Nghiên cứu tác động của hội đồng quản trị đến hành vi quản trị lợi nhuận:...

  • 03/07/2019 05:28:16
  • 17 lượt xem
  • 0 bình luận

  • Ít hơn 1 phút để đọc

Giới thiệu

Nghiên cứu này nhằm đánh giá tác động của nhân tố tổng hợp hội đồng quản trị (HĐQT) đại diện quản trị công ty tác động đến hành vi quản trị lợi nhuận thông qua mẫu dữ liệu gồm 58 công ty sản xuất niêm yết từ 2012 đến 2016 tại thị trường chứng khoán Việt Nam.

Thông tin tài liệu

Loại file: PDF , dung lượng : 2.28 M, số trang : 12

Xem mẫu

Chi tiết

  1. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018 NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ ĐẾN HÀNH VI QUẢN TRỊ LỢI NHUẬN: BẰNG CHỨNG TẠI VIỆT NAM EVIDENTIAL INFLUENCE OF BOARD OF DIRECTORS OVER EARNINGS MANAGEMENT IN VIETNAM Ngô Nhật Phương Diễm1 Ngày nhận: 21/9/2018 Ngày nhận bản sửa: 26/9/2018 Ngày đăng: 5/12/2018 Tóm tắt Nghiên cứu này nhằm đánh giá tác động của nhân tố tổng hợp hội đồng quản trị (HĐQT) đại diện quản trị công ty tác động đến hành vi quản trị lợi nhuận thông qua mẫu dữ liệu gồm 58 công ty sản xuất niêm yết từ 2012 đến 2016 tại thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả hồi quy theo phương pháp bình phương bé nhất đo lường dồn tích bất thường đại diện hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) theo mô hình Jones (1991) thừa nhận nhân tố tổng hợp hội đồng quản trị có mối tương quan ngược chiều và có ý nghĩa thống kê với hành vi QTLN. Đồng thời, nghiên cứu cũng thừa nhận các biến kiểm soát trong mô hình hồi quy như quy mô công ty, hệ số nợ, dòng tiền thuần từ hoạt động kinh doanh, thu nhập bình quân cổ phiếu và sở hữu Nhà nước cũng có mối tương quan âm đến hành vi QTLN. Cuối cùng, nghiên cứu đã đóng góp vào nền tảng lý luận lý thuyết nền tảng về hiệu quả của HĐQT làm hạn chế hành vi QTLN cũng như cung cấp công cụ hữu hiệu cho các công ty sản xuất niêm yết cũng như công ty kiểm toán trong việc ra quyết định nhằm bảo toàn vốn đầu tư. Từ khóa: hội đồng quản trị, quản trị lợi nhuận, quản trị công ty. Abstract This study aims to assess the impact of total factor board representing corporate governance affects to earnings management through data sample consists of 58 manufacturing companies listed from 2012 to 2016 in Vietnam›s stock market. Results of regression by the method of least squares measuring accrual anomaly represents earnings management by modeled Jones (1991) admit total factor board of directors correlated inversely and significantly Statistics with earnings management. At the same time, the study also recognizes the control variables in the regression model as firm size, leverage, net cash flow from operating activities, earnings per share and the state ownership has a negative correlation to earnigs management. Finally, research has contributed to the foundation platform theoretical reasoning about the effectiveness of the Board of directors limits earnings management as well as providing an effective tool for manufacturing companies and the audit firm in the decision to preserve capital. Keywords: board of directors, earnings management, corporate governance. __________________________________________ 1 Trường Đại Học Tài chính – Marketing 53
  2. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018 1. Giới thiệu như thành viên độc lập HĐQT không tác động Hàng loạt scandals về gian lận số liệu kế đến QTLN (Bùi Văn Dương và Ngô Hoàng toán đã gây chấn động thế giới tài chính về Điệp, 2017) nhưng Nguyễn Thị Phương Hồng mức độ tác động của chúng đến xã hội như (2016) cho rằng thành viên độc lập làm hạn chế Enron, Worldcom, Xerox,… Enron – tập đoàn hành vi QTLN, nâng cao chất lượng báo cáo năng lượng toàn cầu, được Fortune xếp hạng tài chính. Trong khi đó, ngành công nghiệp sản là “công ty sáng tạo nhất nước Mỹ”- nộp đơn xuất đóng góp vào GDP rất lớn nhưng Nguyễn xin phá sản năm 2001, trở thành vụ phá sản lớn Thị Phương Hồng (2016) lại cho rằng chất nhất vào thời điểm đó với thiệt hại khoảng 70 tỷ lượng báo cáo tài chính tại các công ty thuộc USD cho nhà đầu tư với giá cổ phiếu từ 90 USD ngành sản xuất rất thấp. Chính vì vậy, tác giả lao dốc không phanh với chưa được 1 USD cho thực hiện nghiên cứu này để có nhận định thống một cổ phiếu và hơn 80.000 nhân viên mất việc nhất về vai trò của quản trị công ty cụ thể là vai làm đã khiến thị trường tài chính thế giới chao trò của HĐQT đến hành vi QTLN cho ngành đảo. Gần năm sau Worldcom phá sản với tổng sản xuất và từ đó có kiến nghị phù hợp nhằm thiệt hại gần gấp đôi Enron, như gây thiệt hại nâng cao chất lượng báo cáo tài chính. cho các cổ đông 180 tỷ USD, kinh tế Mỹ thiệt 2. Lý thuyết nền hại khoảng 10 tỷ USD và 20.000 nhân viên mất 2.1. Hành vi quản trị lợi nhuận việc. Đặc biệt, những vụ phá sản đó đều chung Theo Ronen và Yaari (2008), QTLN là “là một lý do là nhà quản lý với quyền lực của mình tập hợp các quyết định quản lý mà kết quả sẽ đã sử dụng các chính sách kế toán, các giao địch dẫn đến không phản ánh đúng lợi nhuận thực kinh tế nhằm thổi phồng lợi nhuận, che giấu trong ngắn hạn, có tính chất tối đa hóa giá trị các khoản lỗ để phục vụ cho lợi ích cá nhân và doanh nghiệp mà nhà quản lý đã biết về chúng. những hành vi đó chính là hành vi QTLN. Hành vi QTLN có thể là mang lại lợi ích (cung Xuất phát từ vấn đề trên, hơn 30 năm qua cấp tín hiệu về giá trị trong dài hạn), nguy hại trên thế giới, có nhiều nghiên cứu về các mô (che giấu giá trị ngắn hạn hoặc dài hạn) hoặc hình nhận diện hành vi QTLN (Healy, 1985; trung tính (che giấu giá trị ngắn hạn hoặc dài Jones, 1991; Dechow, Sloan và Sweeney, 1995, hạn)”. Định nghĩa này không chỉ bao gồm hai Roychowhury, 2006…) cũng như đã có rất loại QTLN (QTLN thông qua việc lựa chọn nhiều nghiên cứu xem xét tác động của các đặc chính sách kế toán và QTLN thông qua các hoạt đặc điểm riêng lẻ quản trị công ty (QTCT) (quy động kinh tế) mà còn bao gồm cả các quyết định mô, tính độc lập, trình độ chuyên môn, tỷ lệ sở quản lý khác nhằm trình bày lợi nhuận khác với hữu, số lần họp,…) đến hành vi QTLN nhưng lợi nhuận thực sự theo hiểu biết của nhà quản kết quả các nghiên cứu rất khác nhau (Chtourou lý. Tuy nhiên, trong nghiên cứu này tác giả chỉ và cộng sự, 2001; Klein, 2002; Xie và cộng sự, đề cập đến hành vi QTLN thông qua việc lựa 2003, Abbott và cộng sự, 2004; Ebramhim, chọn chính sách kế toán qua các biến dồn tích. 2007; Teng Philip, Lin, 2011; Swasika, 2013; 2.2. Hội đồng quản trị Susanto và Pradipta, 2016…). Cùng xu thế đó, Carcello và cộng sự (2006) nhận định rằng tại Việt Nam, có khá nhiều nghiên cứu về đặc tính hiệu quả của quản trị công ty làm giảm điểm QTCT đến hành vi QTLN nhưng kết quả hành vi QTLN. Quản trị công ty của một đơn vị trong các nghiên cứu cũng không giống nhau có hiệu quả hay không phụ thuộc hoàn toàn vào 54
  3. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018 HĐQT và Ban kiểm soát (Alzoubi & Selamat, mô lớn thì sẽ hội tụ được rất nhiều thành viên 2012). HĐQT thay mặt các cổ đông trong có nhiều kinh nghiệm, nhiều kỹ năng nên sẽ công ty thực hiện vai trò giám sát hoạt động gia tăng chất lượng thông tin và hạn chế hành của người quản lý điều hành, ngăn ngừa xung vi QTLN. Trong khi đó, quy mô HĐQT quá đột lợi ích giữa cổ đông và ban điều hành, bảo lớn, có quá nhiều quan điểm nên phát sinh chi toàn vốn cho các cổ đông. Chính vì vậy HĐQT phí để giải quyết các xung đột cũng như quá không tham gia điều hành, can thiệp vào công lớn làm cho tổ chức bị rời rạc khó kiểm soát, việc hằng ngày của Ban giám đốc mà chỉ giám cũng như Abbott và cộng sự (2004) đề nghị quy sát, nêu ý kiến thông qua kế hoạch, chiến lược mô HĐQT nhỏ thì tốt hơn trong vai trò kiểm kinh doanh đã được thông qua bởi Đại hội đồng soát chất lượng BCTC tương đồng với đề nghị cổ đông. của Kao và Chen (2004), Carcello và cộng sự Fama và Jensen (1983) cho rằng HĐQT là (2006). đặc điểm quan trọng của cấu trúc QTCT và họ Thành viên độc lập trong HĐQT: Thành lập luận rằng thành lập một HĐQT hiệu quả viên độc lập có tiềm năng phát hiện hành vi phụ thuộc vào thành phần của nó. Do đó chức QTLN, đều này dẫn đến giảm mức độ QTLN khi năng giám sát của HĐQT đạt hiệu quả cao phụ có sự hiện diện của họ trong HĐQT (Peasnell thuộc vào quy mô, thành viên độc lập, trình độ và cộng sự, 2005; Shah và cộng sự, 2009;). chuyên môn, số lần họp (Abbott và cộng sự, Một số nghiên cứu thực nghiệm thừa nhận rằng 2004; Carcello và cộng sự, 2006; Chen & Zhou, những công ty có số lượng thành viên độc lập 2007; Ronen & Yaari, 2008). Tương đồng với càng nhiều thì mức dồn tích bất thường thấp một số nghiên cứu của Zahra & Pearce (1989); hay khó tồn tại hành vi QTLN như Beasley Alzoubi & Selamat (2012), cho rằng hiệu qủa (1996), Carcello và cộng sự (2002), Xie và của HĐQT phụ thuộc vào quy mô, thành viên cộng sự (2003), Peasnell (2005), Davidson và độc lập, trình độ chuyên môn và số lần họp cộng sự (2005), Niu (2006), Osma (2008),... trong năm của HĐQT. Đồng thời tại Việt Nam, Đồng thời, theo lý thuyết đại diện, thành viên Nghị định 71/2017/NĐ-CP đề cập đến quy chế độc lập có khả năng thực hiện vai trò giám sát QTCT theo thông lệ tốt thì HĐQT phải có các hoạt động của Ban giám đốc với hiệu quả rất đặc điểm: quy mô, chuyên môn, thành viên độc cao, nên kiểm soát tốt hành vi QTLN nên trong lập, số lần họp và sự không kiêm nhiệm hai nghiên cứu này tác giả cho rằng thành viên độc chức danh. lập hạn chế hành vi QTLN. Quy mô HĐQT: Persons (2006) cho rằng Chuyên môn tài chính kế toán1 của quy mô HĐQT gia tăng hiệu quả giám sát nhà HĐQT: HĐQT càng hiệu quả khi thành quản lý của HĐQT, cũng gia tăng hiệu quả hoạt 1 Nguyễn Trọng Nguyên (2015) người có trình độ động kinh doanh của doanh nghiệp. Quy mô CMTCKT là người có kiến thức về tài chính kế HĐQT càng lớn, sự đa dạng về kinh nghiệm, toán thỏa mãn 1 trong 3 điều kiện sau: (1) có bằng đa dạng về chuyên môn làm gia tăng chức năng cấp về kế toán; (2) có kinh nghiệm thực tế về công giám sát và có thể ngăn chặn hay hạn chế hành tác kế toán tài chính hay (3) bất kỳ kinh nghiệm vi QTLN hơn quy mô nhỏ (Soliman và Ragab, hoặc quá trình đào tạo có liên quan đến tài chính 2013; Daghsni và cộng sự, 2016) hay như Xie kế toán hay vị trí lãnh đạo chịu trách nhiệm giám và cộng sự (2003) lập luận rằng HĐQT với quy sát về tài chính, có chứng nhận kiểm toán viên hành nghề. 55
  4. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018 viên HĐQT có chuyên môn tài chính kế toán vậy phải tách biệt chức năng giám sát và chức (Carcello và cộng sự, 2002; Xie và cộng sự, năng điều hành (Weir và cộng sự, 2002) do đó 2003; Agrawal và Chadha, 2005). Bởi vì một tác giả cũng đồng quan điểm cho rằng chủ tịch trong các vai trò, của HĐQT là kiểm soát quá HĐQT phải tách biệt với chức danh giám độc trình lập báo cáo tài chính để công bố ra bên điều hành. ngoài cho công chúng. Đồng thời Abbadi và Chính vì vậy, tác giả cho rằng HĐQT hiệu cộng sự (2016) chứng minh thành viên HĐQT quả gồm 5 đặc điểm như trên và tác giả cho có chuyên môn tài chính kế toán làm hạn chế rằng HĐQT với các thành phần trên làm gia thấp nhất hành vi QTLN. Do đó tác giả cho tăng vai trò giám sát và hạn chế hành vi QTLN. rằng thành viên HĐQT có chuyên môn về tài Do đó giả thuyết nghiên cứu như sau: chính kế toán làm hạn chế hành vi QTLN. H1: Hội đồng quản trị hiệu quả có mối Tần suất họp của HĐQT: Một trong những tương quan ngược chiều với hành vi QTLN. trách nhiệm của HĐQT là tham gia vào họp đại 3. Phương pháp nghiên cứu hội cổ đông, họp HĐQT và nhận được các ý kiến Nghiên cứu sử dụng phương pháp định của cổ đông về hoạt động kinh doanh của công lượng để xem xét tác động của nhân tố HĐQT ty (Ronen và Yaari, 2008). Theo Ronen và Yaari đến hành vi QTLN với công cụ hỗ trợ phân tích (2008) cho rằng HĐQT họp thường xuyên thì là phần mềm Stata 12. hiệu quả giám sát của HĐQT gia tăng. Carcello 3.1. Dữ liệu và cộng sự (2002), Ebrahim (2007), Krishnan Mẫu dự kiến là 223 công ty sản xuất niêm và Visvanathan (2009) khi HĐQT họp càng yết trên HOSE và HNX trong giai đoạn 2012– nhiều cho thấy công ty có nhiều vấn đề cần giải 2016 sau khi loại bỏ các dữ liệu không đủ điều quyết nên phí kiểm toán càng cao, vì thế yêu kiện thì tổng quan sát là 290 của 58 công ty. cầu về mặt chất lượng cũng cao nên khả năng Mặc dù dữ liệu trên trang Vietstock.vn có thể thực hiện QTLN càng thấp. Do đó, tác giả đồng thu thập bất kỳ giai đoạn nào nhưng năm 2012 quan điểm HĐQT họp càng nhiều thì càng giảm Bộ Tài chính ban hành Thông tư số 121/TT- xung đột, gia tăng chất lượng báo cáo tài chính, BTC/2012 đề cập đến quy chế Quản trị công hạn chế hành vi QTLN. ty áp dụng cho các công ty niêm yết. Do đó từ Sự kiêm nhiệm của chủ tịch HĐQT: thời điểm năm 2012, thông tin công bố của các Nghiên cứu của Chaganti và cộng sự (1985) công ty niêm yết về quản trị công ty tương đối cho rằng HĐQT để đạt được hiệu quả giám đầy đủ và các công ty niêm yết cũng bắt buộc sát cao nhất thì chức năng phải độc lập, đó là áp dụng quy chế Quản trị công ty vào công ty chủ tịch HĐQT và giám đốc điều hành phải mình nên đây là thời điểm thích hợp nhất để thu là hai cá nhân độc lập. Đồng thời các nghiên thập dữ liệu cho nghiên cứu. Điểm cuối cùng cứu thực nghiệm cũng thừa nhận khi chủ tịch trong thời gian nghiên cứu là năm 2016 vì đây HĐQT kiêm nhiệm chức danh giám độc điều là năm tài chính cuối cùng được công bố thông hành hoặc tổng giám đốc thì vai trò giám sát tin bởi các công ty niêm yết tại thời điểm thực của HĐQT không đạt, gia tăng hành vi QTLN hiện nghiên cứu. (Klein, 2002; Gulzar và Wang, 2011; Nugroho 3.2. Mô hình nghiên cứu và Eko, 2011; Teng Philip, Lin, 2011, Soliman Một số nghiên cứu đã thừa nhận HĐQT và Ragab, 2013; Daghsni và cộng sự, 2016). Vì hiệu quả làm gia tăng vai trò giám sát và hạn 56
  5. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018 chế hành vi QTLN (Abbott và cộng sự 2004; (HĐQT) và 6 biến kiểm soát (Quy mô công ty, Alzoubi & Selamat, 2012). Nghiên cứu này Hệ số nợ, Dòng tiền thuần từ hoạt động kinh muốn tìm kiếm bằng chứng chứng minh nhân doanh, Kiểm toán độc lập, Sở hữu Nhà nước, tố tổng hợp HĐQT tác động đến hành vi QTLN Thu nhập bình quân 1 cổ phiếu). nên mô hình hồi quy gồm có 1 biến độc lập DAit = α0 + β1iHĐQT+ β2iSize + β3iLev + β4iCFO+ β5iAudit + β6iOwner + β7iEPS + ε 3.3. Đo lường biến ty sản xuất niêm yết và mô hình này là mô hình Biến phụ thuộc là dồn tích bất thường gốc cũng như ban đầu thiết kế để nhận diện (DA) đại diện QTLN được đo lường theo mô hành vi QTLN các ngành công nghiệp sản suất. hình Jones (1991). Mô hình Jones (1991) được Trước tiên, để tính các tham số αi, β1i, β2itác sử dụng vì dữ liệu trong nghiên cứu là các công giả tiến hành hồi quy: TAit  1   ∆REVit   PPEit  =α i   + β1i   + β 2i   + ε it Ait −1  Ait − 1   Ait −1   Ait −1  Sau đó, thế các tham số αi, β1i, β2i vừa tính toán được để xác định dồn tích không điều chỉnh vào: NDAit  1   ∆REVit   PPEit  =αi   + β1i   + β 2i   Ait  Ait − 1   Ait −1   Ait −1  Cuối cùng tính toán được DA = TA – NDA (trong đó DA là dồn tích bất thường, NDA dồn bình thường, TA là tổng dồn tích). A: tổng tài sản ∆REV: chênh lệch doanh thu kỳ này và kỳ trước PPE: Nguyên giá tài sản cố định hữu hình Đo lường biến độc lập và biến kiểm soát thành viên có chuyên môn về tài chính kế toán, Biến độc lập HĐQT là biến tổng hợp của ngược lại là 0. năm đặc điểm với các đặc điểm có trọng số + Số lần họp là biến nhị phân nhận giá trị bằng nhau. Theo như nghiên cứu của Nguyen là 1 nếu số lần họp của HĐQT lớn hơn giá trị (2017), tác giả đo lường biến HĐQT là biến liên trung bình của mẫu nghiên cứu, ngược lại là 0. tục nhận giá trị từ 0 đến 5 và HĐQT có giá trị + Kiêm nhiệm hai chức danh là biến nhị càng lớn thì càng hiệu quả, cụ thể: phân nhận giá trị là 1 nếu chủ tịch HĐQT tách + Quy mô HĐQT là biến nhị phân nhận giá biệt với chức danh GĐĐH, ngược lại là 0. trị là 1 nếu số lượng thành viên HĐQT nhỏ hơn Biến kiểm soát Quy mô công ty (Size), theo nghiên cứu của giá trị TB của mẫu nghiên cứu (Carcello và Sirat (2012), Akbari (2013); Soliman và Ragab cộng sự 2006). (2013) cho thấy quy mô công ty có tác động + Tỷ lệ thành viên độc lập là biến nhị phân ngược chiều đến hành vi QTLN và nghiên cứu nhận giá trị là 1 nếu tỷ lệ thành viên độc lập tối này cũng đồng thuận với quan điểm trên. Biến thiểu là 1/3 tổng số thành viên, ngược lại là 0. Size đo lường theo log cơ số 10 của tổng tài sản. + Chuyên môn của HĐQT là biến nhị phân Dòng tiền HĐKD (CFO), Nghiên cứu của nhận giá trị là 1 nếu trong HĐQT có ít nhất một Moradi và cộng sự (2012), Peasnell và cộng 57
  6. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018 sự (2005), Bowen và cộng sự (2008) cho rằng Thu nhập bình quân một cổ phiếu (EPS), dòng tiền hoạt động kinh doanh làm hạn chế Jordan và cộng sự (2010) Ohlson (1995) cho hành vi QTLN và trong nghiên cứu này CFO có rằng EPS làm gia tăng mức độ QTLN. Do đó, tác thể làm hạn chế hành vi QTLN. được đo lường giả cho rằng các công ty có thu nhập bình quân bằng CFO/tổng tài sản. cổ phiếu càng lớn càng gia tăng hành vi QTLN. Sở hữu Nhà nước (OWNER): Chen và Công ty kiểm toán (AUDIT), nghiên cứu cộng sự (2010) cho rằng các doanh nghiệp sở của Xie và cộng sự (2003), Chen và cộng sự hữu vốn Nhà nước thì nhà quản lý có chế độ (2005) đã thừa nhận các công ty được kiểm lương thưởng bằng nhiều mục tiêu chính trị, xã toán bởi Big4 thì hạn chế hành vi QTLN. Đo hội ngoài đảm bảo kết quả hoạt động (Fan và đó trong nghiên cứu thì biến AUDIT là biến nhị phân nhận giá trị là 1 được kiểm toán bởi Big 4 cộng sự, 2007) nên ít thực hiện hành vi QTLN. hoặc ngược lại là 0. Do đó tác giả cho rằng sở hữu Nhà nước làm 4. Kết quả nghiên cứu giảm hành vi QTLN. Đầu tiên, để nhận định sơ bộ về dữ liệu của Hệ số nợ (LEV), Một số nghiên cứu cho mô hình hồi quy, nghiên cứu thực hiện thống rằng sử dụng hệ số nợ thúc đẩy doanh nghiệp kê mô tả. Theo kết quả Bảng 1 và Bảng 2 cho làm việc hiệu quả hơn, hạn chế hành vi QTLN thấy tại các công ty sản xuất niêm yết có tồn tại (Naz và cộng sự, 2011; Zamri và cộng sự, hành vi QTLN với mức giảm QTLN thấp nhất 2013). Vì vậy, tác giả ủng hộ quan điểm cho 59,23% so với tài sản đầu năm và mức tăng rằng nợ càng cao thì mức độ QTLN càng giảm QTLN cao nhất 62,12% so với tài sản đầu năm. và trong nghiên cứu tác giả sử dụng hệ số nợ là Các kết quả thống kê khác cũng được thể hiện hệ số giữa tổng nợ phải trả trên tổng tài sản. chi tiết trong các bảng 1 và bảng 2. Bảng 1. Thống kê mô tả biến định lượng Biến Quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Min Max DA 290 -5.98E-08 0.1240457 -0.5923 0.621249 BD 290 3.137931 0.8370379 1 5 SIZE 290 11.90081 0.6159699 10.2653 13.52149 LEV 290 0.465089 0.2140799 0.04723 0.966925 CFO 290 0.092771 0.1364729 -0.3903 1.189263 EPS 290 2708.591 2807.05 -10332 13796 Nguồn: Tác giả xử lý thông qua phần mềm stata 12 Bảng 2. Thống kê mô tả biến định tính Để mô hình hồi quy đủ giá trị dự đoán, Biến Tần suất Tỷ lệ (%) Tổng (%) nghiên cứu tiến hành kiểm định mối tương quan Audit       giữa các biến và hiện tượng đa cộng tuyến, kết 0 212 73,1 73,1 quả thể hiện Bảng 3 cho thấy các biến trong 1 78 26,9 100 mô hình hồi quy không có mối tương quan mật Owner thiết (hệ số tương quan < 0.8) và không bị hiện 0 213 73,45 73,45 tượng đa cộng tuyến (Vif < 10). 1 77 26,55 100 Nguồn: Tác giả xử lý thông qua phần mềm stata 12 58
  7. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018 Bảng 3. Kiểm định mối tương quan giữa các biến và hiện tượng đa cộng tuyến Biến DA BD SIZE LEV CFO EPS AUDIT OWNER VIF DA 1                 BD -0.1184 1             1.02 SIZE 0.0561 -0.0085 1           1.75 LEV -0.0532 0.0724 0.1983 1         1.32 CFO -0.7729 0.0333 0.0156 -0.206 1       1.06 EPS 0.1855 -0.025 0.2344 -0.284 0.1341 1     1.21 AUDIT 0.0543 -0.09 0.5625 -0.139 0.0771 0.2704 1   1.64 OWNER -0.0985 -0.0776 -0.109 0.026 0.019 -0.0408 -0.048 1 1.02 Mean vif                 1.29 Nguồn: Tác giả xử lý thông qua phần mềm stata 12 Ngoài ra, để căn cứ vào mô hình hồi quy để Cuối cùng, sau khi thực hiện các kiểm định biện luận thì nghiên cứu tiến hành kiểm định F, kiểm định LM, kiểm định Hausman thì mô phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương hình ước lượng bình phương bé nhất OLS là mô quan. Nghiên cứu sử dụng hai kiểm định White hình ước lượng tốt nhất và để khắc phục hiện và kiểm định Woolridge với kết quả lần lượt phương sai thay đổi, nghiên cứu tiến hành hồi Prob > chi2 = 0.000 và Prob > F = 0.1601 có quy Pooled OLS robust với kết quả: nghĩa là mô hình có phương sai thay đổi và không tồn tại hiện tượng tự tương quan. Bảng 4. Hồi quy theo phương pháp bình phương bé nhất OLS -robust DA Coef. Robust -Std. Err. T P>t [95% Conf. Interval] BD -0.0099492 0.0048009 -2.07 0.039** -0.019399 -0.004987 SIZE -0.032366 0.018733 -1.73 0.085* -0.06924 0.00451 LEV -0.042989 0.031485 -1.37 0.173 -0.104968 0.018989 CFO -0.780287 0.094122 -8.27 0.000*** -0.965565 -0.595008 EPS 7.50e-06 3.38e-06 2.22 0.027** 8.42e-07 0.000014 AUDIT -0.001673 0.0112573 -0.15 0.892 -0.023833 0.0204861 OWNER -0.0177157 0.0091644 -1.93 0.054*** -0.035755 0.0003242 HẰNG SỐ 0.08205 0.1227241 0.07 0.947 -0.233374 0.249784 Với: *; **; *** tại mức ý nghĩa 10%;5% và 1%; biến phụ thuộc là DA theo mô hình Jones (1991). Hệ số R2: 71,67%; n = 290 quan sát; F (8,281) = 13.93; Prob > F = 0.000. Nguồn: Tác giả xử lý thông qua phần mềm stata 12 Với kết quả hồi quy tại B 4 cho thấy: biến mô hình đủ độ tin cậy để ước lượng và biện luận độc lập (HĐQT) và 6 biến kiểm soát giải thích kết quả. được 71,67% sự biến thiên của biến DA có nghĩa Biến HĐQT (BD) có mối tương quan ngược là sự thay đổi của biến dồn tích bất thường đại chiều với DA và có ý nghĩa với độ tin cậy 95%. diện hành vi QTLN được giải thích bởi 71.67% Có nghĩa HĐQT hiệu quả làm gia tăng vai trò sự thay đổi của biến độc lập và biến kiểm soát. giám sát và hạn chế hành vi QTLN làm gia tăng Đồng thời với hệ số Prob > F = 0.000 có nghĩa chất lượng báo cáo tài chính. Kết quả này ủng 59
  8. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018 hộ lý thuyết đại diện cho rằng hiệu quả của của Peasnell và cộng sự (2005); Bowen và cộng HĐQT làm giảm mâu thuẫn giữa chủ sở hữu sự (2008); Moradi và cộng sự (2012). và các nhà quản lý, phù hợp với nhận định của Biến kiểm soát EPS: Với hệ số Carcello và cộng sự (2006), ủng hộ theo quan Coef = 7.50e - 06, P-value = 0.027 có nghĩa là điểm của lý thuyết tới hạn (critical mass theory) biến EPS có tác động ngược chiều với QTLN Granovetter (1978) nhận định một sự thay đổi và có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1%. Tuy nhỏ của các yếu tố trong tổng thể sẽ làm cho nhiên mức độ tác động rất nhỏ, có thể là xem tổng thể thay đổi rất lớn. Đồng thời kết quả này không đáng kể và không phù hợp với nhận định ủng hộ lý thuyết phụ thuộc nguồn lực cho rằng của Olhson (1995); Jordan và cộng sự (2010). HĐQT khi đạt đầy đủ các yêu cầu về nguồn Biến kiểm soát OWNER: Với lực (thành viên độc lập, số lượng thành viên, Coef = - 0.0177157, P-value = 0.041, có nghĩa chuyên môn tài chính kế toán, sự kiêm nhiệm biến OWNER có tác động ngược chiều với và số lần họp) thì gia tăng hiệu quả hoạt động hành vi QTLN tại mức ý nghĩa 5%, hay những giám sát, hạn chế hành vi QTLN, tương đồng công ty có sở hữu Nhà nước càng lớn thì hành với nhận định HĐQT đa dạng về cơ cấu và chức vi QTLN càng thấp, phù hợp với nhận định của năng làm gia tăng chất lượng báo cáo tài chính Teng (2011) Hoang và cộng sự (2014); Essa và (Hoang, 2014) hay phù hợp với kết quả nghiên cộng sự (2016). cứu của Carcello và cộng sự (2006) khi cho Đồng thời, kết quả nghiên cứu cũng không rằng QTCT mạnh làm giảm hành vi QTLN, gia tìm thấy bằng chứng biến hệ số nợ, biến công ty tăng chất lượng thông tin trên báo cáo tài chính. kiểm toán (Audit) tác động đến hành vi QTLN Biến kiểm soát SIZE: Với hệ số tại mức ý nghĩa 5%. Coef = - 0.032366 và P value = 0.085, thể hiện Kết luận và đóng góp của nghiên cứu quy mô công ty có mối tương quan ngược chiều Thông qua kết quả hồi quy, nghiên cứu đã với hành vi QTLN và có ý nghĩa tại mức ý nghĩa cung cấp bằng chứng đáng tin cậy khi thừa nhận 10%. Kết quả nghiên cứu này phù hợp phù hợp HĐQT hiệu quả với năm đặc điểm tính độc lập, với lý thuyết tín hiệu và lý thuyết các bên có quy mô, trình độ chuyên môn tài chính kế toán, liên quan và đồng quan điểm trong các nghiên số lần họp và sự không kiêm nhiệm làm hạn cứu Sirat (2012), Akbari (2013); Soliman và chế hành vi QTLN. Đồng thời kết quả nghiên Ragab (2013). cứu cũng cung cấp bằng chứng cho rằng hệ số Biến kiểm soát CFO: Với hệ số nợ, dòng tiền thuần từ hoạt động kinh doanh, sở Coef = - 0.780287, P-value = 0.000 có nghĩa hữu Nhà nước, làm hạn chế hành vi QTLN và biến CFO làm hạn chế hành vi QTLN tại mức ý thu nhập bình quân cổ phiếu làm gia tăng hành nghĩa 1%. Kết quả nghiên cứu ủng hộ lý thuyết vi QTLN. Ngoài ra nghiên cứu không tìm thấy tín hiệu và được lý giải khi doanh nghiệp có bằng chứng về tác động của hệ số nợ, công ty dòng tiền từ hoạt động kinh doanh lớn sẽ rất kiểm toán đến QTLN. thận trọng trong việc thực hiện các chính sách Căn cứ vào kết quả nghiên cứu đã cung có thể ảnh hưởng đến uy tín, giá trị công ty cấp bằng chứng cho thấy lý thuyết đại diện, lý trong tương lai nên công ty có xu hướng hạn thuyết hành vi, lý thuyết tín hiệu là cơ sở giải chế hành vi QTLN và phù hợp với nhận định thích cho việc cần phải thiết lập cơ chế giám sát 60
  9. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018 NQL điển hình là HĐQT để giảm thiểu xung cứu cung cấp cơ sở cho các công ty sản xuất đột lợi ích, giảm tình trạng thông tin bất cân niêm yết thấy được vai trò của quản trị công ty xứng giữa nhà quản lý và cổ đông. Đồng thời hiệu quả trong việc gia tăng chất lượng báo cáo cũng đóng góp bằng chứng cho thấy lý thuyết tài chính, hạn chế hành vi QTLN, để tiến hành phụ thuộc nguồn lực là cơ sở giải thích yêu cầu xây dựng cơ cấu HĐQT theo đúng quy chế các thành phần của HĐQT phải có các đặc điểm Quản trị công ty đã được ban hành theo Nghị cần thiết như số lượng thành viên, thành viên định 71/2017/NĐ-CP trên tinh thần tự nguyện độc lập, trình độ chuyên môn, số lần họp, sự từ đó hoàn thiện hệ thống quản trị công ty để trở không kiêm nhiệm thì HĐQT đạt hiệu quả, thực thành một quản trị công ty hiệu quả. Ngoài ra, hiện tốt vai trò giám sát hoạt động điều hành của nghiên cứu cũng đóng góp công cụ hữu ích cho các nhà quản lý, giảm xung đột lợi ích, hạn chế công ty kiểm toán, kiểm toán viên và nhà đầu hành vi QTLN. Do đó, nghiên cứu này đã đóng tư trong việc nhận định sơ bộ về hành vi QTLN góp vào kho tàng tri thức khoa học về nhân tố thông qua đánh giá nhân tố tổng hợp HĐQT, tổng hợp HĐQT tác động đến hành vi QTLN, từ đó phục vụ cho lập kế hoạch kiểm toán hiệu làm nền tảng lý luận vững chắc cho các nghiên quả, hạn chế rủi ro kiểm toán cũng như ra các cứu khác trong tương lai về mảng nghiên cứu quyết định phù hợp. quản trị công ty và QTLN. Đồng thời, nghiên Tài liệu tham khảo Tiếng Việt Bùi Văn Dương và Ngô Hoàng Điệp, (2017). Đặc điểm Hội đồng quản trị và hành vi QTLN của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Tạp chí khoa học Đại học Mở Tp. Hồ Chí Minh, 54(3), 2017. Nguyễn Thị Phương Hồng, (2016). Các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng báo cáo tài chính của công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán – Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam. Luận án tiến sĩ kinh tế, trường Đại học Kinh tế Tp. Hồ Chí Minh. Nguyễn Trọng Nguyên (2015). Tác động của quản trị công ty đến chất lượng thông tin báo cáo tài chính tại các công ty niêm yết ở Việt Nam. Luận án tiến sỹ kinh tế. Tiếng Anh Abbott, J.L, Parker.s, Peters, F.G., (2004). Audit committee, Characteristics and restatement. A journal of Practice & Theory, Vol. 23, No. 1, p. 69 – 87. Agrawal, A., & Chadha, S., (2005). Corporate governance and accounting scandals. Journal of Law and Economics, 48(2), p. 371 -406. Alzoubi, E.S.S., Selamat, M. H. (2012). The effectiveness of Corporate Governance mechanisms on constraining earnings management: Literature review and procced framework. International Journal of Global Business, 5(1), 17 -35. Alzoubi, E. S. S., (2016). Audit quality and earnings management. Journal of Applied accounting Research, Vol 7, Iss 2. Akbari, M.A (2013). Impact of firm size and capital structure on Earnings management: Evidence from Iran. World of Sciences Journal. Vol. 1, No 17, p. 59 -71. 61
  10. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018 Beasley, Mark S.(1996). An empirical analysis of the relation between the board of director composition and financial statement fraud. The Accounting Review, Vol. 71, p.443 -465. Bowen, R. M.; Rajgopal, S. and Venkatuchalam, M., (2008). Accounting Discretion, Corporate Governance and Firm Performance. Contemporary Accounting Research, Vol 25, No 2, p. 351 – 405. Carcello, J.V., Hermanson, D.R., Neal, T.L., and Riley, R.A., (2002). Board characteristics and Audit free. Contemporary Accounting Research, 19(3), 365 -384. Carcello, J.V., Klein, A., and Neal, T.L., (2006). Audit committee Financial expertise competing Corporate governance Mechanisms, and earnings management. Available at SSRN:  https:// ssrn.com/abstract=887512 or http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.887512. Chaganti, R.S., Mahajan, V. and Sharma, S., (1985). Corporate board size, composition and corporate failures in relating industry. Journal of management Studies, 22(4): 400 – 417. Chen, K.Y., & Zhou,J. (2007). Audit Committee, Board Characteristics and auditor Swich Dicisions by Andersen’s Clients. Contemporary Accounting research, 24(4), 1085- 1117. Chen, K. Y.; Lin, K. L. and Zhou, J. (2005). Audit quality and earnings management for Taiwan IPO Firms. Managerial Auditing Journal, Vol 20, No 1, P 86 - 104. Chtourou, S.M; Bédard, J. and Courteau, L. (2001). Corporate Governance and Earnings Management. http:/SSRN.com/abstract = 275053. Daghsni, 0., Zouhayer, M., and Mbarek, K.B.H., (2016). Earnings management and Board characteristics: evidence from French listed Firms. Accounting and Financial management Journal, Vol. 1, Issue 2, 92 -100. (Doi: 10.1234.67/afmj 1009). Davidson, R., Goodwin – Stewart, J., & Kent, P. (2005). Internal governance structures and earnings management. Accounting & Finance, 45(2), p. 241 – 267. Dechow, P. M., Sloan, R. and Sweeney, A.P., (1995). Detecting earnings management. The Accounting Review. Vol.70, p.193-225. Dhaliwal, D., Naiker, V. and Navissi, F. (2010). The association between accruals quality and the characteristics of Accounting experts and Mix of Expertise on Audit committees. Contemporary Accounting Research, Vol.27, no.3, p. 787 – 827. Ebrahim (2007). Earnings management and board activity: an additional evidence. w.w.w emerald in sight.com/1475-7702.html. Essa, S., Kabir, R., Nguyen, H.T., (2016). Does Corporate Governance affect Earnings Management? Evidence from Vietnam. Fama. E.F and M.C Jensen (1983). The separation of Ownership and control, The Journal of Law and Economics, 26 (June), p.301-325. Granovetter, M., (1978). Threshold models of collective behavior. American Journal of Sociology, Vol 83, pp. 1420 – 1443. Gulzar, M.A & Wang, Z., (2011). Corporate Governance Characteristics and Earnings Management: Empirical Evidence from Chinese Listed Firms. International Journal of Accounting and Finacial Reporting, Vol 1, N.01. 62
  11. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018 Healy, P.M. (1985). The effect of bonus schems on accounting decisions. Journal of Accounting and Economics, Vol.7, No.1-3: 85-107. Hoang, C.T, (2014). Board Diversity, