intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Tác động của gian lận báo cáo tài chính đến giá trị thị trường doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam: Vai trò điều tiết của hội đồng quản trị

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:14

Thêm vào BST
Báo xấu
7
lượt xem 2
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Một trong những vấn đề đáng báo động nhất hiện nay là tình trạng minh bạch thông tin báo cáo tài chính tại các doanh nghiệp niêm yết. Bài viết trình bày tác động của gian lận báo cáo tài chính đến giá trị thị trường doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Tác động của gian lận báo cáo tài chính đến giá trị thị trường doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam: Vai trò điều tiết của hội đồng quản trị

  1. Tác động của gian lận báo cáo tài chính đến giá trị thị trường doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam: Vai trò điều tiết của hội đồng quản trị Nguyễn Tiến Hùng Trường Đại học Kinh tế Công nghiệp Long An, Việt Nam Ngày nhận: 24/04/2024 Ngày nhận bản sửa: 02/08/2024 Ngày duyệt đăng: 06/08/2024 Tóm tắt: Một trong những vấn đề đáng báo động nhất hiện nay là tình trạng minh bạch thông tin báo cáo tài chính tại các doanh nghiệp niêm yết. Ngày nay, vai trò của hội đồng quản trị càng trở nên rất quan trọng trong việc điều tiết, giám sát hoạt động của doanh nghiệp nhằm giảm tác động của gian lận báo cáo tài chính đến giá trị thị trường doanh nghiệp niêm yết. Mẫu dữ liệu là 426 doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2012 đến 2022 với 4.684 quan sát. Phương pháp OLS, FEM, REM và S-GMM được sử dụng. Kết quả nghiên cứu cho thấy hội đồng quản trị có vai trò điều tiết tác động của gian lận báo cáo tài chính đến giá trị thị trường doanh nghiệp niêm yết, cụ thể là sự kiêm nhiệm và sở hữu vốn làm làm tăng tác động, ngược lại tính độc lập làm giảm tác động. Từ khóa: Gian lận báo cáo tài chính, Giá trị thị trường doanh nghiệp niêm yết, Vai trò điều tiết của hội đồng quản trị, Việt Nam The impact of financial reporting fraud on the market value of listed companies in Vietnam: The moderating role of the board of directors Abstract: One of the most alarming issues today is the transparency of financial reporting among listed companies. Nowadays, the role of the board of directors is becoming increasingly important in regulating and overseeing corporate activities to mitigate the impact of financial reporting fraud on the market value of listed companies. The sample data includes 426 listed companies on the Vietnamese stock market from 2012 to 2022 with 4,684 observations. The methods used are OLS, FEM, REM and S-GMM. The research results indicate that the board of directors plays a regulatory role in influencing the impact of financial reporting fraud on the market value of listed companies. Specifically, duality and equity ownership increase the impact, whereas independence reduces it. Keywords: Financial reporting fraud, Market value of listed companies, Regulatory role of the board of directors, Vietnam Doi: 10.59276/JELB.2024.08.2724 Nguyen, Tien Hung Email: nguyen.hung@daihoclongan.edu.vn Long An University of Economics and Industry, Vietnam © Học viện Ngân hàng Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng ISSN 3030 - 4199 43 Số 268- Năm thứ 26 (9)- Tháng 8. 2024
  2. Tác động của gian lận báo cáo tài chính đến giá trị thị trường doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam: Vai trò điều tiết của hội đồng quản trị 1. Đặt vấn đề sẽ gánh chịu hậu quả khi các nhà đầu tư mất niềm tin, các công ty sẽ gặp khó khăn Báo cáo tài chính (BCTC) sẽ cho biết kết hơn trong việc huy động nguồn tài chính quả hoạt động của các công ty niêm yết cần thiết hoặc chỉ có thể tiếp cận với mức (CTNY) qua những tổng hợp về tình hình chi phí cao hơn. Điều này làm xói mòn tài chính. Độ tin cậy và chất lượng thông lòng tin của nhà đầu tư vào TTCK và mục tin BCTC là nhân tố tác động trực tiếp đến tiêu của Chính phủ và Bộ Tài chính là quyết định của nhà đầu tư. Nếu gian lận “bảo vệ nhà đầu tư” không thực hiện được BCTC xảy ra vì lợi ích cá nhân của chủ (Chhaochharia & Grinstein, 2007). Theo doanh nghiệp (DN) sẽ dẫn đến sai lầm trong Beasley & cộng sự (2000), vai trò của hội việc ra quyết định khiến cho các nhà đầu tư đồng quản trị (HĐQT) ngày càng trở nên phải chịu những tổn thất kinh tế nặng nề quan trọng hơn trong việc bảo vệ quyền lợi (Nguyễn Tiến Hùng & Phạm Quốc Việt, của chủ sở hữu, kiểm soát hoạt động của bộ 2023a). Sau sự kiện hàng loạt các công ty máy quản lý và điều hành DN, đặc biệt là hàng đầu thế giới bị phá sản vào đầu thế kỷ các CTNY trên TTCK. HĐQT cần đảm bảo XXI, gian lận BCTC là một trong những tính minh bạch và tin cậy của BCTC, từ đó vấn đề thường xuyên được nhắc tới. Nhiều nâng cao hiệu quả hoạt động và GTTTDN. nhận định cho rằng nhà quản lý cấp cao của Trong lĩnh vực QTCT, đã có các nghiên những công ty này gồm cả giám đốc điều cứu về vai trò điều tiết của HĐQT dối với hành và giám đốc tài chính đều cho là có mối quan hệ của một số nhân tố như giữa liên quan đến chỉnh sửa số liệu dẫn đến gian kế hoạch thuế và hiệu quả hoạt động, giữa lận BCTC (Nguyễn Tiến Hùng & Võ Hồng quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp, Đức, 2017): (1) Hiệp hội Kiểm toán viên giữa đa dạng giới và hiệu quả hoạt động,… Hoa Kỳ ước tính rằng gian lận trong công nhưng rất ít nghiên cứu vai trò của HĐQT việc gây tổn thất hàng năm cho nền kinh tế trong điều tiết mối quan hệ giữa gian lận Hoa Kỳ lên tới 994 tỷ USD, trong đó gian BCTC và GTTTDN. Hiện nay, khá nhiều lận BCTC chiếm cao nhất với tổng ước nghiên cứu nước ngoài về ứng dụng lý tính là 572 tỷ USD/năm (ACFE, 2008); (2) thuyết ngũ giác gian lận của Crowe (2011) Tại Việt Nam tỷ lệ sai lệch lợi nhuận trước trong đo lường gian lận