2477-10466-3-PBTác động của đặc điểm hội đồng quản trị đến hành vi quản trị lợi nhuận của các công ty niêm yết tại Việt Nam

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:16

Thêm vào BST

Báo xấu

10
lượt xem 6
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Nghiên cứu này xem xét các đặc điểm Hội Đồng Quản Trị (HĐQT), quy mô công ty, loại công ty kiểm toán, tỷ suất sinh lời trên tài sản (Return on assets), dòng tiền từ hoạt động kinh doanh (Cash flow operating) tác động đến hành vi QTLN dựa trên cơ sở dồn tích (Accrual-based Earnings Management) và liệu mức độ tác động của các nhân tố này có sự khác biệt gì không giữa hai giai đoạn trước và sau dịch.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: 2477-10466-3-PBTác động của đặc điểm hội đồng quản trị đến hành vi quản trị lợi nhuận của các công ty niêm yết tại Việt Nam

Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS-Kỷ yếu, 17(3), 123-138 123 Tác động của đặc điểm hội đồng quản trị đến hành vi quản trị lợi nhuận của các công ty niêm yết tại Việt Nam The impact of board characteristics on earnings management of companies listed in Vietnam Phan Ngọc Huyền1* 1 Trường Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, Thành phố Hồ Chí Minh, Việt Nam *Tác giả liên hệ, Email: huyenpn.208a@ou.edu.vn THÔNG TIN TÓM TẮT DOI:10.46223/HCMCOUJS. Đại dịch Covid-19 xảy ra trên phạm vi toàn cầu, hầu hết các proc.vi.17.3.2477.2022 công ty đều phải đối mặt với những tác động tiêu cực từ sự kiện này. Nhằm cung cấp bức tranh tài chính đẹp cho các bên liên quan Ngày nhận: 01/10/2022 thì người quản lý có thể thực hiện hành vi Quản Trị Lợi Nhuận (QTLN) nhiều hơn thông qua việc tác động lên các thông tin trên Ngày nhận lại: 05/10/2022 Báo Cáo Tài Chính (BCTC). Nghiên cứu này xem xét các đặc điểm Duyệt đăng: 06/10/2022 Hội Đồng Quản Trị (HĐQT), quy mô công ty, loại công ty kiểm toán, tỷ suất sinh lời trên tài sản (Return on assets), dòng tiền từ hoạt động kinh doanh (Cash flow operating) tác động đến hành vi QTLN dựa trên cơ sở dồn tích (Accrual-based Earnings Management) và liệu mức độ tác động của các nhân tố này có sự Từ khóa: khác biệt gì không giữa hai giai đoạn trước và sau Covid-19. Dữ báo cáo tài chính; dồn tích bất liệu nghiên cứu bao gồm 436 công ty phi tài chính đang niêm yết thường; đại dịch Covid-19; đặc tại Việt Nam trong giai đoạn 2016 - 2021. Kết quả nghiên cứu chỉ điểm hội đồng quản trị; hành ra rằng các nhân tố thuộc đặc điểm HĐQT như số lượng thành viên vi quản trị lợi nhuận HĐQT, sự kiêm nhiệm vị trí Tổng Giám Đốc (TGĐ) và Chủ tịch HĐQT, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, số lần họp đều có tác động đến hành vi QTLN trong cả hai giai đoạn. ABSTRACT The Covid-19 pandemic occurred on global scale, companies have to face the negative impacts of the event. In order to deliver a good financial picture to stakeholders, the manager actively engages in earnings management behavior (QTLN) through the manipulation of financial statement (BCTC) information. The research data was collected from 436 non- financial listed companies in Vietnam during 2016 - 2021. This study is to exam the impact of the board of directors (HĐQT) Keywords: characteristics, company size, type of audit firm, Return On Assets financial statements; discretionary (ROA), cash flow from operating activities (CFO) on Accrual- accruals; Covid-19 pandemic; based Earnings Management, and whether the level of impact of board characteristics; earnings these factors has any difference before and after the Covid-19 management periods. The result indicated that Board Of Director (BOD) characteristics such as BOD members, CEO and Chairman duality, the proportion of independent board members, and the number of Board meetings has a significant impact on the Earnings Management (QTLN) in both periods.
124 Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS- Kỷ yếu, 17(3), 123-138 1. Giới thiệu HĐQT có trách nhiệm giám sát, chỉ đạo người quản lý trong việc thực hiện các mục tiêu của công ty nhằm bảo vệ lợi ích của các bên liên quan. Dưới sự bùng phát của đại dịch Covid-19 đã làm ảnh hưởng tiêu cực đến kết quả hoạt động của các công ty trên khắp thế giới. Điều đó đã làm phát sinh một loạt các vấn đề về dòng tiền, làm xấu đi số liệu trên Bảng cân đối kế toán của nhiều công ty trên thế giới. Do đó người quản lý có khả năng thực hiện QTLN để cải thiện Bảng cân đối kế toán đang xấu đi và báo cáo thu nhập trong những thời điểm tồi tệ như trong đại dịch. Trên thế giới có một số nghiên cứu về sự ảnh hưởng hành vi QTLN của người quản lý trong thời kỳ đại dịch là rất hiếm. Hiện tại, Việt Nam chưa có công trình nghiên cứu nào về hành vi QTLN của người quản lý trong thời gian đại dịch. Do đó mục tiêu của bài viết là tiến hành nghiên cứu những nhân tố thuộc đặc điểm của HĐQT tác động đến hành vi QTLN giữa hai giai đoạn có chịu ảnh hưởng của dịch Covid-19 (2019 - 2021) và không chịu ảnh hưởng của dịch Covid-19 (2016 - 2018) có sự khác biệt gì không tại các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. 2. Cơ sở lý thuyết 2.1. Lý thuyết người đại diện (Agency Theory) Lý thuyết được xây dựng bởi Ross (1973), sau đó được phát triển bởi Jensen và Meckling (1976). Nội dung lý thuyết đề cập đến đó là sự phân chia mức độ rủi ro giữa người ủy quyền (chủ sở hữu) và người đại diện (người quản lý) do họ có mục tiêu khác nhau. Người đại diện có thể vì tư lợi cá nhân mà không quan tâm đến lợi ích của cổ đông (chủ sở hữu). Do phần lớn các lợi ích của nhà quản lý xuất phát từ kết quả kinh doanh thông qua các số liệu kế toán, và là động cơ có thể dẫn đến xu hướng các nhà quản lý sẽ thực hiện hành vi QTLN thông qua các luồng thông tin trên BCTC nhằm đạt mục đích cá nhân của mình. Do được nắm quyền quản lý trực tiếp nên người quản lý có thể điều chỉnh số liệu cung cấp trên BCTC nhằm cung cấp thông tin sai lệch. Chính vì vậy đã làm cho thông tin được ghi nhận trên BCTC không phản ánh được đúng bản chất về tình hình hoạt động kinh doanh sản xuất trong kỳ của doanh nghiệp, dẫn đến thông tin sai lệch cho người sử dụng. Dựa trên những phân tích về nội dung lý thuyết thì tác giả kỳ vọng các doanh nghiệp có sự kiêm nhiệm TGĐ - chủ tịch HĐQT sẽ tạo điều kiện thuận lợi cho nhà quản lý thực hiện hành vi QTLN nên mức độ xảy ra QTLN càng cao, doanh nghệp có số lượng thành viên HĐQT càng nhiều, thành viên HĐQT là người nước ngoài, số lần họp HĐQT, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập càng cao thì kiểm soát được hành vi QTLN. 2.2. Lý thuyết tín hiệu Lý thuyết tín hiệu được Spence (1973) giới thiệu, theo lý thuyết này khi có sự tồn tại của sự bất cân xứng thông tin thì lý thuyết tín hiệu sẽ đưa ra một trạng thái cân bằng. Các công ty có hoạt động kinh doanh tốt sẽ lựa chọn các chính sách kế toán cho phép công bố các thông tin có lợi, còn đối với các công ty có chất lượng hoạt động kém hơn sẽ lựa chọn chính sách các chính sách kế toán sao cho hạn chế những thông tin không có lợi. Do đó, để tạo ra điểm nhấn có lợi về chất lượng hoạt động của mình, người quản lý có xu hướng công bố thông tin mang lại tín hiệu hoạt động tốt để thu hút các nhà đầu tư có liên quan. Tín hiệu có thể được thực hiện qua việc lựa chọn thời điểm để công bố thông tin kế toán, và số liệu được trình bày trong BCTC. Tác giả kỳ vọng rằng công ty có quy mô lớn, ROA lớn thì người quản lý thực hiện hành vi QTLN nhiều hơn. Còn các công ty được kiểm toán bởi Big 4 và có dòng tiền hoạt động kinh doanh lớn thì QTLN sẽ thấp. 2.3. Lý thuyết phụ thuộc nguồn lực Lý thuyết phụ thuộc nguồn lực được xây dựng bởi Pfeffer và Salancik (1978), nội dung lý thuyết xây dựng cho thấy vai trò quan trọng của HĐQT đến hiệu quả hoạt động và sự phát triển của công ty. Hay nói khác hơn, các doanh nghiệp phụ thuộc vào các đơn vị bên ngoài xã
Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS-Kỷ yếu, 17(3), 123-138 125 hội để đạt được các mục tiêu của mình. Các đặc điểm của HĐQT bao gồm sự đa dạng về giới tính, quy mô hội đồng quản trị và các giám đốc độc lập có thể là những yếu tố quan trọng trong việc hạn chế QTLN. Từ sự phân tích nội dung lý thuyết, tác giả kỳ vọng rằng các công ty có tính độc lập HĐQT cao và không có sự kiêm nhiệm TGĐ - Chủ tịch HĐQT thì khó xảy ra hành vi QTLN. Nếu công ty có quy mô HĐQT lớn, HĐQT có chuyên môn tài chính cao và số lượng thành viên nữ trong HĐQT lớn thì sẽ kiểm soát và hạn chế được mức độ QTLN. QTLN là một thuật ngữ được sử dụng để mô tả hành động cố ý của nhà quản lý nhằm thao túng thu nhập ròng được báo cáo bằng cách dựa trên các phương pháp kế toán cụ thể để thực hiện các thay đổi có lợi cho lợi ích tương ứng (Jensen, 2004). Do đó, hành động này ảnh hưởng đến uy tín, danh tiếng và cổ phiếu của công ty, QTLN tích cực cũng phát sinh do việc sử dụng các biện pháp tùy ý có sẵn theo các nguyên tắc kế toán được chấp nhận chung cho phép các nhà quản lý tạo hoặc cung cấp các số liệu kế toán cần thiết cho các nhà đầu tư và các bên liên quan, đồng thời che giấu các sự kiện thực tế (Yorke, Amidu, & Agyemin-Boateng, 2016). Như vậy, có rất nhiều nghiên cứu về hành vi QTLN tuy nhiên vẫn chưa có một định nghĩa thống nhất về hành vi này do mỗi định nghĩa đưa ra chỉ mang tính chất phù hợp của mỗi nhà nghiên cứu. Từ những định nghĩa nêu trên cho thấy rằng hành vi QTLN là việc sử dụng những kỹ thuật kế toán để tạo nên bức tranh BCTC đẹp trong mắt người sử dụng, thông qua việc vận dụng các công cụ, phương pháp kế toán. Nghiên cứu Healy và Wahlen (1999) có chia hành vi QTLN thành hai loại: QTLN dựa trên cơ sở dồn tích và QTLN dựa trên nghiệp vụ kinh tế phát sinh vì thu nhập là tổng các khoản tích lũy và dòng tiền hoạt động. Ngo (2019) định nghĩa QTLN dựa trên cơ sở dồn tích là hành vi người quản lý vận dụng các chính sách kế toán như hàng tồn kho, ghi nhận doanh thu và bán hàng, ghi nhận chi phí vốn hóa, … nhằm tác động đến lợi nhuận doanh nghiệp. Còn QTLN dựa trên nghiệp vụ kinh tế phát sinh là người quản lý tác động vào các nghiệp vụ kinh tế trong quá trình hoạt động kinh doanh chính, hoạt động tài chính hay hoạt động đầu tư như cắt giảm chi phí nghiên cứu và phát triển, chí phí quảng cáo, chi phí đào tạo, …thông qua đó làm thay đổi chỉ tiêu lợi nhuận trên BCTC. Trên thế giới có nhiều nghiên cứu về đặc điểm HĐQT ảnh hưởng đến hành vi QTLN. Nhằm xem xét tác động của đặc điểm HĐQT đến hành vi QTLN, nghiên cứu Peasnell, Pope, và Young (2005), Moradi, Salehi, Bighi, và Najari (2012), Rauf, Johari, Buniamin, và Rahman (2012), Sukeecheep, Yarram, và Al Farooque (2013), Bala và Gugong (2015), Rajeevan và Ajward (2019), … đo lường hành vi QTLN bằng biến dồn tích DA dựa trên mô hình Jones điều chỉnh của Dechow, Sloan, và Sweeney (1995). Chủ đề nghiên cứu hành vi QTLN thu hút rất nhiều nhà nghiên cứu tại Việt Nam như Tran và Dinh (2017), Bui và Ngo (2017), Ngo (2019), Ngo và cộng sự (2021). Trong giai đoạn hòa nhập với thế giới, nước ta cũng chịu những ảnh hưởng từ đại dịch Covid-19 và chỉ có một số nghiên cứu ở nước ngoài về vấn đề này mà chưa có nghiên cứu nào tại Việt Nam. Lassoued và Khanchel (2021) với mục đích nhằm xác định tác động của đại dịch Covid-19 đối với thực tiễn hành vi QTLN đã nghiên cứu 2031 quan sát ở 15 quốc gia châu Âu. Hsu và Yang (2022) đã nghiên cứu liệu Covid-19 có ảnh hưởng đến chất lượng BCTC và có tác động đến hành vi QTLN hay không của các công ty niêm yết của vương quốc Anh. 3. Phương pháp nghiên cứu 3.1. Giả thuyết nghiên cứu Số lượng thành viên hội đồng quản trị Peasnell và cộng sự (2005) tìm thấy khi số lượng thành viên HĐQT càng lớn thì không thể xảy ra hành vi QTLN của người quản lý. Kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với Bala và Gugong (2015) và Hamid và Bello (2019). Ngược lại, Bui và Ngo (2017), Hsu và Yang (2022) lại tìm thấy mối quan hệ thuận chiều giữa độ lớn số lượng thành viên HĐQT và hành vi QTLN. Bên cạnh đó, Rauf và cộng sự (2012), Sukeecheep và cộng sự (2013), Ngo (2019), … lại cho thấy không có mối quan hệ nào. Kế thừa kết quả nghiên cứu trên và dựa trên nội dung lý thuyết phụ thuộc nguồn lực tác giả đặt ra giả thuyết:
