Kiệt quệ tài chính và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm từ các doanh nghiệp niêm yết ngành Thực phẩm - Đồ uống Việt Nam

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:12

Thêm vào BST

Báo xấu

3
lượt xem 1
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết nghiên cứu về mối quan hệ giữa kiệt quệ tài chính và quản trị lợi nhuận của các doanh nghiệp thực phẩm-đồ uống niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam. Quản trị lợi nhuận dồn tích và quản trị lợi nhuận thực được xem xét trên 27 doanh nghiệp giai đoạn 2014- 2022.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Kiệt quệ tài chính và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm từ các doanh nghiệp niêm yết ngành Thực phẩm - Đồ uống Việt Nam

Kiệt quệ tài chính và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm từ các doanh nghiệp niêm yết ngành Thực phẩm - Đồ uống Việt Nam Trần Ngọc Mai1, Đỗ Thị Thu Giang2 Khoa Tài chính, Học viện Ngân hàng, Việt Nam Ngày nhận: 02/05/2024 Ngày nhận bản sửa: 06/01/2025 Ngày duyệt đăng: 07/01/2025 Tóm tắt: Bài viết nghiên cứu về mối quan hệ giữa kiệt quệ tài chính và quản trị lợi nhuận của các doanh nghiệp thực phẩm- đồ uống niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam. Quản trị lợi nhuận dồn tích và quản trị lợi nhuận thực được xem xét trên 27 doanh nghiệp giai đoạn 2014- 2022. Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp ước lượng tối thiểu tổng quát khả thi FGLS cho thấy kiệt quệ tài chính thúc đẩy hành vi quản trị lợi nhuận dồn tích trong khi hạn chế hành vi quản trị lợi nhuận thực. Các doanh nghiệp kiệt quệ tài chính có khuynh hướng thực hiện quản trị lợi nhuận nhằm cung cấp thông tin theo mong muốn chủ quan của doanh nghiệp, cung cấp hình ảnh tích cực về hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp từ đó ảnh hưởng tới quyết định của các bên liên quan. Kết quả bài viết một mặt cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa Financial distress and earning management: Evidence from Vietnamese listed companies in Food and Beverage industry Abstract: The study examines the relationship between financial distress and earnings management using data from food and beverage companies listed in Vietnam stock exchange. Both types of earnings management, including accrual-based earnings management and real earnings management, were utilized in 27 companies during 2014- 2022 period. By employing feasible generalized least squares methods, the study finds that financial distress increases accrual-based earnings management in the following year while it decreases real earnings management. Firms in the financial distress tend to apply earning management to obscure their financial health and provide a more positive picture to stakeholders influencing their decisions. The findings provide empirical evidence on the relationship between financial distress and earning management in Vietnam. Additionally, it offers practical implications for corporate managers, investors and regulatory authorities to better evaluate financial information of businesses. Keywords: Financial distress, Earning management, Earning quality Doi: 10.59276/JELB.2025.03.2728 Tran, Ngoc Mai1, Do, Thi Thu Giang2 Email: ngocmai@hvnh.edu.vn1, dttgiang18@gmail.com2 Organization of all: Falcuty of Finance, Banking Academy of Vietnam Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng © Học viện Ngân hàng Số 275- Năm thứ 27 (3)- Tháng 3. 2025 66 ISSN 3030 - 4199
TRẦN NGỌC MAI - ĐỖ THỊ THU GIANG kiệt quệ tài chính và quản trị lợi nhuận tại Việt Nam, mặt khác đưa ra những gợi ý cho các doanh nghiệp, nhà đầu tư và cơ quan quản lý nhằm đánh giá đúng thực trạng tài chính doanh nghiệp. Từ khóa: Kiệt quệ tài chính, Quản trị lợi nhuận, Điều chỉnh lợi nhuận 1. Đặt vấn đề vực và trên thế giới (VIR, 2024). Điều này có thể giải thích một phần bởi hành vi Lợi nhuận là một trong những chỉ tiêu quan QTLN của các DN thông qua việc tác động trọng nhất trên báo cáo tài chính (BCTC) và đến các khoản dồn tích hay hoạt động thực được đông đảo nhà đầu tư, ngân hàng và các của DN nhằm đánh lừa các bên liên quan cơ quan quản lý quan tâm. Lợi nhuận cho về thực trạng HĐKD của mình. biết tình hình hoạt động kinh doanh (HĐKD) Đã có nhiều nghiên cứu về mối quan hệ của doanh nghiệp (DN) trong năm, hiệu quả giữa KQTC và QTLN, hầu hết kết luận kinh doanh ghi nhận dựa trên sự chênh lệch KQTC làm gia tăng hành vi QTLN (Campa giữa doanh thu và chi phí. Các nhà đầu tư & Camacho-Minano, 2014; Habid và cộng thường tập trung sự chú ý vào các DN có sự, 2013; Bisogno & De Luca, 2015; lợi nhuận cao và ổn định, có triển vọng tăng Charitou và cộng sự, 2007; Da Silva Flores trưởng trong tương lai. Chính vì vậy, các và cộng sự, 2023). Mỗi nghiên cứu được nhà quản lý DN có xu hướng điều chỉnh lợi thực hiện tại thị trường khác nhau, xem xét nhuận công bố nhằm làm đẹp hiệu quả điều QTLN thông qua phương pháp kế toán dồn hành của mình. Đặc biệt trong các giai đoạn tích, phương pháp quản trị lợi nhuận thực HĐKD của DN bị suy giảm do chiến lược hoặc cả hai. Tại Việt Nam, nghiên cứu về kinh doanh chưa phù hợp, hiệu quả quản lý các nhân tố tác động tới QTLN tuy nhiều tài chính chưa cao hoặc do các yếu tố khách nhưng chủ yếu sử dụng các thước đo lợi quan như khủng hoảng kinh tế, dịch bệnh nhuận kế toán điều chỉnh. Nghiên cứu về COVID-19, các nhà quản lý càng gia tăng tác động của KQTC đến QTLN theo cả hai hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) (Campa cách thức đo lường chất lượng dồn tích và & Camacho-Minano, 2014; Rosner, 2003; quản trị thông qua các giao dịch thực sẽ Da Silva Flores và cộng sự, 2023) nhằm che góp phần đưa ra một cái nhìn toàn diện và đi hiệu quả hoạt động thực của DN và tình sâu sắc hơn về vấn đề này. trạng kiệt quệ tài chính (KQTC) của mình. Chính vì vậy, bài viết này nhằm mục đích Tại Việt Nam, những năm qua, đã xảy ra làm rõ mối quan hệ giữa KQTC và QTLN nhiều vụ gian lận khi lập BCTC của các của các doanh nghiệp tại Việt Nam giai DN, điển hình phải kể đến như: Công ty đoạn 2014- 2022. Để tìm ra mối quan hệ Dược Viễn Đông (2011), Công ty Cổ phần giữa KQTC và hành vi QTLN (dựa trên Đầu tư khoáng sản Tây Bắc (2012), Tập QTLN dồn tích và quản trị lợi nhuận thông đoàn Kỹ nghệ gỗ Trường Thành (2016)... qua các giao dịch thực), bài nghiên cứu đã Điểm số đánh giá và xếp hạng của World sử dụng dữ liệu từ nhóm 27 DN thực phẩm- Bank về chỉ số quản trị công ty và chất đồ uống (F&B) niêm yết trên thị trường lượng kiểm toán ở Việt Nam đều ở mức chứng khoán Việt Nam, đồng thời bài viết tương đối thấp so với các nước trong khu cũng xem xét về mối quan hệ giữa các biến Số 275- Năm thứ 27 (3)- Tháng 3. 2025- Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng 67
Kiệt quệ tài chính và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm từ các doanh nghiệp niêm yết ngành Thực phẩm - Đồ uống Việt Nam như quy mô DN, đòn bẩy tài chính, tỷ suất Có hai cách phổ biến để QTLN trong DN: sinh lợi, chất lượng kiểm toán… đối với QTLN dồn tích và QTLN thực. QTLN dồn cả hai phương pháp QTLN để làm rõ hơn tích là cách DN vận dụng các chính sách về khía cạnh nghiên cứu mà nhóm tác giả kế toán, lựa chọn kế toán để tác động lên hướng tới. Các DN thực phẩm và đồ uống phần dồn tích trong doanh nghiệp. Tuy được lựa chọn bởi đây là ngành chịu áp nhiên trong tổng dồn tích của DN, tồn lực cạnh tranh cao, các quy định nghiêm tại một phần dồn tích căn cứ theo HĐKD ngặt về an toàn thực phẩm cũng như nhạy thông thường của DN. Do đó chỉ phần còn cảm với sự thay đổi trong xu hướng tiêu lại là các khoản dồn tích có thể điều chỉnh dùng. Việc quản trị tài chính nói chung và được coi là đại lượng đại diện mức độ quản quản trị lợi nhuận nói riêng vì vậy trở nên trị lợi nhuận dồn tích của DN. Trong khi phổ biến hơn ở những ngành có nhiều biến đó, quản trị lợi nhuận thực là cách thức DN động mang tính chu kỳ (Roychowdhury, điều chỉnh HĐKD thực tế của DN, chẳng 2006; Dechow và cộng sự, 2010). Bài viết hạn như điều chỉnh chính sách bán hàng, được chia làm 05 phần, sau đặt vấn đề là nới lỏng thời hạn thanh toán hay cắt giảm tổng quan nghiên cứu, dữ liệu và phương chi phí đào tạo và nghiên cứu nhằm tăng pháp nghiên cứu. Các phần tiếp theo tập lợi nhuận trong kỳ (Roychowdhury, 2006). trung vào phân tích kết quả nghiên cứu, kết Về mặt thực tiễn, hầu hết các nghiên cứu luận và một số đề xuất. đều chỉ ra mối quan hệ cùng chiều giữa kiệt quệ tài chính và quản trị lợi nhuận (Graham 2. Tổng quan nghiên cứu và cộng sự, 2005; Zang, 2012; Li và cộng sự, 2020; Habib và cộng sự, 2016). Gunny Về mặt lý thuyết, mối quan hệ giữa kiệt (2010) so sánh QTLN thực với dồn tích và quệ tài chính và quản trị lợi nhuận có thể cho rằng các DN ưa thích QTLN thực hơn được giải thích bởi các lý thuyết: lý thuyết là QTLN dồn tích bởi hình thức này không đại diện (agency theory), lý thuyết tín hiệu chịu rủi ro phát hiện từ phía kiểm toán. (signalling theory) và lý thuyết hợp đồng QTLN thực là một cách thức hiệu quả để (contracting theory). Theo lý thuyết đại điều chỉnh lợi nhuận (Garcia Lara và cộng diện, nhà quản trị có xu hướng điều chỉnh sự, 2005; Kothari và cộng sự, 2015). Trái lợi nhuận khi doanh nghiệp gặp khó khăn lại, Zang (2012) nêu bật tính linh hoạt của tài chính để giảm thiểu sự giám sát của chủ QTLN dồn tích ở chỗ có thể điều chỉnh sau DN (Meckling & Jensen, 1976). Lý thuyết khi kết thúc năm tài chính, sau khi biết tình tín hiệu gắn việc điều chỉnh lợi nhuận với hình HĐKD, sự cần thiết và mức độ điều động cơ lan truyền tín hiệu tích cực về tình chỉnh lợi nhuận. Yang và cộng sự (2015) hình tài chính từ đó tác động trở lại tới hoạt cho rằng việc lựa chọn hành vi QTLN dồn động của DN (Ross, 1977). Lý thuyết hợp tích hay QTLN thực phụ thuộc vào từng đồng cho rằng hoạt động của doanh nghiệp bối cảnh cụ thể của DN và mức độ tốn kém là các mối quan hệ kinh tế diễn ra giữa về mặt chi phí của hai phương pháp này. doanh nghiệp và các bên liên quan, thể Nghiên cứu về tác động của KQTC lên hiện bằng các hợp đồng. Khi DN gặp khó hành vi QTLN của các DN tại Tây Ban khăn tài chính, khả năng vi phạm hợp đồng Nha, Campa và Camacho-Minano (2014) tăng lên gây ảnh hưởng tiêu cực tới doanh cho rằng với các DN có tình hình KQTC nghiệp do đó làm gia tăng hành vi quản trị cao thì sẽ có xu hướng QTLN dựa trên hoạt lợi nhuận. động thực hơn so với việc thông qua các 68 Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng- Số 275- Năm thứ 27 (3)- Tháng 3. 2025
TRẦN NGỌC MAI - ĐỖ THỊ THU GIANG khoản dồn tích. Tại các DN này, QTLN chỉnh lợi nhuận để đối phó với căng thẳng thực được vận dụng để hoàn thành các mục tài chính, đáp ứng yêu cầu của các khoản tiêu ngắn hạn mặc dù đây là loại hình tốn vay, từ đó giảm bất lợi cho nhà đầu tư và kém chi phí (Kim & Sohn, 2013). Graham doanh nghiệp (Lê Thị Phương Vy, 2020; và cộng sự (2005) giải thích tính phổ biến Moreira & Pope, 2007). Hồ Thủy Tiên và của QTLN thực là do hành vi QTLN dồn Hồ Thu Hoài (2023) so sánh hành vi quản tích đối mặt với những vi phạm trong việc trị lợi nhuận giữa hai nhóm DN niêm yết lập và trình bày báo cáo tài chính. Bisognlo và chưa niêm yết tại Việt Nam. Quản trị lợi và De Luca (2015) lại cho rằng các DN gia nhuận được tìm thấy ở cả hai nhóm doanh tăng hành vi QTLN dồn tích nhằm duy trì nghiệp, tuy nhiên các công ty niêm yết điều các khoản vay ngân hàng hơn là để đáp chỉnh lợi nhuận nhiều hơn, nhất là các công ứng kỳ vọng của các nhà phân tích hay nhà ty tài trợ phần lớn vốn từ nợ vay và có khả đầu tư. Mẫu dữ liệu Bisognlo và De Luca năng kiệt quệ tài chính ở mức cao. (2015) sử dụng là các công ty tư nhân nhỏ Bên cạnh đó, các nhân tố thể hiện đặc điểm và vừa ở Ý. Charitou và cộng sự (2007) tìm của doanh nghiệp như quy mô, khả năng thấy mối liên hệ giữa hành vi quản trị lợi sinh lời, đòn bẩy tài chính, dòng tiền từ nhuận dồn tích ở các DN gặp khủng hoảng HĐKD và chất lượng kiểm toán đại diện tài chính và đệ đơn phá sản tại Mỹ giai bởi BIG4 có tác động tới hành vi QTLN đoạn 1986-2001. Nhóm tác giả cho rằng của DN. DN có mức sinh lời cao, có đòn các DN gia tăng QTLN dồn tích trong thời bẩy tài chính lớn có động cơ gia tăng hành kỳ khó khăn là để tránh vi phạm các hợp vi QTLN để giảm thuế hay áp lực từ việc đồng nợ, tránh việc xảy ra tình trạng phá vi phạm hợp đồng từ đó gia tăng lợi ích tài sản hay tăng mức bồi thường cho các nhà chính (Healy & Wahlen, 1999; Dechow quản lý (Charitou và cộng sự, 2007; Habib và cộng sự, 1995). QTLN giúp các DN có và cộng sự, 2013). được nhiều khoản vay, lãi suất ưu đãi hơn Ở Việt Nam, các nghiên cứu liên quan đến từ đó giảm thiểu tình trạng KQTC. Các DN QTLN tuy không mới nhưng hầu hết triển có quy mô lớn được cho là kém linh hoạt khai theo hướng tìm ra các nhân tố ảnh hơn các DN nhỏ trong việc thực hiện QTLN hưởng đến hành vi QTLN và sử dụng đơn (Bisogno & De Luca, 2015; Zamri & cộng lẻ phương pháp đo lường quản trị lợi nhuận sự, 2013). Các DN có dòng tiền từ HĐKD dựa trên kế toán các khoản dồn tích. Chỉ một dồi dào, có kiểm toán BIG4 với chất lượng số ít nghiên cứu làm rõ ảnh hưởng của kiệt kiểm toán ở mức cao hạn chế thực hiện quệ tài chính lên QTLN của doanh nghiệp. QTLN (Ajekwe & Ibiamke, 2017; Campa Tran và Dang (2021) làm rõ tác động của & Camacho-Minano, 2014).Có thể thấy, tác cấu trúc quản trị đến hành vi QTLN dồn động của KQTC lên QTLN là không đồng tích của các DN gặp khó khăn về tài chính nhất ở các nghiên cứu. Dựa trên các căn cứ và cho rằng các ràng buộc về tài chính lý luận và thực tiễn ở trên, nhóm tác giả đề là nguyên nhân thúc đẩy hành vi QTLN xuất giả thuyết nghiên cứu sau: trong DN. Lê Thị Phương Vy (2020) tìm H1: Kiệt quệ tài chính làm gia tăng hành thấy mối quan hệ cùng chiều giữa KQTC vi quản trị lợi nhuận dồn tích và QTLN thông qua phương pháp dồn tích H2: Kiệt quệ tài chính làm giảm hành vi ở các DN niêm yết trên thị trường chứng quản trị lợi nhuận thực khoán Việt Nam 2009- 2017. Các công ty Các giả thuyết được đề xuất xuất phát từ trong tình trạng KQTC có xu hướng điều thực trạng vẫn còn tồn tại nhiều vi phạm Số 275- Năm thứ 27 (3)- Tháng 3. 2025- Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng 69
Kiệt quệ tài chính và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm từ các doanh nghiệp niêm yết ngành Thực phẩm - Đồ uống Việt Nam liên quan đến công bố thông tin và chất cộng sự (1994) để chắc chắn DN trong tình lượng báo cáo tài chính tại Việt Nam giai trạng KQTC thời điểm đo lường hành vi đoạn vừa qua (Thư Tú, 2024). Thêm vào QTLN và được ký hiệu L.FD. ROAit, LEVit, đó, theo Zang (2012) các DN trong hoàn SIZEit, CFOit, BIG4it, MSit, CYCLEit lần cảnh KQTC sẽ nhận thấy hành vi QTLN lượt là biến tỷ suất sinh lợi, đòn bẩy tài thực là tốn kém chi phí, do đó có khuynh chính, quy mô công ty, dòng tiền HĐKD, hướng thay thế các tác động thực này bằng chất lượng kiểm toán, thị phần, chu kỳ phương pháp quản trị lợi nhuận dồn tích. tiền mặt. ROA được sử dụng thay vì hệ số Haga và cộng sự (2018) ủng hộ quan điểm Tobin’s Q vì đây là thước đo thể hiện hiệu trên khi xem xét các DN niêm yết và chưa quả hoạt động của doanh nghiệp một cách niêm yết ở Anh. Việc quản lý các khoản lợi trực tiếp thay vì chịu tác động của yếu tố nhuận dựa trên dồn tích sẽ có chi phí thấp thị trường. hơn vì nó không làm thay đổi dòng tiền của doanh nghiệp, mà chỉ làm thay đổi phương Đo lường quản trị lợi nhuận pháp kế toán, các ước tính kế toán cũng Nghiên cứu này dựa theo Roychowdhury như là các tác động làm giảm giá trị tài sản (2006), Kothari và cộng sự (2005) để đo của doanh nghiệp (Zang, 2012). lường QTLN thực và QTLN dồn tích. Đối với phần QTLN theo phương pháp dồn tích, 3. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu Kothari và cộng sự (2005) được vận dụng với biến ROA được thêm vào mô hình của 3.1. Mô hình nghiên cứu Dechow và cộng sự (1995). Phần dồn tích không thể điều chỉnh (NDA) gắn với hoạt Dựa trên các nghiên cứu của Campa (2015) động bình thường của doanh nghiệp. Phần và Li và cộng sự (2020), tác giả đã đề xuất có thể điều chỉnh (DA) được xác định là mô hình đo lường tác động của KQTC phần dư của phương trình hồi quy (3). đối với QTLN dựa trên cả khoản dồn tích TAt/Ait-1 = α1(1/Ait-1) + α2(ΔREVit - ΔRECit)/ và các hành vi điều chỉnh thực như sau Ait-1) + α3(PPEit/Ait-1) + α4 ROAit-1 (3) (phương trình 1 và 2): Đối với quản trị lợi nhuận thực, bài viết sử REMit = αit + β1FDit-1 + β2ROAit + β3LEVit dụng cách đo lường của Roychowdhury + β4SIZEit + β5CFOit + β6BIG4it + β7MSit + (2006) tính toán tổng phần dư của 3 phương εit (1) trình hồi quy (4), (5) và (6). Các phần dư AEMit = αit + β1FDit-1 + β2ROAit + β3LEVit + này lần lượt đại diện cho những phát sinh β4SIZEit + β5CFOit + β6BIG4it + β7CYCLEit bất thường trong dòng tiền hoạt động, chi + εit (2) phí sản xuất và chi phí tuỳ ý. Trong đó: REMit và AEMit lần lượt là đại CFOit/Ait-1 = α0 + α1(1/Ait-1) + β1(REVit/Ait- lượng thể hiện QTLN thực và QTLN dồn 1) + β2(ΔREVit/Ait-1) + εit (4) tích của DN. FDit-1 thể hiện tình trạng kiệt PRODit/Ait-1 = α0 + α1(1/Ait-1) + β1(REVit/ quệ tài chính của doanh nghiệp, là biến giả Ait-1) + β2(ΔREVit/Ait-1) + β3(ΔREVit/Ait-1) có giá trị bằng 1 nếu DN trong tình trạng + εit (5) KQTC và 0 nếu không gặp phải vấn đề DISEXPit/Ait-1 = α0 + α1(1/Ait-1) + β(REVit/ kiệt quệ tài chính dựa theo nghiên cứu của Ait-1) + εit (6) Campa (2015). Biến FD được đưa vào mô REMit= abnormalCFOit (-1) + abnormal hình với độ trễ 1 năm dựa theo nghiên cứu PRODit + abnormal DISEXPit (-1) (7) của Molina và Preve (2009) và Asquith và Trong đó: CFOit, PRODit và DISEXPit lần 70 Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng- Số 275- Năm thứ 27 (3)- Tháng 3. 2025
TRẦN NGỌC MAI - ĐỖ THỊ THU GIANG Bảng 1. Diễn giải tên biến đo lường chỉ số Z-score Tên biến Ý nghĩa Công thức tính X1 Phản ánh khả năng thanh khoản trong ngắn hạn Vốn lưu động ròng / tổng tài sản X2 Lợi nhuận giữ lại Lợi nhuận giữ lại/ tổng tài sản Lợi nhuận trước thuế và trước lãi vay / tổng X3 Lợi nhuận trước thuế và lãi vay tài sản Giá trị vốn chủ sở hữu (tính theo giá trị thị X4 Khả năng bao phủ nợ trường)/ giá trị nợ (giá trị sổ sách) X5 Vòng quay tổng tài sản Doanh thu/ tổng tài sản Nguồn: Nhóm tác giả tự tổng hợp lượt là dòng tiền từ HĐKD, chi phí sản phần dư liên quan CFOit và DISEXPit mang xuất và chi phí tuỳ ý của DN i năm t. Chi dấu âm. Điều này có thể giải thích khi DN phí tuỳ ý là các khoản chi cho đầu tư phát quản trị lợi nhuận, dòng tiền thực tế thấp triển, nghiên cứu, chi phí bán hàng và chi hơn doanh số ghi nhận. Tương tự đối với phí quản lý DN. REVit là doanh thu của chi phí tuỳ ý, các DN thông thường cắt giảm DN i năm t; REVit-1 là doanh thu phát sinh các khoản chi này để làm đẹp kết quả kinh trong năm của DN i năm t-1; it là chênh doanh trong kỳ, do đó phần dư chi phí tuỳ ý lệch doanh thu của DN i giữa năm t và năm mang dấu âm đại diện cho làm đẹp BCTC. t-1; Ait-1 là tổng tài sản năm của doanh nghiệp i năm t-1. Đo lường kiệt quệ tài chính REM ở phương trình (7) cho biết tổng mức Kiệt quệ tài chính được tính dựa trên Z-score quản trị lợi nhuận thực của DN, với giá trị (Z) của Altman (1968). Đây được cho là Bảng 2. Mô tả các biến trong mô hình Tên biến Mô tả Đo lường AEM Quản trị lợi nhuận dồn tích Phần dồn tích điều chỉnh (DA) REM Quản trị lợi nhuận thực tế CFO,PROD, DISEXP Biến giả: Bằng 1 nếu có KQTC (Zscore nhỏ hơn 1,8); bằng 0 nếu không có KQTC (Zscore lớn hơn 1,8), theo Udin et al., L.FD Kiệt quệ tài chính (2017) KQTC được xác định bằng mô hình Zscore ROA Tỷ suất lợi nhuận trên tài sản Lợi nhuận sau thuế/ Tổng tài sản LEV Đòn bẩy tài chính Tổng nợ/Tổng tài sản SIZE Quy mô doanh nghiệp LN(Tổng tài sản) CFO Dòng tiền từ HĐKD CFO/Tổng tài sản Biến giả: Bằng 1 nếu được kiểm toán bởi Big4 BIG4 Chất lượng kiểm toán Bằng 0 nếu không được kiểm toán bởi Big4 MS Thị phần Doanh thu DN/Tổng doanh thu của các DN trong ngành Chu kỳ tiền mặt hiện tại = Thời gian thu tiền bình quân + Thời CYCLE Chu kỳ tiền mặt gian lưu kho – Số ngày phải trả nhà cung cấp. Sau đó Cycle = ln (cycle + min) COVID Thời kỳ dịch bệnh Covid – 19 Biến giả: Bằng 1 nếu có Covid, bằng 0 nều không có Covid Nguồn:Nhóm tác giả tự tổng hợp Số 275- Năm thứ 27 (3)- Tháng 3. 2025- Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng 71
Kiệt quệ tài chính và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm từ các doanh nghiệp niêm yết ngành Thực phẩm - Đồ uống Việt Nam Bảng 3. Thống kê mô tả các biến sử dụng trong mô hình Tên biến Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất AEM 243 0,092 0,092 0,000 0,529 REM 243 0,311 0,297 0,005 2,619 FD 216 0,176 0,382 0 1 ROA 243 0,097 0,095 (0,297) 0,784 LEV 243 0,404 0,157 0,084 0,850 SIZE 243 27,919 1,879 25,221 32,582 CFO 243 0,080 0,147 (0,473) 0,734 BIG4 243 0,531 0,500 0 1 CYCLE 242 7,726 0,119 6,533 7,860 Nguồn: Nhóm tác giả tự tính toán từ Stata Bảng 4. Ma trận tương quan giữa các biến nghiên cứu Variables (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10) (1) AEM 1,000 (2) REM 0,440 1,000 (0,000) (3) L.FD -0,041 -0,231 1,000 (0,204) (0,001) (4) ROA 0,186 0,077 -0,258 1,000 (0,004) (0,232) (0,000) (5) LEV 0,022 0,042 0,423 -0,397 1,000 (0,602) (0,640) (0,000) (0,000) (6) SIZE -0,244 -0,195 0,382 0,021 0,231 1,000 (0,007) (0,001) (0,000) (0,803) (0,000) (7) CFO -0,177 -0,112 -0,209 0,403 -0,325 -0,035 1,000 (0,000) (0,082) (0,002) (0,000) (0,000) (0,813) (8) BIG4 -0,061 -0,021 0,226 -0,041 0,008 0,582 -0,059 1,000 (0,639) (0,917) (0,001) (0,424) (0,109) (0,000) (0,361) (9) CYCLE 0,128 0,215 -0,306 0,186 -0,205 -0,201 0,106 -0,013 1,000 (0,000) (0,001) (0,000) (0,010) (0,000) (0,000) (0,323) (0,000) (10) MS -0,158 0,003 0,233 0,196 0,108 0,762 0,109 0,396 -0,323 1,000 (0,014) (0,836) (0,001) (0,001) (0,098) (0,000) (0,065) (0,000) (0,000) Nguồn: Nhóm tác giả tự tính toán từ Stata 72 Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng- Số 275- Năm thứ 27 (3)- Tháng 3. 2025
TRẦN NGỌC MAI - ĐỖ THỊ THU GIANG phương pháp phổ biến nhất để đo lường 0,311. Con số này chứng tỏ rằng các công tình trạng tài chính của công ty (Ghazali và ty ngành F&B có tham gia vào hoạt động cộng sự, 2015). Theo Altman (1968), chỉ số quản trị lợi nhuận thông qua cả hoạt động Z-score (Z) được tính như sau: thực tế lẫn dồn tích. Đối với biến KQTC, Z = 1,2X1 + 1,4X2 + 3,3X3 + 0,6X4 + 1,0X5 giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất lần lượt (8) là 0 và 1, giá trị trung bình xấp xỉ 0,18 cho Trong đó X1, X2, X3 và X4 được tính theo biết khoảng 18% các công ty trong mẫu Bảng 1. có dấu hiệu KQTC. Tính trung bình, có Nếu hệ số Z nhỏ hơn 1,8, DN trong tình khoảng 5 doanh nghiệp trong tổng 27 DN trạng KQTC, nếu Z lớn hơn 2,99 DN có sức có dấu hiệu kiệt quệ tài chính theo mô hình khoẻ tài chính tốt, nếu Z trong phạm vi từ Zscore. Các giá trị trung bình của các biến 1,8 đến 2,99 không thể đưa ra kết luận chắc còn lại trong mô hình cho biết tỷ suất sinh chắc về sức khoẻ tài chính của DN. lời tài sản ở mức 9,7%, nợ chiếm khoảng 40% cơ cấu vốn của doanh nghiệp. 3.2. Dữ liệu và phương pháp phân tích dữ liệu Bảng 5. Kết quả hồi quy FGLS về các nhân tố tác động đến quản trị lợi nhuận Các dữ liệu được thu thập từ báo cáo tài Biến phụ thuộc AEM REM chính công bố của 27 DN trong lĩnh vực 0,024* -0,103*** F&B tại Việt Nam niêm yết trên TTCK L.FD giai đoạn 2014- 2022 thông qua hệ thống (1,91) (-2,711) cơ sở dữ liệu FIINPRO. Trên cơ sở đó, các 0,331*** 0,358** ROA đại lượng thể hiện QTLN dồn tích AEM, (5,34) (2,056) QTLN thực REM và KQTC và các biến 0,033 0,261** kiểm soát được tính toán ở Bảng 2. LEV (0,988) (2,326) Các phương pháp ước lượng bình phương -0,015*** -0,077*** tối thiểu OLS, ước lượng tác động cố định SIZE FEM hay tác động ngẫu nhiên REM và (5,325) (5,121) ước lượng bình phương tối thiểu tổng quát -0,18*** -0,174* CFO FGLS được sử dụng để kiểm định mối (-4,07) (-1,825) quan hệ ở phương trình (1) và (2). Kiểm 0,007 0,103*** định Breusch-Pagan Lagrangian để lựa BIG4 (0,712) (2,742) chọn giữa OLS và REM, Hausman để lựa chọn giữa FEM và REM. FLGS được lựa 0,048 1,087*** CYCLE/MS chọn để cân nhắc vấn đề phương sai sai số (1,524) (3,19) thay đổi và tự tương quan. 0,014 0,037 COVID (1,413) (1,209) 4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận 0,076 2,217*** _cons (0,289) (5,535) 4.1. Thống kê mô tả N 215 216 Bảng 3 thống kê mô tả dữ liệu sau khi loại *** mức ý nghĩa 1%, ** mức ý nghĩa 5%, * mức ý nghĩa 10% bỏ các giá trị ngoại lai. Giá trị trung bình của AEM và REM lần lượt là 0,092 và Nguồn: Nhóm tác giả tự tính toán từ Stata Số 275- Năm thứ 27 (3)- Tháng 3. 2025- Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng 73
Kiệt quệ tài chính và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm từ các doanh nghiệp niêm yết ngành Thực phẩm - Đồ uống Việt Nam Ma trận tự tương quan (Bảng 4) cho thấy đầu tư, sản xuất quá mức hay áp dụng chính các hệ số tương quan đều ở mức thấp nên sách nới lỏng thanh toán làm gia tăng doanh mô hình (1) và (2) bị ảnh hưởng không số và lợi nhuận. Các các biện pháp này được đáng kể bởi hiện tượng đa cộng tuyến. cho là tốn kém chi phí, yêu cầu DN phải có tình trạng tài chính lành mạnh để vận dụng 4.2. Kết quả hồi quy hiệu quả. Vì vậy, các DN trong tình trạng KQTC gặp khó khăn trong việc vận dụng Kiểm định Hausman trên cả 02 mô hình phương pháp QTLN thực tế (Viana và cộng hồi quy (1) và (2) cho thấy chưa có đủ bằng sự, 2022), nói cách khác KQTC làm giảm chứng để bác bỏ giả thuyết H0 không có sự hành vi QTLN thực tế của doanh nghiệp. tương quan giữa biến giải thích và sai số Điều này phù hợp với các kết luận từ do đó mô hình tác động ngẫu nhiên REM Arnedo và Sanchez (2007) xem xét tác là phù hợp (Không trình bày trong bài). động của KQTC trong bối cảnh hệ thống Kiểm định phương sai sai số thay đổi cho pháp luật. Tại các nước có hệ thống luật thấy Prob > chibar2 = 0,0284 < 0,05 (đối Dân luật (Civil Law), QTLN dồn tích trở với biến AEM), Prob > chibar2 = 0,0266 < nên phổ biến hơn QTLN thực (Arnedo & 0,05 (đối với biến REM) cho thấy phương Sanchez, 2007; Nabar & Boonlert-U-Thai, pháp ước lượng bình quân tối thiểu tổng 2007). Trong khi đó tại các quốc gia theo quát FGLS là phù hợp để khắc phục hiện hệ thống pháp luật Thông luật (Common tượng này. Law), nhà đầu tư yêu cầu chất lượng BCTC Hệ số của biến trễ FD mang dấu dương, cao hơn vì thế QTLN thực được áp dụng tức là có mối quan hệ cùng chiều giữa FD phổ biến hơn. Việt Nam tuy không theo hệ với biến QTLN dồn tích. Kết quả này phù thống pháp luật Thông luật hay Dân luật hợp với nghiên cứu của Lara và cộng sự tuy nhiên hệ thống pháp luật Việt Nam (2009), Lê Thị Phương Vy (2020), Hồ mang nhiều đặc điểm của hệ thống pháp Thủy Tiên và Hồ Thu Hoài (2023) khi cho luật Dân luật, do đó kết quả nghiên cứu rằng vào năm sau năm xảy ra tình trạng về mối quan hệ cùng chiều giữa KQTC và KQTC thì công ty sẽ tăng cường hành vi QTLN dồn tích là hoàn toàn phù hợp. quản trị lợi nhuận dồn tích. DN trong tình Bên cạnh đó, nghiên cứu còn chỉ ra mối trạng kiệt quệ tài chính có xu hướng QTLN quan hệ cùng chiều giữa tỷ suất sinh lợi, đòn nhằm đảm bảo điều kiện khoản vay, tránh bẩy tài chính với hành vi quản trị lợi nhuận, phá sản cũng như đáp ứng kỳ vọng của các phù hợp với nghiên cứu trước đó của Healy bên liên quan (Charitou và cộng sự, 2007; và Wahlen (1999) khi cho rằng các công Habib và cộng sự, 2013; Bisognlo & De ty có lợi nhuận cao mong muốn tăng quản Luca, 2015). trị lợi nhuận để giảm mức thuế phải đóng. Tuy nhiên, KQTC có mối quan hệ ngược Dechow và cộng sự (1995), Bisogno và De chiều với QTLN thực tế, tương đồng với kết Luca (2015) cho rằng các công ty có đòn quả của Zang (2012) và Badertscher (2011) bẩy tài chính cao sẽ có xu hướng thực hiện cho rằng các DN đối mặt với KQTC có xu QTLN nhiều hơn vì họ muốn thể hiện một hướng hạn chế hành vi QTLN thực mà thay BCTC tốt, tránh vi phạm hợp đồng hoặc vào đó thực hiện QTLN dựa trên các khoản với mục đích để giảm các chi phí nợ cho dồn tích. Hay nói cách khác KQTC làm giảm vay sau khi giảm rủi ro đầu tư vào công ty. hành vi QTLN thực năm liền sau. QTLN Quy mô DN có ảnh hưởng ngược chiều thực liên quan đến các hành vi giảm chi tiêu với hành vi QTLN cả dựa trên dồn tích 74 Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng- Số 275- Năm thứ 27 (3)- Tháng 3. 2025
TRẦN NGỌC MAI - ĐỖ THỊ THU GIANG lẫn QTLN thực. Kết quả này phù hợp với đưa ra một số khuyến nghị liên quan. Khi nghiên cứu của Zamri và cộng sự (2013), kiệt quệ tài chính, các DN có khuynh hướng các công ty lớn hơn ít có động lực tham gia thực hiện QTLN dồn tích hơn là QTLN thực. QTLN vì họ đã được hưởng lợi từ nền kinh QTLN dồn tích đem lại hình ảnh tích cực về tế về quy mô và tính kinh tế theo phạm hiện trạng của doanh nghiệp tuy nhiên việc vi. Các công ty nhỏ hơn có tính linh hoạt điều chỉnh mang lại lợi ích ngắn hạn, làm cao hơn trong việc quản lý các khoản lợi giảm chất lượng và tính minh bạch của thông nhuận vì họ không chịu áp lực tiết lộ thông tin cung cấp và từ đó ảnh hưởng đến hoạt tin, do đó, họ có thể tận dụng mức độ bất động kinh doanh của doanh nghiệp trong dài cân xứng thông tin cao hơn (Bisogno & hạn. Nhà quản trị doanh nghiệp cần nhận De Luca, 2015). CFO có tác động ngược thức được việc công bố thông tin chính xác, chiều với biến quản trị lợi nhuận dồn tích đáng tin cậy không chỉ là trách nhiệm mà và quản trị lợi nhuận thực tế. Kết luận này còn là quyền lợi đối với DN. Các DN cần tương đồng với nghiên cứu trước đây của xây dựng hệ thống kiểm soát nội bộ cùng Campa và Camacho-Minano (2014) dòng với các cơ chế giám sát khác đối với hoạt tiền HĐKD cao làm giảm hành vi quản trị động của công ty để hạn chế hành vi quản trị lợi nhuận. Đối với biến chất lượng kiểu lợi nhuận vì mục đích cá nhân hay mục đích toán, hệ số hồi quy mang dấu dương và có nhóm của ban quản lý doanh nghiệp. ý nghĩa thống kê cho biết chất lượng kiểm Đối với các đơn vị kiểm toán, nhà đầu tư, toán và QTLN thực tế có mối tương quan kết quả nghiên cứu gợi mở sự thận trọng thuận chiều. Điều này phù hợp với nghiên trong việc xem xét báo cáo tài chính của cứu của Ajekwe và Ibiamke (2017) khi cho các doanh nghiệp gặp căng thẳng tài chính. rằng ở môi trường thể chế không thúc đẩy Đối với cơ quan quản lý, kết quả nghiên cứu việc các kiểm toán viên giảm thiểu các hành đề cao vai trò của việc xây dựng hành lang vi QTLN, thì kiểm toán viên từ Big4 sẽ pháp lý đủ mạnh và hiệu quả, chế tài xử lý không có động cơ cung cấp chất lượng kiểm tương thích với các hành vi vi phạm nhằm toán cao so với các công ty ngoài Big4. nâng cao chất lượng thông tin công bố. Nghiên cứu này tập trung vào mẫu nghiên 5. Kết luận và một số khuyến nghị cứu là các DN ngành thưc phẩm và đồ uống niêm yết trên TTCK giai đoạn 2014 đến Bài viết xem xét 27 DN ngành thực phẩm 2022 nên kết quả nghiên cứu này có thể cần đồ uống để làm rõ mối quan hệ giữa KQTC kiểm định thêm khi áp dụng sang các ngành và hành vi QTLN. Kết quả cho thấy tình khác hay mở rộng toàn bộ nền kinh tế. Do trạng KQTC có tác động thuận chiều lên tập trung vào một ngành tại một quốc gia, QTLN dựa trên các khoản dồn tích, và có bài viết cũng chưa đưa vào mô hình để kiểm tác động ngược chiều đối với biến QTLN định các yếu tố vĩ mô như lãi suất, lạm phát, thực tế. Điều này hoàn toàn phù hợp với ưu kinh tế chính trị. Đối với chỉ tiêu đo lường điểm của QTLN dồn tích về tính linh hoạt, hành vi QTLN thực, việc xem xét tác động chi phí phát sinh liên quan đến việc thực của KQTC tới từng nhóm hành vi như điều hiện. Điều này cũng phù hợp với thực trạng chỉnh doanh thu hay chi phí tuỳ ý có thể chất lượng thông tin tài chính ở Việt Nam, được cân nhắc để làm rõ hơn tác động của hệ thống luật nghiêng về Dân luật trong đó KQTC tới lựa chọn của doanh nghiệp trong QTLN dồn tích phổ biến hơn QTLN thực. việc điều chỉnh lợi nhuận. ■. Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, nhóm tác giả Số 275- Năm thứ 27 (3)- Tháng 3. 2025- Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng 75
Kiệt quệ tài chính và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm từ các doanh nghiệp niêm yết ngành Thực phẩm - Đồ uống Việt Nam Tài liệu tham khảo Ajekwe, C. M., & Ibiamke, A. (2017). The association between audit quality and earnings management by listed firms in Nigeria. European Journal of Accounting, Auditing and Finance Research, 5(4), 1-11. Altman, E. I. (1968). Financial ratios, discriminant analysis and the prediction of corporate bankruptcy. The journal of finance, 23(4), 589-609. https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.1968.tb00843.x Arnedo, L., Lizarraga, F., & Sánchez, S. (2007). Does public/private status affect the level of earnings management in code-law contexts outside the United States? A study based on the Spanish case. The International Journal of Accounting, 42(3), 305-328. https://doi.org/10.1016/j.intacc.2007.06.004 Asquith, P., Gertner, R., & Scharfstein, D. (1994). Anatomy of financial distress: An examination of junk-bond issuers. The quarterly journal of economics, 109(3), 625-658. https://doi.org/10.2307/2118416 Badertscher, B. A. (2011). Overvaluation and the Choice of Alternative Earnings Management Mechanisms. The Accounting Review. https://doi.org/10.2308/accr-10092 Bisogno, M., & De Luca, R. (2015). Financial distress and earnings manipulation: Evidence from Italian SMEs. Journal of Accounting and Finance. Campa, D., & Camacho-Miñano, M. D. M. (2014). Earnings management among bankrupt non-listed firms: Evidence from Spain. Spanish Journal of Finance and Accounting/Revista Espanola de Financiacion y Contabilidad. https:// doi.org/10.1080/02102412.2014.890820 Campa, D. (2015). The impact of SME’s pre-bankruptcy financial distress on earnings management tools. International Review of Financial Analysis, 42, 222-234. https://doi.org/10.1016/j.irfa.2015.07.004 Charitou, A., Lambertides, N., & Trigeorgis, L. (2007). Earnings behaviour of financially distressed firms: The role of institutional ownership. Abacus, 43(3), 271-296. https://doi.org/10.2139/ssrn.392024 Da Silva Flores, E., Sampaio, J. O., Beiruth, A. X., & Brugni, T. V. (2023). Earnings management during the COVID-19 crisis: evidence from the Brazilian and American capital markets. Journal of Accounting in Emerging Economies, 13(4), 760-783. https://doi.org/10.1108/JAEE-10-2021-0317 Dechow, P. M., Sloan, R. G., & Sweeney, A. P. (1995). Detecting earnings management. Accounting Review. Dechow, P., Ge, W., & Schrand, C. (2010). Understanding earnings quality: A review of the proxies, their determinants and their consequences. Journal of accounting and economics, 50(2-3), 344-401. https://doi.org/10.1016/j. jacceco.2010.09.001 García Lara, J. M., García Osma, B., & Mora, A. (2005). The effect of earnings management on the asymmetric timeliness of earnings. Journal of Business Finance & Accounting, 32(3‐4), 691-726. https://doi.org/10.1111/ j.0306-686X.2005.00610.x García Lara, J. M., Osma, B. G., & Neophytou, E. (2009). Earnings quality in ex‐post failed firms. Accounting and business research, 39(2), 119-138. https://doi.org/10.1080/00014788.2009.9663353 Gunny, K. A. (2010). The relation between earnings management using real activities manipulation and future performance: Evidence from meeting earnings benchmarks. Contemporary accounting research, 27(3), 855-888. https://doi.org/10.1111/j.1911-3846.2010.01029.x Graham, J. R., Harvey, C. R., & Rajgopal, S. (2005). The economic implications of corporate financial reporting. Journal of accounting and economics, 40(1-3), 3-73. https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2005.01.002 Habib, A., Uddin Bhuiyan, B., & Islam, A. (2013). Financial distress, earnings management and market pricing of accruals during the global financial crisis. Managerial Finance, 39(2), 155-180. https://doi.org/10.1108/03074351311294007 Haga, J., Höglund, H., & Sundvik, D. (2018). Real earnings management in UK private and public firms. Journal of Accounting and Public Policy, Forthcoming. http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.2731072 Healy, P. M., & Wahlen, J. M. (1999). A review of the earnings management literature and its implications for standard setting. Accounting Horizons. https://doi.org/10.2308/acch.1999.13.4.365 Hồ Thủy Tiên., & Hồ Thu Hoài. (2023). Quản trị thu nhập trong tình trạng kiệt quệ tài chính ở các công ty niêm yết và chưa niêm yết tại Việt Nam. Tạp chí Kinh tế và Phát triển, 309, 13-23. Kim, J. B., & Sohn, B. C. (2013). Real earnings management and cost of capital. Journal of Accounting and Public policy, 32(6), 518-543. https://doi.org/10.1016/j.jaccpubpol.2013.08.002 Kothari, S. P., Leone, A. J., & Wasley, C. E. (2005). Performance matched discretionary accrual measures. Journal of Accounting and Economics. https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2004.11.002 Lê Thị Phương Vy. (2020). Kiệt quệ tài chính và quản trị thu nhập: Bằng chứng thực nghiệm ở các công ty niêm yết tại Việt Nam. Tạp chí nghiên cứu Kinh tế và Kinh doanh Châu Á, 31(2), 23-44 Li, Y., Li, X., Xiang, E., & Djajadikerta, H. G. (2020). Financial distress, internal control, and earnings management: Evidence from China. Journal of Contemporary Accounting & Economics, 16(3), 100210. https://doi.org/10.1016/j. jcae.2020.100210 Meckling, W. H., & Jensen, M. C. (1976). Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership 76 Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng- Số 275- Năm thứ 27 (3)- Tháng 3. 2025
TRẦN NGỌC MAI - ĐỖ THỊ THU GIANG Structure. Journal of Financial Economics, 3(4), 305-360. Molina, C. A., & Preve, L. A. (2009). Trade receivables policy of distressed firms and its effect on the costs of financial distress. Financial management, 38(3), 663-686. https://doi.org/10.1111/j.1755-053X.2009.01051.x Moreira, J., & Pope, P. F. (2007). Earnings Management to Avoid Losses: a cost of debt explanation. Research Center on Industrial, Labour and Managerial Economics, 4. Muljono, D. R., & Suk, K. S. (2018). Impacts of financial distress on real and accrual earnings management. Jurnal Akuntansi, 22(2), 222-238. https://doi.org/10.24912/ja.v22i2.349 Nabar, S., & Boonlert-U-Thai, K. K. (2007). Earnings management, investor protection and national culture. Journal of International Accounting Research, 6(2), 35–54. https://doi.org/10.2308/jiar.2007.6.2.35 Rosner, R. L. (2003). Earnings manipulation in failing firms. Contemporary accounting research, 20(2), 361-408. https:// doi.org/10.1506/8EVN-9KRB-3AE4-EE81 Ross, S. A. (1977). The determination of financial structure: the incentive-signalling approach. The bell journal of economics, 23-40. https://doi.org/10.2307/3003485 Roychowdhury, S. (2006). Earnings management through real activities manipulation. Journal of Accounting and Economics. https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2006.01.002 Thư Tú. (2024). Chất lượng báo cáo tài chính: Minh bạch và trách nhiệm kiểm toán. https://tapchichungkhoan.vn/chung- khoan/chat-luong-bao-cao-tai-chinh-minh-bach-va-trach-nhiem-kiem-toan-t41632.html Tran, M. D., & Dang, N. H. (2021). The impact of ownership structure on earnings management: The case of Vietnam. Sage Open, 11(3), 21582440211047248. https://doi.org/10.1177/21582440211047248 Udin, S., Khan, M. A., & Javid, A. Y. (2017). The effects of ownership structure on likelihood of financial distress: an empirical evidence. Corporate Governance: The international journal of business in society, 17(4), 589-612. https://doi.org/10.1108/CG-03-2016-0067 Viana Jr, D. B. C., Lourenço, I., & Black, E. L. (2022). Financial distress, earnings management and Big 4 auditors in emerging markets. Accounting Research Journal, 35(5), 660-675. https://doi.org/10.1108/ARJ-06-2021-0165 VIR. (2024). Prioritising corporate governance for Vietnam’s sustainable growth. https://vir.com.vn/prioritising- corporate-governance-for-vietnams-sustainable-growth-117850.html Yang, L., Rahman, A., & Bradbury, M. (2015). The trade-off between real earnings manage- ment and accruals management. Working paper. Retrieved June 24, 2015 from http://www.researchgate.net/ publication/228976807 Zamri, N., Rahman, R. A., & Isa, N. S. M. (2013). The impact of leverage on real earnings management. Procedia Economics and Finance, 7, 86-95. https://doi.org/10.1016/S2212-5671(13)00222-0 Zang, A. Y. (2012). Evidence on the trade-off between real activities manipulation and accrual-based earnings management. The accounting review, 87(2), 675-703. https://doi.org/10.2308/accr-10196 Số 275- Năm thứ 27 (3)- Tháng 3. 2025- Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng 77