BCTC, tuy nhiên và sau kiểm toán rất cao tại các CTNY trên tính đến thời điểm hiện tại rất ít nghiên cứu thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam. đề cập lý thuyết này tại Việt Nam (Nguyễn Theo thống kê của Vietstock trên HOSE, Tiến Hùng & Phạm Quốc Việt, 2023a). Đa HNX, UPCoM đến ngày 06/04/2023, có phần các nghiên cứu đều sử dụng mô hình tổng cộng 447 DN phi tài chính điều chỉnh M-Score, mô hình F-Score, biến giả (chênh lợi nhuận sau kiểm toán với 155 DN tăng lệch tỷ lệ lợi nhuận ròng với mức 5 - 10%, lãi, 214 DN giảm lãi, 47 DN tăng lỗ, 16 tổng tài sản với mức 1% - 2%, lợi nhuận DN giảm lỗ, 11 DN có lãi chuyển thành lỗ gộp với mức 1% - 2%), bảng câu hỏi khảo và 4 DN chuyển lỗ thành lãi (Nguyễn Tiến sát hoặc chỉ tiêu do chính họ xây dựng. Do Hùng & Phạm Quốc Việt, 2023a). đó, đây là nghiên cứu tiên phong tại Việt Qua các minh chứng trên, có thể thấy khi Nam cung cấp bằng chứng thực nghiệm về gian lận BCTC bị phát hiện đồng nghĩa tác động của gian lận BCTC đến GTTTDN với việc giá trị thị trường doanh nghiệp thông qua vai trò điều tiết của HĐQT với (GTTTDN) giảm và quản trị công ty biến gian lận BCTC (Fraud) được chính (QTCT) trở nên kém hiệu quả. Thị trường tác giả xây dựng dựa trên lý thuyết ngũ 44 Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng- Số 268- Năm thứ 26 (9)- Tháng 8. 2024
  3. NGUYỄN TIẾN HÙNG giác gian lận của Crowe (2011) và được niềm tin đến cổ đông và nhà đầu tư. Cấu trình bày trong luận án nghiên cứu sinh trúc của bài báo này như sau: Sau phần đặt tại trường Đại học Tài chính – Marketing vấn đề, tác giả trình bày cơ sở lý thuyết và gồm 4 yếu tố động cơ (ROA, NCFO, LEV, phương pháp nghiên cứu được sử dụng, kế FCF), 1 yếu tố cơ hội (BIG4), 2 yếu tố tiếp trình bày kết quả nghiên cứu và thảo năng lực (DIRECTOR, EDU) và 1 yếu tố luận, kết thúc nghiên cứu với kết luận và đề độc quyền AGE). xuất hàm ý quản trị. Phương pháp định lượng được sử dụng với sự hỗ trợ từ phần mềm Stata 16, tác giả sử 2. Cơ sở lý thuyết dụng phương pháp GMM (Generalized Method of Moments) trong nghiên cứu tác 2.1. Tác động của gian lận báo cáo tài động của gian lận BCTC đến GTTTDN chính đến giá trị thị trường doanh nghiệp thông qua vai trò điều tiết của HĐQT tại Việt Nam giai đoạn 2012 - 2022. Dữ liệu Nhiều nghiên cứu về mục tiêu cuối cùng thứ cấp được tác giả thu thập từ BCTC, của DN và tất cả đều thống nhất cho rằng BCTN của các CTNY trên HOSE và tối đa hóa giá trị cổ đông là mục tiêu chính HNX qua những website chuyên về đầu của DN. Một DN có khả năng thu được tư chứng khoán như vietstock.vn, cafef. càng nhiều lợi nhuận thì giá trị mà DN đó vn, cophieu68.com,… và các trang web đạt được càng cao (Nguyễn Tiến Hùng & của công ty. Tác giả kỳ vọng đặc điểm Phạm Quốc Việt, 2023a). Với quan điểm của HĐQT làm giảm tác động của gian lận tối đa hóa GTTTDN là tăng giá trị tài sản BCTC đến GTTTDN, qua đó đề xuất một của chủ sở hữu một cách bền vững hay số hàm ý QTCT phù hợp nhằm tăng cường tối đa hóa giá trị thị trường. Theo Zhou & vai trò của HĐQT trong việc phát hiện và Reesor (2015) có nhiều phương pháp khác ngăn chặn hành vi gian lận BCTC, gia tăng nhau được sử dụng để ước tính giá trị thực GTTTDN tại các CTNY trên TTCK Việt của công ty khi gian lận gây ra. Dyck & Nam, phát triển bền vững thị trường, tạo cộng sự (2024) phân tích những thay đổi về Nguồn: Machado (2017) Hình 1. Lợi nhuận bất thường khi gian lận được phát hiện và không phát hiện Số 268- Năm thứ 26 (9)- Tháng 8. 2024- Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng 45
  4. Tác động của gian lận báo cáo tài chính đến giá trị thị trường doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam: Vai trò điều tiết của hội đồng quản trị GTTTDN trong toàn bộ giai đoạn gian lận đông, giảm thiểu gian lận BCTC và nâng bằng cách sử dụng bội số của ngành. Một cao GTTTDN (Davis & cộng sự, 1997). cách khác để phân tích khả năng giảm giá HĐQT có vai trò giám sát các hoạt động cổ phiếu, đặc biệt là vào thời điểm gian lận của ban điều hành, đảm bảo tính minh bạch, được tiết lộ, phương pháp nghiên cứu sự chính xác trong việc lập BCTC. Nếu hoạt kiện cho phép tác giả liên hệ một sự kiện động giám sát này chặt chẽ, khả năng gian kinh tế với hành vi giá cổ phiếu của công ty lận BCTC giảm, từ đó bảo vệ GTTTDN (Mackinlay, 1997). (Jensen, 1993; Jermias & Gani, 2014). Hình 1 cho thấy, tại t1 không có hoạt động Lý thuyết phụ thuộc nguồn lực nhấn mạnh gian lận nào xảy ra, do đó lợi nhuận theo vai trò của HĐQT trong phân bổ nguồn lực giá bằng với lợi nhuận thị trường. Ở t2 gian để nâng cao hiệu quả DN (Barney, 1991). lận bắt đầu mà không ai biết, tuy nhiên ở t3 Lý thuyết này cho rằng HĐQT bao gồm các bê bối gian lận bị phanh phui ra thị trường. thành viên có kiến thức, kinh nghiệm đa Xét cổ phiếu giao dịch trong một thị trường dạng, giúp nhận diện và ngăn chặn các hành hiệu quả, sau khi gian lận được tiết lộ, giá cổ vi gian lận BCTC, duy trì sự minh bạch phiếu của công ty sẽ giảm ngay lập tức, phản và bảo vệ GTTTDN (Hillman & Dalziel, ánh kỳ vọng của thị trường về những chi phí 2003). HĐQT cung cấp các chiến lược và bổ sung trong tương lai có thể phát sinh do định hướng dài hạn bằng cách hướng dẫn các hình phạt trong tương lai (tòa án). Điều ban điều hành tuân thủ các quy chuẩn tài này giải thích lợi nhuận bất thường giữa chính và QTCT, giúp ngăn ngừa gian lận công ty và lợi nhuận thị trường tại t4 bằng BCTC và tối ưu hóa giá trị DN (Baysinger các đường nét đứt, nét đậm tương ứng. Mặt & Hoskisson, 1990). HĐQT có thể tác động khác, trong trường hợp gian lận không được đến mối quan hệ giữa gian lận BCTC và phát hiện, tài sản của công ty vẫn được định GTTTDN thông qua việc cung cấp nguồn giá cao, điều này giải thích cho lợi nhuận lực, tăng cường uy tín và kết nối với các bên ngày càng tăng của công ty và dự đoán bằng liên quan (Hillman & cộng