126 Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS- Kỷ yếu, 17(3), 123-138 H1: Công ty có số lượng thành viên HĐQT càng lớn thì mức độ QTLN càng thấp Mô hình kiêm nhiệm TGĐ - chủ tịch HĐQT Rajeevan và Ajward (2019), Al Azeez, Sukoharsono, và Andayani (2019), Hamid và Bello (2019) chỉ ra rằng một vị trí chủ tịch và Giám đốc điều hành duy nhất có thể dẫn đến hành vi QTLN dễ xảy ra cao hơn. Ngược lại, có một số nghiên cứu cho thấy không có ảnh hưởng đáng kể giữa mô hình kiêm nhiệm TGĐ - chủ tịch HĐQT cụ thể là Peasnell và cộng sự (2005), Moradi và cộng sự (2012), Bui và Ngo (2017), Hsu và Yang (2022), ... Dựa trên lý thuyết đại diện và kết quả từ những bằng chứng thực nghiệm tác giả đặt ra giả thuyết: H2: Công ty có mô hình kiêm nhiệm TGĐ - chủ tịch HĐQT thì hành vi QTLN cao hơn so với công ty không có mô hình kiêm nhiệm giữa TGĐ và chủ tịch HĐQT Tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị có chuyên môn tài chính Bala và Gugong (2015) cho rằng mức độ chuyên môn tài chính của các thành viên HĐQT càng cao thì hạn chế được hành vi QTLN. Al Azeez và cộng sự (2019) và Ngo (2019) cũng có kết quả tương tự. Ngược lại, Rajeevan và Ajward (2019), Bui và Ngo (2017) lại cho thấy có mối quan hệ tích cực giữa tỷ lệ thành viên HĐQT có chuyên môn tài chính với hành vi QTLN. Dựa trên nền tảng lý thuyết đại diện, tác giả đồng thuận với quan điểm rằng HĐQT có mức độ chuyên môn tài chính càng cao thì xảy ra hành vi QTLN càng thấp, do đó giả thuyết được đặt ra: H3: Hội đồng quản trị có mức độ chuyên môn tài chính càng cao thì xảy ra hành vi QTLN càng thấp Tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị độc lập Peasnell và cộng sự (2005) cho thấy những công ty có tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập càng cao thì việc xảy ra QTLN càng thấp. Mặt khác, nghiên cứu Sukeecheep và cộng sự (2013), Bala và Gugong (2015) lại cho thấy rằng tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có tác động tích cực đến hành vi QTLN. Điều đó chứng minh rằng sự độc lập của HĐQT có thể không đảm bảo rằng các nhà quản lý sẽ không thao túng thu nhập. Bên cạnh đó cũng có một số nghiên cứu lại chứng minh rằng tính độc lập HĐQT không có tác động đến QTLN như Rauf và cộng sự (2012), Bui và Ngo (2017), Orazalin (2019), … Tác giả cho rằng với tỷ lệ HĐQT độc lập càng cao thì giảm bớt được mức độ QTLN của người quản lý, từ đó đưa ra giả thuyết: H4: Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập càng cao thì hành vi QTLN càng thấp Số lần họp hội đồng quản trị Cuộc họp HĐQT là rất cần thiết để nhận biết được người quản lý có đủ năng lực thực hiện nhiệm vụ của mình một cách hiệu quả. Ngo (2019) chứng minh rằng số lần họp HĐQT được tổ chức càng nhiều thì có kiểm soát được hành vi QTLN. Mặt khác, Gulza (2011), Hezabr, Qeshta và Alsoud (2020) lại tìm thấy số lần họp HĐQT có tác động thuận chiều đến hành vi QTLN. Dựa trên nền tảng lý thuyết phụ thuộc nguồn lực và từ những kết quả các công trình nghiên cứu được công bố tác giả đặt ra giả thuyết: H5: Số lần họp của hội đồng quản trị được tổ chức trong năm càng nhiều thì hành vi QTLN càng thấp Tỷ lệ thành viên nữ trong hội đồng quản trị Orazalin (2019) chứng minh rằng các công ty khi có sự đa dạng về giới tính trong HĐQT làm tăng hiệu quả trong việc hạn chế hành vi QTLN. Kết quả này cũng phù hợp với Ngo (2019). Trong khi Bala và Gugong (2015), Bui và Ngo (2017), … lại tìm thấy mối quan hệ cùng chiều giữa hành vi QTLN và tỷ lệ các thành viên nữ trong HĐQT. Tuy nhiên Moradi và cộng sự (2012), Hooghiemstra, Hermes, Oxelheim, và Randoy (2019) lại không tìm thấy mối liên hệ giữa tỷ lệ thành viên nữ và QTLN. Với mong muốn đóng góp thêm bằng chứng thực nghiệm về sự
Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS-Kỷ yếu, 17(3), 123-138 127 ảnh hưởng của tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT đến hành vi QTLN, tác giả đặt ra giả thuyết: H6: Hội đồng quản trị có tỷ lệ thành viên nữ càng cao thì hành vi QTLN càng thấp Hội đồng quản trị có người nước ngoài Peasnell và cộng sự (2005) đã cho thấy tỷ lệ HĐQT là người nước ngoài có tác động nghịch chiều đến hành vi QTLN. Trong khi nghiên cứu Hooghiemstra và cộng sự (2019), Hamid và Bello (2019) lại chứng minh ngược lại rằng sự hiện diện của người nước ngoài trong HĐQT lại tác động thuận chiều đến hành vi QTLN. Sukeecheep và cộng sự (2013) lại không tìm thấy bằng chứng giữa sự hiện diện người nước ngoài trong HĐQT và QTLN có mối quan hệ với nhau. Dựa trên nền tảng lý thuyết người đại diện tác giả đặt ra giả thuyết: H7: Công ty có sự hiện diện của người nước ngoài trong HĐQT sẽ làm giảm hành vi QTLN hơn là các công ty không có sự hiện diện của người nước ngoài Các biến như quy mô công ty, loại công ty kiểm toán, tỷ lệ lợi nhuận trên tài sản và nhân tố dòng tiền hoạt động kinh doanh cũng là một trong những nhân tố thuộc biến kiểm soát được các nhà nghiên cứu đưa vào mô hình để phân tích mức độ tác động của đặc điểm HĐQT đến hành vi QTLN. Quy mô công ty Moradi và cộng sự (2012) cho thấy rằng quy mô công ty có tác động thuận chiều đến hành vi QTLN. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Rauf và cộng sự (2012), Ngo (2019), Rajeevan và Ajward (2019), Hsu và Yang (2022), … Ngược lại nghiên cứu Bala và Gugong (2015) lại đưa ra kết quả rằng quy mô công ty có tác động nghịch chiều đến hành vi QTLN. Từ những kết quả nghiên cứu trước tác giả đăt ra giả thuyết: H8: Công ty có quy mô càng lớn thì hành vi QTLN càng cao Loại công ty kiểm toán Rajeevan và Ajward (2019) chứng minh rằng các công ty được kiểm toán bởi Big 4 có tác động thuận chiều đến hành vi QTLN. Mặt khác, Ngo (2019), Lassoued và Khanchel (2021), … lại chứng minh rằng các công ty được kiểm toán bởi nhóm công ty kiểm toán Big 4 lại tác động nghịch chiều đến hành vi QTLN. Tuy nhiên Peasnell và cộng sự (2005), Moradi và cộng sự (2012), Orazalin (2019), …lại không tìm thấy sự tác động của loại công ty kiểm toán đến hành vi QTLN. Dựa trên kết quả nghiên cứu trước, tác giả đặt ra giả thuyết: H9: Công ty được kiểm toán bởi Big 4 sẽ có tác động nghịch chiều đến hành vi QTLN Lợi nhuận trên tài sản Nhân tố này được đo lường bằng cách lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản của doanh nghiệp. Moradi và cộng sự (2012) cho thấy tỷ lệ lợi nhuận trên tài sản (ROA) có mối quan hệ thuận chiều đến hành vi QTLN. Kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với các nghiên cứu Ngo (2019), Lassoued và Khanchel (2021). Trong khi Bui và Ngo (2017) lại tìm thấy sự tác động nghịch chiều giữa ROA và hành vi QTLN. Dựa trên nền tảng lý thuyết tín hiệu và các kết quả nghiên cứu trước tác giả đề ra giả thuyết: H10: Công ty có tỷ suất lợi nhuận trên tài sản càng lớn thì hành vi QTLN càng cao Dòng tiền từ hoạt động kinh doanh Peasnell và cộng sự (2005), Moradi và cộng sự (2012), Rauf và cộng sự (2012), … đều chứng minh rằng dòng tiền từ hoạt động kinh doanh có mối quan hệ nghịch chiều đến hành vi QTLN. Ngược lại trong nghiên cứu Sukeecheep và cộng sự (2013) lại không tìm thấy mối liên hệ giữa dòng tiền hoạt động kinh doanh và hành vi QTLN. Với mong muốn góp thêm bằng chứng về dòng tiền hoạt động kinh doanh có tác động đến hành vi QTLN, tác giả đặt ra giả thuyết:
128 Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS- Kỷ yếu, 17(3), 123-138 H11: Công ty có dòng tiền hoạt động kinh doanh càng lớn thì hành vi QTLN càng thấp 3.2. Mô hình nghiên cứu Mục tiêu nhằm phân tích sự tác động của các nhân tố thuộc đặc điểm HĐQT đến hành vi QTLN và có sự khác biệt gì không trong giai đoạn có Covid-19 và không có Covid-19 đến các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Mô hình nghiên cứu được xây dựng như sau: ❖ Mô hình 1: Giai đoạn có Covid-19: DA1it = α + β1*TVHĐQTit + β2*KIEMNHIEMit + β3*HĐQTTCit + β4*HĐQTĐLit + β5*HOPit + β6*HĐQTNUit + β7*NGUOINNit + β8*SIZEit + β9*BIG4it + β10*ROAit + β11*CFOit + . (1) ❖ Mô hình 2: Giai đoạn không có Covid-19: DA2it = α + β1*TVHĐQTit + β2*KIEMNHIEMit + β3*HĐQTTCit + β4*HĐQTĐLit + β5*HOPit + β6*HĐQTNUit + β7*NGUOINNit + β8*SIZEit + β9*BIG4it + β10*ROAit + β11*CFOit + . (2) Trên thế giới có rất nhiều mô hình đo lường hành vi QTLN dựa trên biến dồn tích DA: mô hình Healy (1985), mô hình DeAngelo (1986), mô hình Jones (1991), mô hình Jones điều chỉnh (Dechow & ctg., 1995); mô hình Kothari, Leone, và Wasley (2005), ... Các nghiên cứu trước đây (Bala & Gugong, 2015; Hooghiemstra & ctg., 2019; Lassoued & Khanchel, 2021; Orazalin, 2019; Rauf & ctg., 2012) sử dụng mô hình Jones đã sửa đổi (Dechow & ctg., 1995) để tính khoản dồn tích bất thường (DA) làm hành vi điều chỉnh lợi nhuận. Dựa trên các tài liệu nghiên cứu trước đây có thể nhận thấy mô hình Jones điều chỉnh là mô hình nổi tiếng và phổ biến được nhiều nghiên cứu sử dụng nên tác giả sử dụng mô hình Jones điều chỉnh (Dechow & ctg., 1995) để đo lường biến dồn tích (DA). Dựa trên mô hình nghiên cứu tác giả xác định biến phụ thuộc DA. Bước 1: Tính tổng giá trị dồn tích của từng công ty theo từng năm (TAit) Tổng giá trị dồn tích ( ) = Lợi nhuận kế toán sau thuế - Dòng tiền thuần từ hoạt động kinh doanh (3) Bước 2: Mô hình hồi quy biến NDA theo TA. Các tham số , , được tính toán thông qua công thức tính TA được ước lượng theo mô hình hồi quy Pooled OLS từ mô hình gốc Jones (1991) như sau: (4) Bước 3: Thế các tham số , , có được kết quả ở bước 2 vào phương trình (5): (5) Bước 4: Tính các khoản dồn tích bất thường (6) = - (Trong đó: : Giá trị tài sản của doanh nghiệp i tại năm t-1, số liệu được thu thập từ bảng cân đối kế toán; : Phần dồn tích không thể điều chỉnh của doanh nghiệp i năm t; : Chênh lệch doanh thu bán hàng của năm t so với năm t-1, số liệu được thu thập từ báo
Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS-Kỷ yếu, 17(3), 123-138 129 cáo kết quả hoạt động kinh doanh; Sự thay đổi trong khoản phải thu năm t so với năm t- 1, số liệu được thu thập ở chỉ tiêu phải thu khách hàng ngắn hạn và chỉ tiêu phải thu khách hàng dài hạn từ bảng cân đối kế toán; : Nguyên giá tài sản cố định hữu hình doanh nghiệp i năm t, số liệu được thu nhập từ bảng cân đối kế toán; i = 1, 2, 3, …n: Số lượng doanh nghiệp khảo sát; , , : Các tham số ước tính; : Sai số ước tính của doanh nghiệp i năm t.) Bảng 1 Đo lường các biến trong mô hình nghiên cứu Giả Ký hiệu Mô tả biến Phương pháp đo lường biến thuyết Biến phụ thuộc DA1, Dồn tích bất thường (Xác định theo mô hình Jones điều DA Dồn tích bất thường. DA2 chỉnh (Dechow & ctg., 1995)). Các biến độc lập Số lượng thành viên H1 TVHĐQTit Số lượng thành viên HĐQT. HĐQT. Biến giả: Mô hình kiêm nhiệm TGĐ - Bằng 1 nếu kiêm nhiệm TGĐ - chủ tịch HĐQT. H2 KN_CEOit - chủ tịch HĐQT. - Bằng 0 nếu không kiêm nhiệm TGĐ - chủ tịch HĐQT. Tỷ lệ thành viên HĐQT có Tỷ lệ thành viên HĐQT có chuyên môn tài chính trên H3 HĐQTTCit chuyên môn tài chính. tổng số lượng thành viên HĐQT. Tỷ lệ thành viên HĐQT Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập không điều hành trên H4 HĐQTĐLit độc lập. tổng số lượng thành viên HĐQT. H5 HOPit Số lần họp HĐQT. Số lần họp trong năm của HĐQT. Tỷ lệ thành viên HĐQT là Tỷ lệ thành viên HĐQT là nữ trên tổng số lượng thành H6 HĐQTNUit nữ. viên HĐQT. Biến giả: HĐQT có người nước H7 NGUOINNit - Bằng 1 nếu có người nước ngoài. ngoài. - Bằng 0 nếu không có người nước ngoài. Các biến kiểm soát Logarit tổng tài sản của công ty tại ngày kết thúc niên H8 SIZEit Quy mô doanh nghiệp. độ. Biến giả: - Bằng 1 nếu công ty được kiểm toán thuộc nhóm công ty kiểm toán: PWC, Deloitte, Earnt and Young, H9 BIG4it Loại công ty kiểm toán. KPMG. - Bằng 0 nếu công ty không được kiểm toán thuộc nhóm công ty kiểm toán: PWC, Deloitte, Earnt and Young, KPMG. Lợi nhuận sau thuế thu nhập doanh nghiệp chia cho H10 ROAit Tỷ suất sinh lời trên tài sản. tổng tài sản. Dòng tiền từ hoạt động H11 CFOit Lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động kinh doanh. kinh doanh. Nguồn: Tác giả tự tổng hợp 3.3. Mẫu nghiên cứu
130 Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS- Kỷ yếu, 17(3), 123-138 Đến thời điểm cuối năm 2021 có 704 công ty phi tài chính niêm yết trên sàn HNX và sàn HOSE. Nhằm nghiên cứu các nhân tố thuộc đặc điểm HĐQT tác động đến hành vi QTLN và tìm hiểu liệu có sự khác biệt gì không giữa giai đoạn tác động của dịch Covid-19 (2019 - 2021) và giai đoạn không có tác động dịch Covid-19 (2016 - 2018). Từ mục tiêu đó tác giả tiến hành thu thập những công ty có đủ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị đã được kiểm toán và cung cấp đầy đủ thông tin trong giai đoạn 2016 - 2021. Sau quá trình thu thập dữ liệu thì có 436 công ty đạt được yêu cầu, do đó mẫu nghiên cứu chính thức là 1,308 quan sát. 3.4. Các bước nghiên cứu Bước 1: Tác giả tổng hợp các nhân tố thuộc đặc điểm HĐQT tác động đến hành vi QTLN từ quá trình tìm hiểu các nghiên cứu trước có liên quan đến nội dung đề tài nghiên cứu. Tác giả tiến hành phân tích tương quan để kiểm tra mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc so với các biến độc lập và đánh giá hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến có xảy ra. Bước 2: Tác giả sử dụng phương pháp hồi quy đa biến giữa biến phụ thuộc DA - đại diện cho hành vi QTLN, các biến độc lập là các nhân tố thuộc đặc điểm HĐQT và các biến kiểm soát mô hình. Dựa trên dữ liệu nghiên cứu tác giả lựa chọn phương pháp hồi quy phù hợp và tiến hành kiểm định các khuyết tật của mô hình. Đầu tiên, tác giả sử dụng phương pháp hồi quy theo mô hình bình phương thông thường bé nhất (Pooled OLS), kiểm tra mô hình tác động cố định (FEM). Tác giả sử dụng kết quả kiểm định F để lựa chọn phương pháp hồi quy phù hợp hơn. Kế tiếp để đảm bảo cho kết quả mô hình nghiên cứu có ý nghĩa, tác giả tiến hành kiểm định các khuyết tật nhằm phát hiện và khắc phục các lỗi của mô hình. Các kiểm định được sử dụng trong mô hình gồm: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến, kiểm định phân phối của phần dư, kiểm định phương sai của sai số thay đổi, kiểm định hiện tượng tự tương quan. Nếu mô hình bị các khuyết tật như phương sai thay đổi hoặc hiện tượng tự tương quan thì tác giả sử dụng FGLS để khắc phục. Dữ liệu nghiên cứu được phân tích dựa trên phần mềm Stata 14.0. 4. Kết quả nghiên cứu 4.1. Phân tích tương quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập, giữa các biến độc lập với nhau Mô hình nghiên cứu 1 trong giai đoạn có Covid-19 (2019 - 2021) Bảng 2 thể hiện mối tương quan giữa biến phụ thuộc DA1 với các biến độc lập và biến kiểm soát của mô hình 1. Dựa trên kết quả phân tích cho thấy biến DA1 có mối quan hệ ngược chiều với sự kiêm nhiệm TGĐ - Chủ tịch HĐQT, ROA, CFO và có mối tương quan thuận chiều với các biến còn lại. Dựa vào kết quả phân tích cho thấy mặc dù giữa các biến độc lập với nhau có mối quan hệ tương quan nhưng hệ số này không vượt quá 0.8. Chỉ có cặp biến SIZE - TVHDQT (0.368) có hệ số tương quan lớn nhất trong các cặp biến thì các cặp biến còn lại đều có hệ số tương quan rất thấp, giúp tác giả đưa ra kết luận rằng mô hình 1 có xảy ra mối quan hệ tương quan giữa các biến với nhau là rất thấp. Bảng 2 Ma trận tương quan Person của mô hình 1 DA TVHDQT KN_CEO HDQTTC HDQTDL HOP HDQTNU NGUOINN SIZE BIG4 ROA CFO DA 1 TVHDQT 0.0189 1 - KN_CEO 0.0134 -0.0461 1 HDQTTC 0.0275 0.0604 -0.0462 1
Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS-Kỷ yếu, 17(3), 123-138 131 DA TVHDQT KN_CEO HDQTTC HDQTDL HOP HDQTNU NGUOINN SIZE BIG4 ROA CFO HDQTDL 0.0059 0.1062 -0.2633 -0.0501 1 HOP 0.1024 0.0556 -0.1328 0.0015 0.1162 1 HDQTNU 0.0239 -0.0161 0.0419 0.1582 -0.0254 0.0405 1 - NGUOINN 0.0016 0.27 0.0222 0.0061 0.0664 0.0946 -0.0226 1 SIZE 0.1417 0.368 -0.0204 0.0739 -0.0125 0.2113 -0.0206 0.187 1 BIG4 0.0178 0.1859 -0.039 0.0682 0.1127 0.0961 -0.0211 0.1893 0.4299 1 - ROA 0.0041 0.0879 -0.0355 0.0071 -0.0189 0.0268 0.0497 0.0105 0.0025 0.0607 1 - - CFO 0.0233 0.1586 -0.0273 -0.0153 0.0739 0.0578 -0.0193 0.142 0.2791 0.1871 0.1573 1 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 14.0 Mô hình nghiên cứu 2 trong giai đoạn không có Covid-19 (2016 - 2018) Bảng 3 thể hiện mối tương quan giữa biến phụ thuộc DA2 với các biến độc lập và biến kiểm soát của mô hình 2. Dựa trên kết quả phân tích cho thấy biến DA2 có mối quan hệ ngược chiều với thành viên HĐQT, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, quy mô công ty, loại công ty kiểm toán, CFO và có mối tương quan thuận chiều với các biến còn lại. Dựa trên kết quả phân tích Bảng 3 cho thấy mặc dù giữa các biến độc lập với nhau có mối quan hệ tương quan nhưng hệ số này không vượt quá 0.8. Chỉ có cặp biến SIZE - BGI4 (0.4358) có hệ số tương quan lớn nhất trong các cặp biến thì các cặp biến còn lại đều có hệ số tương quan rất thấp. Từ kết quả phân tích giúp tác giả đưa ra kết luận rằng mô hình 2 có xảy ra mối quan hệ tương quan giữa các biến rất thấp. Bảng 3 Ma trận tương quan Person của mô hình 2 DA TVHDQT KN_CEO HDQTTC HDQTDL HOP HDQTNU NGUOINN SIZE BIG4 ROA CFO DA 1 TVHDQT -0.0383 1 KN_CEO 0.2031 0.0114 1 HDQTTC 0.0002 0.0454 -0.0019 1 HDQTDL -0.0275 0.0707 -0.1915 0.0016 1 HOP 0.0895 0.1204 0.0623 0.0187 0.0534 1 HDQTNU 0.0169 0.0328 0.072 0.1214 0.0354 0.064 1 NGUOINN 0.0207 0.3846 0.0516 -0.0104 0.1265 0.0618 0.011 1 SIZE -0.0149 0.3292 -0.0418 0.1084 -0.0019 0.2667 -0.0227 0.2608 1 BIG4 -0.0448 0.1711 -0.0827 0.0731 0.1091 0.0987 -0.0186 0.2725 0.4358 1 ROA 0.1367 0.0608 0.0136 0.0162 0.0176 0.1017 0.0468 0.0101 -0.0539 -0.0101 1 CFO -0.1449 0.1505 -0.1069 0.0177 0.061 0.0266 0.021 0.1677 0.3232 0.2048 0.1476 1 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 14.0 4.2. Phân tích tác động của các nhân tố đến hành vi QTLN Mô hình nghiên cứu 1 trong giai đoạn có Covid-19 (2019 - 2021) Lựa chọn phương pháp ước lượng hồi quy thích hợp Tác giả tiến hành thực hiện hồi quy Pooled OLS và FEM. Dựa kiểm định F-test để lựa
132 Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS- Kỷ yếu, 17(3), 123-138 chọn ước lượng phù hợp cho mô hình 1, từ kết quả kiểm định F (F (435, 861) = 3.22) và Prob > F = 0.000 (< 0.05) ở Bảng 4 có thể kết luận rằng ước lượng FEM là ước lượng phù hợp nhất cho mô hình 1. Bảng 4 Bảng kết quả hồi quy cho mô hình 1 Pooled OLS FEM FGLS Coef. P>|t| Coef. P>|t| Coef. P>|t| TVHDQT -0.0324 0.251 -0.0602 0.271 -0.0275*** 0.000 KN_CEO -0.00957 0.942 0.258** 0.046 0.0337*** 0.003 HDQTTC 0.164 0.555 -0.288 0.550 0.0587* 0.064 HDQTDL 0.113 0.607 -0.304 0.393 0.112*** 0.000 HOP 0.00664** 0.024 -0.00932*** 0.000 0.00292*** 0.000 HDQTNU 0.13 0.479 0.568 0.153 0.0928*** 0.000 NGUOINN 0.00359 0.973 0.251** 0.028 0.0066 0.514 SIZE 2.192*** 0.000 53.45*** 0.000 2.563*** 0.000 BIG4 -0.140* 0.099 -0.620*** 0.001 -0.143*** 0.000 ROA 0.133 0.783 -1.697** 0.018 0.155*** 0.008 CFO -4.80e-08* 0.058 -1.80E-08 0.537 -6.77e-08*** 0.000 _cons -5.831*** 0.000 -140.2*** 0.000 -6.782*** 0.000 Số quan sát 1,308 1,308 1,308 R-sq 0.033 0.502 0.502 Adj R-sq 0.024 Prob > F 0.000 0.000 0.000 F (435, 861) = 3.22 F-test Prob > F = 0.0000 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 14.0 Kiểm định các khuyết tật của mô hình 1 Bảng 5 Bảng trình bày kết quả kiểm định các khuyết tật của mô hình 1 PHƯƠNG PHÁP KẾT QUẢ KIỂM KIỂM ĐỊNH KẾT LUẬN KIỂM ĐỊNH ĐỊNH Hệ số phóng đại Mô hình không xảy ra hiện Đa cộng tuyến VIF = 1.17 phương sai VIF tương đa cộng tuyến. Mô hình có phần dư phân Phân phối của phần dư Jarque-Bera Prob > chi2 = 0.0000 phối chuẩn. Phương sai sai số chi2 (436) = 3.6e+07 Mô hình xảy ra hiện tượng Modified Wald test thay đổi Prob > chi2 = 0.0000 phương sai sai số thay đổi. F (1, 435) = 146.657 Mô hình xảy ra hiện tượng tự Tự tương quan Breusch-Godfrey Prob > F = 0.0000 tương quan. Nguồn: Tác giả tự tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 14.0 Dựa trên kết quả được trình bày ở Bảng 5 cho thấy rằng trong các kiểm định khuyết tật
Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS-Kỷ yếu, 17(3), 123-138 133 mô hình thì có 02 khuyết tật xảy ra đó là mô hình bị hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tự tương quan. Nhằm khắc phục các khuyết tật nói trên tác giả tiến hành thực hiện hồi quy bằng ước lượng bình phương tối thiểu tổng quát khả thi FGLS cho mô hình 1. Kết quả hồi quy cuối cùng được tác giả trình bày ở Bảng 4 với chỉ số R2 = 50.2%. Mô hình nghiên cứu 2 trong giai đoạn không có Covid-19 (2016 - 2018) Lựa chọn phương pháp ước lượng hồi quy thích hợp Tác giả tiến hành thực hiện hồi quy Pooled OLS và FEM. Dựa kiểm định F-test để lựa chọn ước lượng phù hợp cho mô hình 1, từ kết quả kiểm định F (F (435, 861) = 1.26) và Prob > F = 0.0027 (< 0.05) ở Bảng 6 có thể kết luận rằng ước lượng FEM là ước lượng phù hợp nhất cho mô hình 2. Bảng 6 Bảng kết quả hồi quy cho mô hình 2 Pooled OLS FEM FGLS Coef. P>|t| Coef. P>|t| Coef. P>|t| TVHDQT -0.00846** 0.024 -0.00826 0.334 -0.00748*** 0.000 KN_CEO 0.0543*** 0.000 0.127*** 0.000 0.0507*** 0.000 HDQTTC -0.000989 0.976 0.0768 0.267 0.00514 0.609 HDQTDL 0.0109 0.633 -0.0239 0.639 0.0176** 0.024 HOP 0.00194** 0.04 0.00262 0.178 0.000931*** 0.004 HDQTNU -0.0015 0.949 -0.0121 0.845 -0.00675 0.401 NGUOINN 0.0210* 0.093 -0.0284 0.47 0.0193*** 0.000 SIZE 0.0906* 0.067 0.725*** 0.007 0.107*** 0.000 BIG4 -0.00997 0.309 -0.0187 0.608 -0.00666** 0.024 ROA 0.301*** 0.000 0.439*** 0.000 0.335*** 0.000 CFO -2.32e-08*** 0.000 -3.55e-08*** 0.000 -2.95e-08*** 0.000 _cons -0.202 0.113 -1.884*** 0.008 -0.254*** 0.000 Số quan sát 1,308 1,308 1,308 R-sq 0.091 0.152 0.152 Adj R-sq 0.083 Prob > F 0.000 0.0027 0.000 F (435, 861) = 1.26 F-test Prob > F = 0.0027 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 14.0 Kiểm định các khuyết tật của mô hình 2 Bảng 7 Bảng trình bày kết quả kiểm định các khuyết tật của mô hình 2 PHƯƠNG PHÁP KIỂM KIỂM ĐỊNH KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH KẾT LUẬN ĐỊNH
134 Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS- Kỷ yếu, 17(3), 123-138 PHƯƠNG PHÁP KIỂM KIỂM ĐỊNH KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH KẾT LUẬN ĐỊNH Hệ số phóng đại phương Mô hình không xảy ra hiện Đa cộng tuyến VIF = 1.18 sai VIF tương đa cộng tuyến. Phân phối của Mô hình có phần dư phân phối Jarque-Bera Prob > chi2 = 0.0000 phần dư chuẩn. Phương sai sai số chi2 (436) = 1.2e + 09 Mô hình xảy ra hiện tượng Modified Wald test thay đổi Prob > chi2 = 0.0000 phương sai sai số thay đổi. F (1, 435) = 0.204 Mô hình không xảy ra hiện Tự tương quan Breusch-Godfrey Prob > F = 0.6515 tượng tự tương quan. Dựa trên kết quả được trình bày ở Bảng 7 cho thấy rằng trong các kiểm định khuyết tật mô hình thì chỉ có 01 khuyết tật xảy ra đó là mô hình bị hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Nhằm khắc phục khuyết tật nói trên tác giả tiến hành thực hiện hồi quy bằng ước lượng bình phương tối thiểu tổng quát khả thi FGLS cho mô hình 2. Kết quả hồi quy cuối cùng được tác giả trình bày ở Bảng 6 với chỉ số R2 = 15.2%. So sánh kết quả hồi quy của mô hình nghiên cứu 1 và mô hình nghiên cứu 2 được tác giả tổng hợp ở Bảng 8. Bảng 8 Bảng tổng hợp kết quả hồi quy hai mô hình nghiên cứu Biến Mô Giả Dấu kỳ Mô Nội dung giả thuyết hình thuyết quan sát vọng hình 1 2 Công ty có số lượng thành viên HĐQT H1 TVHDQT - - - càng lớn thì mức độ QTLN càng thấp. Công ty có mô hình kiêm nhiệm TGĐ – chủ tịch HĐQT thì hành vi QTLN cao H2 hơn so với công ty không có mô hình KN_CEO + + + kiêm nhiệm giữa TGĐ và chủ tịch HĐQT. Hội đồng quản trị có mức độ chuyên môn H3 tài chính càng cao thì xảy ra hành vi HDQTTC - + K QTLN càng thấp. Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập càng cao H4 HDQTDL - + + thì hành vi QTLN càng thấp. Số lần họp của hội đồng quản trị càng H5 HOP - + + nhiều thì hành vi QTLN càng thấp. Hội đồng quản trị có tỷ lệ thành viên nữ H6 HDQTNU - + K càng cao thì hành vi QTLN càng thấp. Công ty có sự hiện diện của người nước ngoài trong HĐQT sẽ làm giảm hành vi H7 NGUOINN - K + QTLN hơn là các công ty không có sự hiện diện của người nước ngoài. Công ty có quy mô càng lớn thì hành vi H8 SIZE + + + QTLN càng cao.
Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS-Kỷ yếu, 17(3), 123-138 135 Biến Mô Giả Dấu kỳ Mô Nội dung giả thuyết hình thuyết quan sát vọng hình 1 2 Công ty được kiểm toán bởi Big4 sẽ có H9 BIG4 - - - tác động nghịch chiều đến hành vi QTLN. Công ty có tỷ suất lợi nhuận trên tài sản H10 ROA + + + càng lớn thì hành vi QTLN càng cao. Công ty có dòng tiền hoạt động kinh H11 doanh càng lớn thì hành vi QTLN càng CFO - - - thấp. Ghi chú: Dấu trừ (-): Có tác động nghịch chiều; dấu (+): Có tác động thuận chiều; chữ K: Không có tác động Nguồn: Tác giả tự tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 14.0 5. Kết luận và gợi ý Số lượng thành viên HĐQT càng lớn với nhiều kinh nghiệm, kiến thức phong phú và có nhiều ý kiến sẽ góp phần kiểm soát tốt hơn hành vi QTLN. Cơ chế về vấn đề tổ chức nội bộ không được quy định chặt chẽ do đó dẫn đến một cá nhân kiêm nhiệm giữa hai vị trí này có nhiều quyền hạn dễ đưa ra quyết định chỉ vì lợi ích riêng. Các thành viên trong HĐQT có được đào tạo hay không có được đào tạo về chuyên môn tài chính nhưng cũng không góp phần làm hạn chế được hành vi này của người quản lý. Số lượng thành viên độc lập càng cao thì hành vi QTLN càng lớn. Điều này cho thấy rằng có thể quy định về tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT chưa đủ lớn để kiểm soát hành vi QTLN của người quản lý. Nguyên nhân khác có thể là do công việc giám sát tài chính đã được HĐQT giao lại cho bên ủy ban kiểm toán do đó trách nhiệm giám sát này không thuộc về HĐQT. Sự đa dạng giới trong HĐQT không có ảnh hưởng đến hành vi QTLN của các công ty niêm yết trong giai đoạn chưa có dịch Covid-19. Mặt khác, trong giai đoạn có dịch Covid-19 thì sự đa dạng giới còn góp phần làm gia tăng hành vi QTLN của người quản lý. Nguyên nhân có thể là do sự xuất hiện thành viên nữ có tỷ lệ rất nhỏ trong HĐQT, không đủ mạnh để có tiếng nói tạo ra điểm khác biệt nhằm mục tiêu giám sát. Như vậy, các công ty niêm yết cần thực hiện lại việc tổ chức HĐQT theo như đúng như quy định của Nghị định 71/2017/NĐ-CP (Chính phủ, 2017) hướng dẫn về quản trị công ty áp dụng đối với công ty đại chúng. Mục tiêu nhằm nâng cao chất lượng thông tin được công bố trên BCTC, Nhà nước cần xem xét và gia tăng thêm các quy định về cơ cấu tổ chức HĐQT chặt chẽ hơn, cần có thêm quy định cụ thể tỷ lệ thành viên có chuyên môn tài chính và nên để tỷ lệ này chiếm tỷ trọng cao. Kết quả tổ chức các cuộc họp của HĐQT không mang lại hiệu quả, không hạn chế được hành vi QTLN mà còn làm gia tăng mức độ QTLN của người quản lý trong cả hai giai đoạn. Do đó các công ty niêm yết cần xem xét lại việc tổ chức các cuộc họp phải được chú trọng về chất lượng nội dung chứ không phải là hình thức nhằm đưa ra những giải pháp hữu hiệu để giải quyết các vấn đề gút mắc còn tồn đọng từ đó góp phần nâng cao khả năng quản lý, cũng như kiểm soát và hạn chế được hành vi QTLN của người quản lý. Những công ty có quy mô càng lớn thì người quản lý càng có xu hướng che dấu các thông tin tiêu cực, bất lợi đến lợi ích của công ty. Người quản lý thông qua việc lựa chọn thời điểm công bố thông tin hay các số liệu được trình bày trên BCTC nhằm tạo niềm tin, kỳ vọng đến các đối tượng sử dụng thông tin sao cho có lợi đến cổ phiếu, giá trị công ty do đó hành vi QTLN xảy ra càng lớn. Các đối tượng sử dụng thông tin như ngân hàng, nhà đầu tư, nhà phân tích cần phải có cái nhìn tổng quát trước khi ra quyết định trước khi ra quyết định cho vay, đầu tư, tư vấn, ... Trong cả hai giai đoạn có dịch Covid-19 hay không có dịch Covid-19 thì những công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam được kiểm toán bởi các công ty kiểm toán Big 4 sẽ hạn chế được hành vi QTLN. Do đó để gia tăng mức độ tin cậy về chất lượng thông tin được trình bày trên BCTC thì các công ty niêm yết nên cân nhắc trong việc lựa chọn một công ty kiểm toán uy tín, có chất lượng nhằm phát hiện và hạn chế các
136 Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS- Kỷ yếu, 17(3), 123-138 rủi ro xảy ra. ROA vẫn tác động thuận chiều đến hành vi QTLN trong cả hai giai đoạn. Điều đó có nghĩa là với mục đích nhằm cân đối mức lợi nhuận qua các năm, tránh những thông tin bất lợi có ảnh hưởng xấu mà người quản lý sẽ gia tăng hành vi QTLN của mình nhằm đáp ứng được kỳ vọng mong đợi của các bên có liên quan. Nếu hành vi này bị đối tượng có liên quan phát hiện thì uy tín công ty giảm sút, do đó các công ty niêm yết nên thực hiên theo đúng quy định của pháp luật về việc lập và trình bày BCTC. Bên cạnh đó, các công ty cần xem xét thêm nhân tố CFO bởi do bản chất của các khoản dồn tích là kết quả hiệu số giữa lợi nhuận kế toán sau thuế và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh. Vì thế khi thấy CFO thấp thì các công ty niêm yết nên cần giám sát nghiêm ngặt quy trình lập và trình bày BCTC nhằm hạn chế được hành vi QTLN của người quản lý. Tài liệu tham khảo Al Azeez, H. A. R., Sukoharsono, E. G., & Andayani, W. (2019). The impact of board characteristics on earnings management in the international oil and gas corporations. Academy of Accounting and Financial Studies Journal, 23(1), 1-26. Bala, H., & Gugong, B. K. (2015). Board characteristics and earnings management of listed food and beverages firms in Nigeria. European Journal of Accounting, Auditing and Finance Research, 3(8), 25-41. Bui, D. V., & Ngo, D. H. (2017). Đặc điểm hội đồng quản trị và hành vi quản trị lợi nhuận của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam [Board characteristics and earnings management in listed companies of Vietnam's stock market]. Tạp chí Khoa học Trường ĐH Mở TP. HCM- Kinh tế và Quản trị kinh doanh, 12(2), 113-126. Chính phủ. (2017). Nghị định 71/2017/NĐ-CP ngày 06 tháng 06 năm 2017 về hướng dẫn về quản trị công ty áp dụng đối với công ty đại chúng [Decree 71/2017/ND-CP dated June 6, 2017 providing guidance on corporate governance applicable to public companies]. Truy cập ngày 10/01/2022 tại https://thuvienphapluat.vn/van-ban/Doanh-nghiep/Nghi-dinh-71- 2017-ND-CP-huong-dan-quan-tri-cong-ty-dai-chung-316951.aspx DeAngelo, L. E. (1986). Accounting numbers as market valuation substitutes: A study of management buyouts of public stockholders. Accounting Review, 61(3), 400-420. Dechow, P. M., Sloan, R. G., & Sweeney, A. P. (1995). Detecting earnings management. Accounting Review, 70(2), 193-225. Gulzar, M. A. (2011). Corporate governance characteristics and earnings management: Empirical evidence from Chinese listed firms. International Journal of Accounting and Financial Reporting, 1(1), 133-151. Hamid, M., & Bello, M. S. (2019). Impact of board characteristics on earning management: A study on private sectors in Malaysia. International Journal of Innovative Research and Advanced Studies, 6(1). Healy, P. (1985). Effect of business schemes on accounting decisions. Journal of Accounting and Economics, 7(1/3), 85-107. Healy, P. M., & Wahlen, J. M. (1999). A review of the earnings management literature and its implications for standard setting. Accounting Horizons, 13(4), 365-383. Hezabr, A. A., Qeshta, M. H., & Alsoud, G. F. A. (2020). Board of directors characteristics and firm performance: Evidence from the insurance sector in Bahrain. Truy cập ngày 10/01/2022 tại https://www.ijicc.net/images/Vol_14/Iss_9/14948_Qeshta_2020_E_R.pdf Hooghiemstra, R., Hermes, N., Oxelheim, L., & Randoy, T. (2019). Strangers on the board: The impact of board internationalization on earnings management of Nordic firms. International Business Review, 28(1), 119-134. Hsu, Y. L., & Yang, Y. C. (2022). Corporate governance and financial reporting quality during the Covid-19 pandemic. Finance Research Letters, 47(Part B), Article 102778.
Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS-Kỷ yếu, 17(3), 123-138 137 Jensen, M. (2004). The agency costs of overvalued equity and the current state of corporate finance. European Financial Management, 10(4), 549-565. Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, 3(4), 305-360. Jones, J. J. (1991). Earnings management during import relief investigations. Journal of Accounting Research, 29(2), 193-228. Kothari, S. P., Leone, A. J., & Wasley, C. E. (2005). Performance matched discretionary accrual measures. Journal of Accounting and Economics, 39(1), 163-197. Lassoued, N., & Khanchel, I. (2021). Impact of Covid-19 pandemic on earnings management: An evidence from financial reporting in European firms. Global Business Review, 1-25. Liu, G., & Sun, J. (2022). The impact of Covid-19 pandemic on earnings management and the value relevance of earnings: US evidence. Managerial Auditing Journal, 37(7), 850-868. Moradi, M., Salehi, M., Bighi, S. J. H., & Najari, M. (2012). A study of relationship between board characteristics and earning management: Iranian scenario. Universal Journal of Management and Social Sciences, 2(3), 12-29 . Ngo, D. H. (2019). Các nhân tố tác động đến hành vi quản trị lợi nhuận của người quản lý tại các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam [Factors affecting the profit management behavior of managers in listed companies of Vietnam's stock market] (Doctoral dissertation). University of Economics Ho Chi Minh City, Ho Chi Minh City, Vietnam. Ngo, D. N. P., Tran, T. N. N. A., Duong, K. H. N., Chu, T. T., Truong, N. T., & Nguyen, N. B. T. (2021). Ban kiểm soát và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam [Audit committee and earnings management: Empirical evidence in Viet Nam]. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính-Marketing, 64(4), 103-113. Orazalin, N. (2019). Board gender diversity, corporate governance, and earnings management: Evidence from an emerging market. Gender in Management: An International Journal, 35(1), 37-60. Peasnell, K. V., Pope, P. F., & Young, S. (2005). Board monitoring and earnings management: do outside directors influence abnormal accruals? Journal of Business Finance & Accounting, 32(7/8), 1311-1346. Pfeffer, J., & Salancik, G. R. (1978). The external control of organizations: A resource dependence perspective. New York, NY: University of Illinois at Urbana-Champaign's Academy for Entrepreneurial Leadership Historical Research Reference in Entrepreneurship. Rajeevan, S., & Ajward, R. (2019). Board characteristics and earnings management in Sri Lanka. Journal of Asian Business and Economic Studies, 27(1), 2-18. Rauf, F. H. A., Johari, N. H., Buniamin, S., & Rahman, N. R. A. (2012). The impact of company and board characteristics on earnings management: Evidence from Malaysia. Global review of Accounting and Finance, 3(2), 114-127. Ross, S. A. (1973). The economic theory of agency: The principal's problem. The American Economic Review, 63(2), 134-139. Roychowdhury, S. (2006). Earnings management through real activities manipulation. Journal of Accounting and Economics, 42(3), 335-370. Spence, M. (1973). Job market signaling. The Quarterly Journal of Economics, 87(3), 355-374. Sukeecheep, S., Yarram, S. R., & Al Farooque, O. (2013, March). Earnings management and board characteristics in Thai listed companies. Paper presented at the International Conference on Business, Economics and Accounting, 20 - 23 March 2013, Bangkok, Thailand.
138 Phan Ngọc Huyền. HCMCOUJS- Kỷ yếu, 17(3), 123-138 Tran, T. T. G., & Dinh, T. N. (2017). Ảnh hưởng của sự hiện diện nữ giới trong ban lãnh đạo đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận-nghiên cứu thực nghiệm tại các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh [The presence of women on Board and in top management and earnings management behaviour - Evidence from Ho Chi Minh City listed companies]. Tạp chí Khoa học Trường ĐH Mở TP. HCM-Kinh tế và Quản trị kinh doanh, 12(3), 167-178. Waweru, N. M., & Riro, G. K. (2013). Corporate governance, firm characteristics and earnings management in an emerging economy. Journal of Applied Management Accounting Research, 11(1), 43-58. Yorke, S. M., Amidu, M., & Agyemin-Boateng, C. (2016). The effects of earnings management and corporate tax avoidance on firm value. International Journal of Management Practice, 9(2), 112-131. Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License.