doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính mạnh ở
Kenya áp dụng quản trị lợi nhuận nhiều hơn các
doanh nghiệp không có đòn bẩy [24].
Tuy nhiên, nghiên cứu còn tồn tại hạn chế
là mức độ giải thích mô hình còn thấp. Do vậy,
để tăng mức độ giải thích cho mô hình, nghiên
cứu tương lai nên bổ sung một số biến nghiên
cứu phi tài chính có tác động đến quản trị lợi
nhuận.
Tài sản cố định hữu hình của doanh nghiệp
(PPE) có quan hệ ngược chiều với AEM_JONES
và AEM_KOTHARI. Điều này chỉ ra rằng
nguyên giá tài sản cố định hữu hình càng lớn,
doanh nghiệp càng ít sử dụng quản trị lợi nhuận.
Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của
Black và cộng sự (2006) [21].
Tài liệu tham khảo
[1] Alexander, N., “Factors affecting earnings
management in the Indonesian Stock
Exchange”, Journal of Finance and Banking
Review, 2 (2017) 2, 8-14.
[2] M.C. Jensen, W.H. Meckling, “Theory of the firm:
Managerial behavior, agency costs and ownership
structure”, Journal of Financial Economics 3
(1976) 305-360.
Như vậy, kết quả nghiên cứu cho thấy ảnh
hưởng của các biến độc lập tác động như thế nào
đến các biến phụ thuộc được sử dụng để đo
lường cho quản trị lợi nhuận của các doanh
nghiệp niêm yết tại Việt Nam giai đoạn 2014-
[3] Pratt, J. W., & Zeckhauser, R. J., “Principals and
agents: An overview”. In J. W. Pratt & R. J.
N.V. Khuong et al. / VNU Journal of Economics and Business, Vol. 1, No. 1 (2021) 42-50
50
Zeckhauser (Eds.), Principals and agents: The
structure of business: 1-35, Boston: Harvard, 1991.
[14] Watts, R. L., & Zimmerman, J. L., “The demand
for and supply of accounting theories: The market
for excuses”, Accounting Review (1979), 273-305.
[4] Freeman, R. E., Strategic Management: A
Stakeholder Approach, Pittman, Marshfield,
MA, 1984.
[15] J. Barton, P.J. Simko, “The balance sheet as an
earnings
management
constraint”,
The
Accounting Review 77 (2002), 1-27.
[5] R.D. Morris, “Signalling, agency theory and
accounting policy choice”, Accounting and
Business Research (2012), 47-56.
[6] J. Jones, “Earnings management during import
relief investigations”, Journal of Accounting
Research 29(1991), 193-228.
[16] Fama, E. F., & Jensen, M. C., “Separation of
ownership and control”, The Journal of Law and
Economics, 26 (1983) 2, 301-325.
[17] Charfeddine, L., Riahi, R. and Omri, A., “The
determinants of earnings management in
developing countries: A study in the Tunisian
[7] P.M. Dechow, R.G. Sloan, A.P. Sweeney,
Detecting earnings management, The Accounting
Review 70 (1995), 193-225.
context”, IUP Journal of
Governance, 12 (2013), 35-49.
Corporate
[18] B. Xie, W.N. Davidson, P.J. DaDalt, “Earnings
management and corporate governance: The role
of the board and the audit committee”, Journal
of Corporate Finance 9 (2003), 295-316.
[8] K. Schipper, “Earnings Managenment”,
Accounting Horizons 3 (1989), 91-102.
[9] T.A. Baker, T.J. Lopez, A.L. Reitenga, G.W. Ruch,
“The influence of CEO and CFO power on
accruals andrealearnings management”, Review of
Quantitative Finance and Accounting 52 (2018),
325-345.
[19] Peasnell, K. V., Pope, P. F., & Young, S., “Board
monitoring and earnings management: Do outside
directors influence abnormal accruals?”, Journal of
Business Finance & Accounting, 32 (2005) 7‐8,
1311-1346.
[10] N.N.A. Suryandari, A. Yuesti, I.M. Suryawan,
“Fraud risk and earnings management”, Journal
of Management Policies and Practices 7 (2019),
43-51.
[20] Iraya C., Mwangi M., Muchoki G., “The Effect of
Corporate Governance Practices on Earnings
Management of Companies Listed at the Nairobi
Securities Exchange”, European Scientific
Journal, 11 (2015) 1, 169-178.
[11] D. Ngoc Hung, “Investigating the trends of
earnings management following the change of
corporate income tax rate - The case of listed
firms in Vietnam Stock Exchange”, Journal of
Economics and Development 219 (2015), 46-54
(in Vietnamese).
[21] B.S. Black, H. Jang, W. Kim, “Does corporate
governance predict firms' market values?
Evidence from Korea”, The Journal of Law,
Economics, and Organization 22 (2006), 366-
413.
[12] Nguyen Cong Phuong, Nguyen Thi Uyen
Phuong, “An investigation on earnings
management of seasoned equity offerings by
listed companies on Vietnam Stock Exchange”,
Journal of Economic Studies 2 (2014), 91-101
(in Vietnamese).
[22] S.P. Kothari, A.J. Leone, C.E. Wasley,
“Performance matched discretionary accrual
measures”, Journal of Accounting and Economics
39 (2005), 163-197.
[23] Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S., Using
multivariate statistics. New York, NY: Harper
Collins Publishers, 1996.
[24] N.M. Waweru, G.K. Riro, “Corporate
governance, firm characteristics and earnings
management in an emerging economy”, Journal
of Applied Management 11 (2013) 1, 43-64.
[13] Tran Thi Hong Diem, “Factors affecting
earnings quality of acquired listed firms on
Vietnam stock market”, Master thesis,
University of Economics Ho Chi Minh City,
2020 (in Vietnamese).
9 trang
16/05/2022
1180
Bạn đang xem tài liệu "Tác động của đặc điểm doanh nghiệp và hội đồng quản trị đến quản trị lợi nhuận của doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam", để tải tài liệu gốc về máy hãy click vào nút Download ở trên
File đính kèm:
- tac_dong_cua_dac_diem_doanh_nghiep_va_hoi_dong_quan_tri_den.pdf