sự, 2000). đường chấm chấm. Lý thuyết công ty của Berle & Means Có thể thấy, hành vi gian lận BCTC có ảnh (1932) cho rằng mặc dù cổ đông sở hữu hưởng rất lớn đến GTTTDN, nếu BCTC công ty, quyền kiểm soát thực tế lại nằm tốt các nhà đầu tư có xu hướng mua cổ trong tay HĐQT nhưng HĐQT thường bị phiếu, dẫn đến tăng giá cổ phiếu, GTTTDN lấn át bởi các cấp quản lý, dẫn đến kém tăng lên và ngược lại nhà đầu tư sẽ tránh xa hiệu quả trong giải quyết xung đột lợi ích cổ phiếu của các công ty này (Giannetti & (Herman, 1981). Theo lý thuyết này, HĐQT Wang, 2016). có thể tác động đến mối quan hệ giữa gian lận BCTC và GTTTDN thông qua việc 2.2. Lý thuyết nghiên cứu về vai trò điều giám sát và kiểm soát, bảo vệ quyền lợi cổ tiết của hội đồng quản trị đông, thiết lập các cơ chế QTCT hiệu quả, tăng cường tính minh bạch và trách nhiệm Lý thuyết đại diện của Jensen & Meckling giải trình (Mizruchi, 1983; Kosnik, 1987). (1976) cho rằng mâu thuẫn lợi ích giữa Các lý thuyết trên đã cung cấp cơ sở cho chủ sở hữu và người quản lý xuất hiện do việc hiểu rõ các kết quả nghiên cứu và thực rủi ro đạo đức, năng lực và chi trả. HĐQT nghiệm liên quan tại các quốc gia khác nhau. thiết lập cơ chế kiểm soát, đảm bảo ban Nghiên cứu vai trò điều tiết của HĐQT xem điều hành hành động vì lợi ích của cổ xét nó từ các khía cạnh khác nhau (đặc điểm 46 Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng- Số 268- Năm thứ 26 (9)- Tháng 8. 2024
  5. NGUYỄN TIẾN HÙNG của HĐQT, cấu trúc sở hữu,…) và cho ra xem xét tác động điều tiết của ban quản nhiều kết quả đa dạng (ảnh hưởng đến khả lý đối với mối quan hệ giữa kế hoạch thuế năng sinh lời, giá trị DN, khả năng tăng và giá trị DN. Mẫu nghiên cứu bao gồm trưởng,…) nhưng ít nghiên cứu vai trò điều tất cả các công ty được liệt kê trên chỉ số tiết của HĐQT về mối quan hệ giữa gian lận EURONEXT 100 và NEXT 150 giai đoạn BCTC và GTTTDN. Khi gian lận BCTC gia từ 2005 đến 2012 (105 công ty), được thu tăng sẽ dẫn đến các rủi ro như chi phí vốn thập từ báo cáo hàng năm của các công ty gia tăng, rủi ro lợi ích các bên liên quan, rủi trên trang web Thị trường Tài chính Pháp ro thông tin bất cân xứng làm tăng lựa chọn (French Financial Markets Authority). Với đối nghịch,… từ đó làm giảm GTTTDN. phương pháp GLS, kết quả cho thấy (i) sự độc lập của HĐQT tác động tích cực đến 2.3. Các nghiên cứu trước về tác động mối quan hệ giữa kế hoạch thuế và giá trị của gian lận đến giá trị doanh nghiệp và DN, (ii) sự đa dạng giới tính và sự kiêm vai trò của HĐQT nhiệm của CEO tác động tiêu cực đến mối quan hệ giữa kế hoạch thuế và giá trị DN. Nghiên cứu của Rukmana (2021) nhằm Nghiên cứu của Li & Chen (2018) về mối ứng dụng ngũ giác gian lận trong việc phát quan hệ đa dạng giới trong ban điều hành và hiện gian lận BCTC, với mục tiêu cuối giá trị công ty với biến điều tiết là quy mô cùng là tác động của nó đến giá trị DN. công ty. Mẫu nghiên cứu được lấy từ cơ sở Nghiên cứu sử dụng dữ liệu từ 66 công ty dữ liệu China Stock Market & Accounting sản xuất trong giai đoạn 2012-2016 trên Research (CSMAR) và Xenophon (CCER) TTCK Indonesia. Phương pháp phân tích bao gồm 1.201 công ty thuộc 21 ngành và dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu là 2.936 quan sát. Với phương pháp Pooled OLS, kết quả nghiên cứu cho thấy (i) 4 yếu OLS, kết quả cho thấy (i) sự đa dạng giới tố của ngũ giác gian lận là áp lực, cơ hội, trong ban điều hành tác động tích cực đối với năng lực, tính độc quyền tác động đến gian Tobin's Q nếu công ty có quy mô nhỏ; (ii) lận BCTC và (ii) gian lận BCTC tác động quy mô công ty có thể làm suy yếu tác động tích cực lên giá trị DN thông qua tỷ suất tích cực của đa dạng giới đối với Tobin's Q. lợi nhuận gộp, dòng tiền ròng, sở hữu của Nhìn chung, các nghiên cứu về vai trò điều người quản lý, tỷ suất sinh lợi trên tài sản. tiết của HĐQT còn hạn chế, đặc biệt theo Nghiên cứu của Machado (2017) nhằm tìm hiểu chủ quan của tác giả là chưa có mục đích xác định gian lận khi được tiết nghiên cứu nào về tác động của đặc điểm lộ có tác động như thế nào đến giá trị DN. HĐQT đến mối quan hệ giữa gian lận Phương pháp nghiên cứu được sử dụng BCTC và GTTTDN tại Việt Nam. Kế thừa trong nghiên cứu này dựa trên phương các nghiên cứu trước, biến GTTTDN được pháp nghiên cứu sự kiện do MacKinlay tác giả lựa chọn là chỉ số Tobin's Q. Khác (1997) đề xuất. Mẫu bao gồm các CTNY với các nghiên cứu trước đây, biến độc lập của Brazil trên SEC và NYSE từ 1/2010- là (i) gian lận BCTC được chính tác giả xây 9/2016. Kết quả nghiên cứu cho thấy khi dựng dựa trên lý thuyết ngũ giác gian lận gian lận được tiết lộ ra thị trường, sẽ gây ra của Crowe (2011) và (ii) các biến tương tác phản ứng tiêu cực về giá cổ phiếu, phù hợp được tác giả đề xuất hình thành giữa gian với các tài liệu hiện có về ảnh hưởng của lận BCTC và các đặc trưng của HĐQT. gian lận đối với việc định giá DN. Nghiên cứu của Khaoula & Moez (2019) 3. Phương pháp nghiên cứu Số 268- Năm thứ 26 (9)- Tháng 8. 2024- Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng 47
  6. Tác động của gian lận báo cáo tài chính đến giá trị thị trường doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam: Vai trò điều tiết của hội đồng quản trị 3.1. Dữ liệu nghiên cứu Kiểm định phương sai thay đổi với kiểm định Wald; (4) Kiểm định tự tương quan Mẫu nghiên cứu có dạng dữ liệu bảng, với kiểm định Wooldridge; (5) Kiểm định được thu thập từ BCTC trước kiểm toán Durbin Wu-Hausman để kiểm tra nội sinh, và BCTC được kiểm toán, BCTN của các bác bỏ H0 nếu P-value < 5%. Để khắc phục CTNY trên TTCK Việt Nam (HOSE và nội sinh, tác giả sử dụng GMM với hai kiểm HNX) và các yếu tố liên quan đến QTCT định: (i) Kiểm định Arellano-Bond kiểm tra giai đoạn từ năm 2012 đến 2022 không tự tương quan bậc 1 và 2, AR(1) thường bỏ bao gồm các định chế tài chính như ngân qua, P-value AR(2) càng lớn càng tốt; (ii) hàng, quỹ đầu tư, các công ty tài chính và Kiểm định Sargan hoặc Hansen kiểm tra tính bảo hiểm (Nguyễn Tiến Hùng & Võ Hồng phù hợp của các biến công cụ trong mô hình Đức, 2017). Bên cạnh đó gian lận BCTC GMM với giả thuyết H0 biến công cụ là biến (Fraud) được tác giả xác định dựa trên ngũ ngoại sinh và P-value không thấp hơn 10% giác gian lận của Crowe (2011) dựa vào để không bác bỏ H0 (Roodman, 2009). mẫu là các công ty gian lận và không gian Tác giả kế thừa các nghiên cứu trước và đề lận BCTC. xuất mô hình nghiên cứu như sau (các căn Theo phân loại của Vietstock, trong tổng số cứ đề xuất các biến được trình bày chi tiết 665 CTNY phi tài chính (358 trên HOSE trong bảng 2): và 307 trên HNX) sau khi loại trừ các DN Firm’s valuei,t = β0 + β1Fraudi,t + thiếu dữ liệu, thiếu năm thì số lượng DN β2BSizei,tFraudi,t + β1Duali,tFraudi,t + thỏa yêu cầu còn lại 426 CTNY với 4.684 β4Indepi,tFraudi,t + β5OwnBDi,traudi,t + quan sát. β6ExBi,tFraudi,t + β7Fsizei,t + β8Agei,t + β9Sgrowi,t + β10Big4i,t + β11Timelessi,t + 3.2. Mô hình và giả thuyết nghiên cứu β12GroGDPt + β13INFt + εi,t Sau khi thực hiện thống kê mô tả và kiểm tra ○ Biến phụ thuộc: Firm’s value - GTTTDN đa cộng tuyến, tác giả tiến hành: (1) Kiểm của công ty i, năm t là Tobin's Q. định F để chọn OLS hay FEM; (2) Kiểm ○ Biến độc lập: Fraud - Đại diện cho gian định Hausman để chọn FEM hay REM; (3) lận BCTC của công ty i, năm t. Bảng 1. Dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu Giải thích Số lượng 1. Tổng số công ty phi tài chính được thu thập dữ liệu 665 Số lượng công ty trên HOSE 358 Số lượng công ty trên HNX 307 2. Số công ty đầy đủ dữ liệu, không đủ giai đoạn 2012- 2022 554 Số lượng công ty trên HOSE 294 Số lượng công ty trên HNX 260 3. Tổng số lượng mẫu được sử dụng trong nghiên cứu giai đoạn 2012- 2022 426 Số lượng công ty trên HOSE 229 Số lượng công ty trên HNX 117 Nguồn: Tổng hợp và tính toán của tác giả 48 Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng- Số 268- Năm thứ 26 (9)- Tháng 8. 2024
  7. NGUYỄN TIẾN HÙNG Bảng 2. Mô tả các biến đo lường trong mô hình Tên Giả Định nghĩa Đo lường Nghiên cứu trước biến thuyết BIẾN PHỤ THUỘC Firm’s Tobin’s Q (Vốn hóa thị trường Wang & cộng sự (2013); Rukmana value + Tổng nợ phải trả) / (2021); Varaiya & cộng sự (1987); Liow Tổng tài sản (2010); Sucuahi & Cambarihan (2016); Saibaba & Ansari (2012); Sami & cộng sự (2011); Zeitun & Tian (2007). BIẾN ĐỘC LẬP Fraud Gian lận báo cáo tài Ln (FFS/1-FFS) = 0,8394 Được xây dựng dựa trên lý thuyết - chính + 1,4897 NCFO + ngũ giác gian lận của Crowe (2011): (i) 0,0001 ROA + 0,7083 Động cơ gồm 7 yếu tố là GPM, CATA, LEV + 0,3364 FCF + NCFO, ROA, ROE, LEV, FCF; (ii) Cơ hội 0,8085 BIG4 + 1,3635 gồm 2 yếu tố là NATURE, BIG4; (iii) DIRECTOR + 1,9492 Thái độ gồm 2 yếu tố là AUDITOR, EDU + 0,9952 AGE REPORT; (iv) Năng lực gồm 2 yếu tố là DIRECTOR, EDU; (v) Độc quyền gồm 3 yếu tố là CEO, STATE, AGE; (vi) Biến kiểm soát là SIZE, REVGRTH. Mẫu dữ liệu gồm 426 CTNY tại Việt Nam giai đoạn 2012 – 2022. Với phương pháp hồi quy Binary logistic, kết quả cho thấy Fraud được xây dựng dựa trên 4 yếu tố động cơ, 1 yếu tố cơ hội, 2 yếu tố năng lực, 1 yếu tố độc quyền. Mô hình có khả năng dự báo chính xác gần 69% các DN gian lận)1. BIẾN TƯƠNG TÁC Bsize* Quy mô càng lớn làm Tổng số thành viên Đề xuất của tác giả - Fraud tăng tác động tiêu cực HĐQT x Gian lận BCTC của gian lận BCTC đến GTTTDN Dual* Kiêm nhiệm làm tăng Kiêm nhiệm CEO và chủ Đề xuất của tác giả - Fraud tác động tiêu cực của tịch HĐQT x Gian lận gian lận BCTC đến BCTC GTTTDN Indep* Tính độc lập làm giảm Thành viên HĐT không Đề xuất của tác giả + Fraud tác động tiêu cực của điều hành x Gian lận gian lận BCTC đến BCTC GTTTDN OwnBD* Sở hữu vốn làm tăng Tỷ lệ sở hữu vốn các Đề xuất của tác giả - Fraud tác động tiêu cực của thành viên HĐQT x Gian gian lận BCTC đến lận BCTC GTTTDN ExB* Kinh nghiệm quản lý Số năm quản lý trung Đề xuất của tác giả + Fraud làm giảm tác động bình của HĐQT x Gian tiêu cực của gian lận lận BCTC BCTC đến GTTTDN BIẾN KIỂM SOÁT Fsize Quy mô doanh nghiệp Logarit (tổng tài sản) Sucuahi & Cambarihan (2016); Liow (2010); Allayannis & Weston (2001) 1Cách đo lường các biến, kết quả được trình bày rõ trong Luận án tại trường Đại học Tài chính – Marketing (Mô hình 1). Số 268- Năm thứ 26 (9)- Tháng 8. 2024- Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng 49
  8. Tác động của gian lận báo cáo tài chính đến giá trị thị trường doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam: Vai trò điều tiết của hội đồng quản trị Tên Giả Định nghĩa Đo lường Nghiên cứu trước biến thuyết Age Độ tuổi doanh nghiệp Tổng số năm từ khi Hermuningsih (2013); Anderson & doanh nghiệp thành lập Reeb (2003) đến năm nghiên cứu Sgrow Tăng trưởng doanh (Doanh thu nămt - Do- Liow (2010); Hermuningsih (2013); thu anh thu nămt-1) / Doanh Myers (1977); Nguyễn Tiến Hùng & thu nămt-1 Phạm Quốc Việt (2023b) Big4 Chất lượng kiểm toán Biến giả, bằng 1 được Campbell (1984); Nguyễn Tiến Hùng Big 4 kiểm toán nhận, & Phạm Quốc Việt (2023b) ngược lại 0 Time- Tính kịp thời của báo Biến giả, bằng 1 nếu Charumathi (2011); Zandi & Abdullah less cáo công bố BCTC đã được (2019); Nguyễn Tiến Hùng & Phạm kiểm toán sau 30 ngày, Quốc Việt (2023b) ngược lại 0 GroGDP Tăng trưởng kinh tế (GDPt – GDPt-1)/ GDPt-1 Pacini & cộng sự (2017); Mwangi (2013); Soukhakian & Khodakarami (2019) INF Lạm phát Chỉ số giá tiêu dùng Pacini & cộng sự (2017); Soukhakian năm t & Khodakarami (2019) Nguồn: Tổng hợp của tác giả ○ Biến tương tác: BSize*Fraud, BCTC mẫu nghiên cứu là 33,06% (gần Dual*Fraud, Indep*Fraud, OwnBD*Fraud, 1/3). Điều này có thể giải thích khi gian lận ExB*Fraud của công ty i, năm t. BCTC, các quyết định đầu tư và quản lý ○ Biến kiểm soát: Fsize, Age, Sgrow, dựa trên BCTC sẽ không hiệu quả. Khi gian Big4, Timeless, GroGDP, INF lận được phát hiện, lòng tin của cổ đông và thị trường đối với DN sẽ giảm, dẫn đến 4. Kết quả nghiên cứu GTTTDN giảm. Ngoài ra, khi hành vi này bị phát hiện, DN có thể phải chịu các hậu 4.1. Thống kê mô tả quả pháp luật và mất uy tín trên thị trường, làm giảm GTTTDN, thậm chí phá sản. Kết quả Bảng 3 cho thấy tỷ lệ gian lận Bảng 3. Bảng mô tả các biến nghiên cứu Biến Trung bình Độ lệch chuẩn Tối thiểu Tối đa Fraud 33,0682 14,2878 9,1250 99,9006 Bsize*Fraud 181,0239 88,8448 0 577,0902 Dual*Fraud 6,0378 13,5488 0 70,3097 Indep*Fraud 59,0118 46,3377 0 296,1513 OwnBD*Fraud 369,0537 582,6397 0 5806,779 ExB*Fraud 1634,9300 754,9631 357,3227 5594,437 Fsize 11,8760 0,6943 10,1284 14,7614 Age 27,9086 14,3474 4 96 Sgrow 0,4478 11,9739 -119,4356 750,7688 Big4 0,2739 0,4460 0 1 50 Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng- Số 268- Năm thứ 26 (9)- Tháng 8. 2024
  9. NGUYỄN TIẾN HÙNG Biến Trung bình Độ lệch chuẩn Tối thiểu Tối đa Timeless 0,8189 0,3850 0 1 GroGDP 0,0604 0,0173 0,0255 0,0812 INF 0,0332 0,0179 0,0063 0,0681 Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả 4.2. Kiểm định đa cộng tuyến định Wooldridge cho giá trị Prob>F < 5% hay mô hình có hiện tượng hiện tượng tự Kết quả Bảng 4 cho thấy hệ số tương tương quan (bác hỏ Ho). quan các cặp biến sau đều lớn hơn 0,8: Để kiểm định biến nội sinh, tác giả thực Fraud và Bsize*Fraud là 0,8711; Fraud hiện kiểm định Durbin Wu-Hausman từng và ExB*Fraud là 0,9713; Fraud và Age biến độc lập trong mô hình với giả thuyết là 0,9973; Bsize*Fraud và ExB*Fraud là Ho: Biến nội sinh. Kết quả kiểm định 0,8584; Bsize*Fraud và Age là 0,8681; Durbin Wu-Hausman với biến phụ thuộc ExB*Fraud và Age là 0,9709. Chỉ số VIF Tobins’Q cho kết quả 5 biến là Fraud, của Fraud, ExB*Fraud và Age đều lớn hơn Fsize, Big4, Timeless và INF đều có hệ số 10. Do đó, tác giả đã loại bỏ các biến này Durbin Wu-Hausman nhỏ hơn mức ý nghĩa khỏi mô hình. thống kê 1%, 5% hay biến nội sinh trong Sau khi lần lượt loại bỏ biến 3 biến là mô hình nghiên cứu. Để khắc phục hiện Bsize*Fraud, ExB*Fraud và Age ra khỏi tượng nội sinh cần sử dụng phương pháp mô hình nghiên cứu, hệ số tương quan GMM (có 2 dạng là ước lượng D-GMM cao nhất là 0,5974 < 0,8, chỉ số VIF cao và S-GMM). Antoniou & cộng sự (2006), nhất là 1,64. Nói cách khác, hiện tượng đa Arellano & Bond (1991) đã chứng minh cộng tuyến là không đáng kể trong mô hình phương pháp S-GMM là phù hợp để ước nghiên cứu (Gujarati, 2009). lượng mô hình động và khuyến nghị sử dụng trong việc loại bỏ các biến nội sinh, 4.3. Kết quả phân tích hồi quy đồng thời phương pháp này cho các ước lượng vững khi mô hình là có hiện tượng Kết quả phân tích hồi quy sử dụng đồng phương sai sai số thay đổi và hiện tượng tự thời cả 3 phương pháp OLS, FEM và tương quan. REM với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% Bảng 5 cho thấy số biến công cụ là 286 với Tobins’Q. Kết quả cho thấy kiểm định trong khi số nhóm dữ liệu là 426 nên biến F-test nhằm lựa chọn giữa OLS và FEM công cụ ít hơn số nhóm dữ liệu (Instrument với giá trị p-value < 5% chứng tỏ mô hình < group) hay mô hình là phù hợp và kết FEM là phù hợp để tiến hành hồi quy (bác quả ước lượng S-GMM khắc phục nội sinh hỏ Ho). Kiểm định Hausman nhằm lựa là đáng tin cậy. Theo Arellano & Bond chọn giữa FEM và REM cho thấy giá trị (1991), kiểm định AR được sử dụng để p-value < 5% chứng tỏ mô hình FEM là phát hiện hiện tượng tự tương quan của phù hợp (bác bỏ Ho). Kết quả kiểm định các sai số, kết quả kiểm định AR(1) của sai Modified Wald cho giá trị Prob>chi2 < 5% số bị bỏ qua trong khi kết quả kiểm định hay mô hình có hiện tượng phương sai sai AR(2) được sử dụng. Kết quả kiểm định số thay đổi (bác hỏ Ho). Đối với kiểm định AR(2) cho giá trị P-value là 0,717 > 0,1 hiện tượng tự tương quan, kết quả kiểm nên chưa đủ bằng chứng bác bỏ giả thuyết Số 268- Năm thứ 26 (9)- Tháng 8. 2024- Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng 51
  10. Tác động của gian lận báo cáo tài chính đến giá trị thị trường doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam: Vai trò điều tiết của hội đồng quản trị Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm stata 16 H0 đồng nghĩa với việc không 224,07 0,0044 229,13 0,0043 0,0542 0,6666 0,9434 0,9977 0,8376 0,8913 0,9559 0,5186 0,1964 0,7035 0,9747 1/VIF có hiện tượng tự tương quan bậc 2 cho phần dư của mô hình. Kiểm định Sargan cho 18,44 37,54 5,09 1,00 1,06 1,42 1,50 1,05 1,03 1,93 1,19 1,12 VIF giá trị P-value càng lớn càng tốt và không được thấp hơn 0,0156 -0,0479 -0,1057 -0,0658 -0,0988 -0,0032 -0,0388 -0,1028 -0,0623 1,0000 (13) 10%, kết quả kiểm định cho giá trị P-value là 0,709 > 0,1 -0,0355 1,0000 nên chấp nhận giả thuyết H0 (12) hay không có hiện tượng nội sinh trong mô hình (Roodman, 1,0000 (11) 2009). Thêm vào đó, kiểm định Chi2 cho giá trị P-value 1,0000 0,0149 0,1719 < 1%, điều này khẳng định mô (10) hình sử dụng là phù hợp và tất Bảng 4. Bảng ma trận tương quan giữa các biến cả kết quả S-GMM đều có ý -0,0193 -0,0137 0,0045 -0,0030 0,0101 -0,0209 0,0268 -0,0214 1,0000 0,0263 -0,0259 -0,0318 -0,0120 -0,0294 0,0049 0,4873 -0,0009 0,0180 0,0103 nghĩa thống kê. (9) 4.4. Thảo luận kết quả 1,0000 0,0219 (8) Gian lận BCTC tác động ngược 1,0000 0,0225 0,1325 chiều với GTTTDN: Kết quả (7) này phù hợp với giả thuyết đặt ra ban đầu và nghiên cứu 1,0000 -0,0732 0,0608 -0,0439 0,0522 0,9709 -0,0865 -0,0317 -0,0931 0,0371 0,0261 (6) của Rukmana (2021). Thực tế, GTTTDN luôn bị ảnh hưởng 1,0000 -0,1207 -0,0429 0,0050 0,2389 0,2413 bởi mâu thuẫn giữa lợi ích (5) giữa cổ đông và bên đại diện công ty vì mỗi bên cố gắng đạt 1,0000 0,2280 0,6049 0,5870 (4) được mục tiêu họ muốn. Các mâu thuẫn tại DN dẫn đến lợi 1,0000 0,0889 0,2963 -0,1032 -0,0845 0,0796 0,1948 0,1129 0,1152 nhuận được công bố sai trên (3) BCTC và khi phát hiện sẽ làm giảm GTTTDN trong tương -0,0294 -0,0202 1,0000 0,8584 0,8681 0,0872 0,2361 0,6328 0,0279 0,1817 0,1193 (2) lai. Những năm gần đây, nhiều DN vì để ứng phó với những 1,0000 0,0420 0,0299 0,2397 0,9973 0,0276 0,5974 0,1050 0,9713 0,8711 áp lực (thị trường kinh doanh, (1) huy động vốn, nhà đầu tư) mà sẵn sàng công bố sai thông tin (5) OwnBD*Fraud trên BCTC với mục đích cho (4) Indep*Fraud (2) Bsize*Fraud (3) Dual*Fraud Biến quan sát (6) ExB*Fraud (11) Timeless thấy tình hình tài chính của (12) GroGDP Trung bình (9) Sgrow DN là tốt. (10) Big4 (1) Fraud (7) Fsize (13) INF (8) Age Đặc điểm của HĐQT có tác động đến mối quan hệ giữa 52 Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng- Số 268- Năm thứ 26 (9)- Tháng 8. 2024
  11. NGUYỄN TIẾN HÙNG Bảng 5. Kết quả hồi quy theo phương pháp mất lòng tin từ cổ đông và nhà đầu tư vì S-GMM lo ngại việc mất đi sự cân nhắc và quản lý Dấu kỳ Tobins’Q rủi ro, lo ngại quản trị không minh bạch Tên biến vọng Hệ số P > |z| và thiếu độc lập, dẫn đến giảm giá trị cổ phiếu và GTTTDN; (ii) Tính độc lập của Tobin’s Q L1 0,62099 0,000* HĐQT làm giảm tác động này, kết quả này Fraud - -0,00710 0,000* cho thấy tính độc lập giúp giảm xung đột Dual*Fraud - -0,00712 0,000* lợi ích giữa nhà quản lý và cổ đông bởi vì Indep*Fraud + 0,00514 0,000* các thành viên độc lập không có mối quan OwnBD*Fraud - -0,00004 0,000* hệ với ban lãnh đạo nên các quyết định đưa Fsize 0,00946 0,309 ra sẽ công bằng và khách quan hơn, hướng đến lợi ích của DN. Hơn nữa, tính độc lập Sgrow -0,06530 0,000* của HĐQT đảm bảo sự đa dạng trong quan Big4 0,12784 0,000* điểm và kinh nghiệm của HĐQT, tạo ra sự Timeless -0,28344 0,000* sáng tạo và thích ứng với môi trường kinh GroGDP -4,08228 0,000* doanh thay đổi, giúp DN nắm bắt được INF -2,34135 0,000* thị trường và tăng cường sức cạnh tranh trong ngành; (iii) Sở hữu vốn của HĐQT _cons 0,85177 0,000 làm tăng tác động này, nghiên cứu cho Số nhóm (Group) 426 kết quả ủng hộ quan điểm củng cố quản Biến công cụ (Instrument) 284 < 426 lý (Managerial entrenchment) của Shleifer AR(1) (P-value) 0,268 & Vishny (1989). Khi thành viên HĐQT AR(2) (P-value) 0,717 nắm giữ một lượng cổ phần đáng kể, họ có Sargan test (P-value) 0,709 động cơ thao túng BCTC nhằm gia tăng giá trị cổ phiếu của DN. Điều này không chỉ Prob > chi2 0,000 làm mất đi sự minh bạch và tính toàn vẹn Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê lần lượt là 1% trong QTCT mà còn gây ra những hậu quả Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm stata 16 nghiêm trọng đối DN làm GTTTDN giảm trên thị trường. gian lận BCTC và GTTTDN: Kết quả này Các nhân tố khác ảnh hưởng đến GTTTDN: phù hợp thực tế, cho thấy các đặc điểm của Bao gồm tăng trưởng doanh thu, kiểm toán HĐQT như sự kiêm nhiệm, tính độc lập viên thuộc Big 4, tính kịp thời của BCTC, và sở hữu cổ phần được chứng minh là có tăng trưởng kinh tế và lạm phát. Tăng điều tiết tác động mối quan hệ giữa gian lận trưởng doanh thu sẽ cho thấy sự mở rộng BCTC và GTTTDN: (i) Kiêm nhiệm CEO và tiềm năng phát triển của doanh nghiệp, và Chủ tịch HĐQT làm tăng tác động này trong khi BCTC được kiểm toán bởi các vì những DN này thường mất đi tính độc công ty Big 4 giúp nâng cao sự tin cậy lập, tính minh bạch trong quản lý, khả năng BCTC. Báo cáo tài chính cung cấp kịp giám sát của HĐQT trong việc ngăn chặn thời giúp nâng cao niềm tin của nhà đầu các hành vi gian lận và làm tăng chi phí tư. Lạm phát cùng với tăng trưởng kinh tế đại diện. Trong QTCT hiện đại, các DN và ảnh hưởng đến môi trường kinh doanh, lạm nhà đầu tư thường lựa chọn cấu trúc quản phát có thể làm thay đổi chi phí và sức mua trị có sự tách bạch giữa CEO và Chủ tịch trong khi tăng trưởng kinh tế tạo điều kiện HĐQT bởi vì sự kiêm nhiệm có thể làm thuận lợi cho doanh nghiệp phát triển. Số 268- Năm thứ 26 (9)- Tháng 8. 2024- Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng 53
  12. Tác động của gian lận báo cáo tài chính đến giá trị thị trường doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam: Vai trò điều tiết của hội đồng quản trị 5. Kết luận và hàm ý quản trị hữu cổ phần của HĐQT là một yếu tố quan trọng để đảm bảo quá trình kiểm soát và HĐQT là cơ quan quản lý trong một công giám sát DN được công bằng, không bị ảnh ty cổ phần với toàn quyền đại diện cho hưởng bởi các lợi ích cá nhân từ bất kỳ ai công ty để quyết định và thực hiện các hoặc ảnh hưởng từ bên ngoài khi thực hiện nghĩa vụ và lợi ích của DN. Thông qua các nhiệm vụ của mình, đảm bảo tính chính xác quyết định quản trị, HĐQT có tác động lớn và minh bạch thông tin trên BCTC, tạo sự đến hoạt động của DN mà cụ thể là hiệu tin cậy từ phía cổ đông và thị trường. suất hoạt động của DN. Ngày nay, vai trò Do đó, để đảm bảo sự phát triển bền vững của HĐQT ngày càng trở nên quan trọng và tăng trưởng trên TTCK, DN cần tăng hơn trong việc bảo vệ quyền lợi của chủ sở cường quản lý rủi ro, đảm bảo minh bạch hữu, kiểm soát hoạt động bộ máy điều hành thông tin BCTC, khuyến khích các DN DN. Bằng cách này, HĐQT giảm bớt nguy trong việc tách bạch CEO và Chủ tịch cơ lạm dụng quyền hạn của bộ máy điều HĐQT, nâng cao tính độc lập và giảm sở hành, từ đó giảm hành vi gian lận BCTC, hữu của HĐQT. Đồng thời, cần chú ý đến nâng cao hiệu quả hoạt động DN. Đồng chiến lược tăng doanh thu vì tăng doanh thời đảm bảo rằng DN tuân thủ các quy thu không phải lúc nào cũng đồng nghĩa định pháp lý, chuẩn mực đạo đức và bảo với việc tăng GTTTDN. Khi DN tập trung vệ lợi ích chính đáng cho cổ đông, đặc biệt quá nhiều vào việc tăng trưởng doanh thu, cổ đông nhỏ. Kết quả nghiên cứu đã cung họ có thể sẽ bỏ qua các yếu tố quan trọng cấp bằng chứng thực nghiệm về: (i) Gian như lợi nhuận, hiệu quả hoạt động và quản lận BCTC làm giảm GTTTDN. Khi vai trò lý chi phí, dẫn đến tình trạng doanh thu tăng HĐQT trong việc kiểm soát hoạt động DN nhưng thực tế lợi nhuận giảm do chi phí thiếu hiệu quả thì hành vi gian lận BCTC tăng nhiều hơn mức tăng doanh thu. Bên có xu hướng gia tăng và sẽ tác động tiêu cạnh đó, cần chú ý vào chất lượng kiểm cực đến GTTTDN thông qua việc mất uy toán vì nó phụ thuộc vào đơn vị kiểm toán. tín, niềm tin của DN trên thị trường. Khi Cần chú ý đến tính kịp thời của BCTC với bị phát hiện, thương hiệu và danh tiếng của ngụ ý rằng việc ưu tiên công bố BCTC một DN bị sụt giảm; giảm khả năng huy động cách nhanh chóng có thể gây ra những hậu vốn trong việc thu hút các khoản đầu tư quả tiêu cực đến GTTTDN. Thêm vào đó, mới và từ thị trường tài chính (phát hành cổ lạm phát và tăng trưởng kinh tế cũng mang phiếu, trái phiếu), thậm chí DN có thể bị từ hàm ý rằng khi lạm phát cao và kinh tế ít chối các khoản khoản cấp tín dụng từ các tăng trưởng thì GTTTDN có thể bị ảnh TCTD vì hành vi gian lận BCTC làm tăng hưởng tiêu cực. Lạm phát cao làm tăng chi nguy cơ rủi ro khi không thể đánh giá đúng phí đầu vào, từ nguyên liệu đến nhân công rủi ro thực sự của DN; (ii) Sự kiêm nhiệm, khiến biên lợi nhuận của DN giảm. tính độc lập và sở hữu cổ phần của HĐQT Ngoài tác động của gian lận BCTC đến có tác động đến mối quan hệ giữa gian lận GTTTDN qua vai trò điều tiết của HĐQT, BCTC và GTTTDN. Điều này phù hợp với các nghiên cứu tương lai cần chú ý đến các thực tế, khi có tách bạch CEO và Chủ tịch yếu tố điều tiết khác như tác động của môi HĐQT sẽ giúp họ tập trung vào việc giám trường kinh doanh, biến động thị trường sát hoạt động của DN và đảm bảo rằng các hoặc các yếu tố văn hóa DN.■ thông tin trên BCTC được báo cáo đúng và trung thực. Thêm vào đó, tính độc lập và sở 54 Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng- Số 268- Năm thứ 26 (9)- Tháng 8. 2024
  13. NGUYỄN TIẾN HÙNG Tài liệu tham khảo Allayannis, G., & Weston, J. P. (2001). The use of foreign currency derivatives and firm market value. The review of financial studies, 14(1), 243-276. https://doi.org/10.1093/rfs/14.1.243 Anderson, R. C., & Reeb, D. M. (2003). Founding- family ownership and firm performance: evidence from the S&P 500. The journal of finance, 58(3), 1301-1328. https://doi.org/10.1111/1540-6261.00567 Antoniou, A., Guney, Y., & Paudyal, K. (2006). The determinants of debt maturity structure: evidence from France, Germany and the UK. European Financial Management, 12(2), 161-194. https://doi.org/10.1111/j.1354- 7798.2006.00315.x Arellano, M., & Bond, S. (1991). Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations. The review of economic studies, 58(2), 277-297. https://doi.org/10.2307/2297968 Association of Certified Fraud Examiners (ACFE). (2008). 2008 Report to the Nation on Occupational Fraud and Abuse. Austin, TX: ACFE. Barney, J. (1991). Firm resources and sustained competitive advantage. Journal of Management, 17(1), 99-120. https:// doi.org/10.1177/014920639101700108 Baysinger, B., & Hoskisson, R. E. (1990). The composition of boards of directors and strategic control: Effects on corporate strategy. Academy of Management review, 15(1), 72-87. https://doi.org/10.5465/amr.1990.4308231 Beasley, M. S., Carcello, J. V., & Hermanson, D. R. (2000). Fraud-Related SEC Enforcement Actions Against Auditors: 1987-1997. AICPA, August 2000. Berle, A. and Means, G.,C. (1932). The Morden Coprporation and PrivateProperty, New York: MacMillan. Campbell, L. G. (1984). International Auditing: A Comparative Study of Professional Requirements in Australia, Canada, France, West Germany. Springer. https://doi.org/10.1007/978-1-349-07144-9_6 Crowe H. (2011). The fraud pentagon: considering the five elements of fraud. The CPA Journal, 11(1), 1-9. Charumathi, B. (2011). Corporate governance and timeliness of financial reporting by Indian companies: An empirical study. Indian Journal of Corporate Governance, 4(1), 21-28. https://doi.org/10.1177/0974686220110102 Chhaochharia, V., & Grinstein, Y. (2007). Corporate governance and firm value: The impact of the 2002 governance rules. The Journal of Finance, 62(4), 1789-1825. https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.2007.01257.x Davis, J. H., Schoorman, F. D., & Donaldson, L. (1997). The distinctiveness of agency theory and stewardship theory. Academy of Management Review, 22(3), 611-613. https://doi.org/10.2307/259223 Dyck, A., Morse, A., & Zingales, L. (2024). How pervasive is corporate fraud?. Review of Accounting Studies, 29(1), 736-769. https://doi.org/10.1007/s11142-022-09738-5 Gujarati, D. N., & Porter, D. C. (2009). Basic econometrics. McGraw-hill. Giannetti, M., & Wang, T. Y. (2016). Corporate scandals and household stock market participation. The Journal of Finance, 71(6), 2591-2636. https://doi.org/10.1111/jofi.12399 Herman, E. S. (1981). Corporate control, corporate power (Vol. 98, p. 1). New York: Cambridge University Press. Hermuningsih, S. (2013). Profitability, growth opportunity, capital structure and the firm value. Bulletin of Monetary Economics and Banking, 16(2), 115-136. https://doi.org/10.21098/bemp.v16i2.440 Hillman, A. J., & Dalziel, T. (2003). Boards of directors and firm performance: Integrating agency and resource dependence perspectives. Academy of Management Review, 28(3), 383-396. https://doi.org/10.5465/amr.2003.10196729 Hillman, A. J., Cannella, A. A., & Paetzold, R. L. (2000). The resource dependence role of corporate directors: Strategic adaptation of board composition in response to environmental change. Journal of Management studies, 37(2), 235- 256. https://doi.org/10.1111/1467-6486.00179 Jensen, M. C. (1993). The modern industrial revolution, exit, and the failure of internal control systems. The Journal of Finance, 48(3), 831-880. https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.1993.tb04022.x Jensen, Michael C., and Meckling, William H. (1976). Theory of the firm: managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics 3, no. 4 (October): 305-60. https://doi.org/10.1016/0304- 405X(76)90026-X Jermias, J., & Gani, L. (2014). The impact of board capital and board characteristics on firm performance. The British accounting review, 46(2), 135-153. https://doi.org/10.1016/j.bar.2013.12.001 Kosnik, R. D. (1987). Greenmail: A study of board performance in corporate governance. Administrative science quarterly, 163-185. https://doi.org/10.2307/2393124 Khaoula, F., & Moez, D. (2019). The moderating effect of the board of directors on firm value and tax planning: Evidence from European listed firms. Borsa Istanbul Review, 19(4), 331-343. https://doi.org/10.1016/j.bir.2019.07.005 Li, H., & Chen, P. (2018). Board gender diversity and firm performance: The moderating role of firm size. Business Ethics: A European Review, 27(4), 294-308. https://doi.org/10.1111/beer.12188 Liow, K. H. (2010). Firm value, growth, profitability and capital structure of listed real estate companies: an international perspective. Journal of Property Research, 27(2), 119-146. https://doi.org/10.1080/09599916.2010.500459 MacKinlay, A. C. (1997). Event studies in economics and finance. Journal of economic literature, 35(1), 13-39. Số 268- Năm thứ 26 (9)- Tháng 8. 2024- Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng 55
  14. Tác động của gian lận báo cáo tài chính đến giá trị thị trường doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam: Vai trò điều tiết của hội đồng quản trị Machado, V. C. (2017). The impacts of disclosed fraud on firm value. Doctoral dissertation, Biblioteca Mario Henrique Simonsen/FGV. Mizruchi, M. S. (1983). Who controls whom? An examination of the relation between management and boards of directors in large American corporations. Academy of Management Review, 8(3), 426-435. https://doi.org/10.5465/ amr.1983.4284426 Mulyati, Y. (2017). The influence of voluntary disclosure, stock beta, and firms size on cost of equity capital. Jurnal Keuangan dan Perbankan, 21(3), 387-396. https://doi.org/10.26905/jkdp.v21i3.1506 Mwangi, F. K. (2013). The effect of macroeconomic variables on financial performance of aviation industry in Kenya (Doctoral dissertation, University of Nairobi). Myers, S. C. (1977). Determinants of corporate borrowing. Journal of financial economics, 5(2), 147-175. https://doi. org/10.1016/0304-405X(77)90015-0 Nguyễn Tiến Hùng & Phạm Quốc Việt (2023a). Lý thuyết ngũ giác gian lận trong việc nhận diện gian lận BCTC tại các CTNY trên TTCK Việt Nam. Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế, 11(546), tr.76-85. Nguyễn Tiến Hùng & Phạm Quốc Việt (2023b). Thông tin báo cáo tài chính tác động đến giá trị doanh nghiệp: Trường hợp các công ty bất động sản niêm yết trên HOSE. Tạp chí Khoa học và Công nghệ Đại học Duy Tân, 3(58), tr.3-11. Nguyễn Tiến Hùng & Võ Hồng Đức (2017). Nhận diện gian lận báo cáo tài chính: Bằng chứng thực nghiệm tại các doanh nghiệp niêm yết ở Việt Nam, Tạp chí Công Nghệ Ngân Hàng, 132(5), tr.58-72. https://doi.org/10.63065/ ajeb.vn.2017.132.33261 Pacini, K., Mayer, P., Attar, S., & Azam, J. (2017). Macroeconomic factors and firm performance in The United Kingdom. Journal of Smart Economic Growth, 2(3), 1-11. https://doi.org/10.2139/ssrn.3013944 Roodman, D. (2009). How to do xtabond2: An introduction to difference and system GMM in Stata. The stata journal, 9(1), 86-136. https://doi.org/10.1177/1536867X09009001 Rukmana, H. S. (2021). Determinants of Pentagon Fraud in Detecting Financial Statement Fraud and Company Value. Majalah Ilmiah Bijak, 18(1), 109-117. http://ojs.stiami.ac.id/index.php/jks Saibaba, M. D., & Ansari, V. A. (2012). Impact of board size: An empirical study of companies listed in BSE 100 index. Indian Journal of Corporate Governance, 5(2), 108-119. https://doi.org/10.1177/09746862201202 Sami, H., Wang, J., & Zhou, H. (2011). Corporate governance and operating performance of Chinese listed firms. Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, 20(2), 106-114. https://doi.org/10.1016/j. intaccaudtax.2011.06.005 Soukhakian, I., & Khodakarami, M. (2019). Working capital management, firm performance and macroeconomic factors: Evidence from Iran. Cogent Business & Management, 6(1), 1684227. https://doi.org/10.1080/23311975. 2019.1684227 Sucuahi, W., & Cambarihan, J. M. (2016). Influence of profitability to the firm value of diversified companies in the Philippines. Accounting and Finance Research, 5(2), 149-153. http://dx.doi.org/10.5430/afr.v5n2p149 Varaiya, N., Kerin, R. A., & Weeks, D. (1987). The relationship between growth, profitability, and firm value. Strategic Management Journal, 8(5), 487-497. https://doi.org/10.1002/smj.4250080507 Wang, J., Fu, G., & Luo, C. (2013). Accounting information and stock price reaction of listed companies-empirical evidence from 60 listed companies in Shanghai Stock Exchange. Journal of Business & Management, 2(2), 11-21. https://doi.org/10.12735/jbm.v2i2p11 Zandi, G., & Abdullah, N. A. (2019). Financial statements timeliness: The case of Malaysian listed industrial product companies. Asian Academy of Management Journal, 24, 127-141. https://doi.org/10.21315/aamj2019.24.s2.9 Zeitun, R., & Tian, G. G. (2007). Does ownership affect a firm’s performance and default risk in Jordan?. Corporate Governance: The international journal of business in society, 7(1), 66-82. https://doi. org/10.1108/14720700710727122 Zhou, X., & Reesor, R. M. (2015). Misrepresentation and capital structure: Quantifying the impact on corporate debt value. Journal of Corporate Finance, 34, 293-310. https://doi.org/10.1016/j.jcorpfin.2015.07.007 56 Tạp chí Kinh tế - Luật & Ngân hàng- Số 268- Năm thứ 26 (9)- Tháng 8. 2024
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
6=>0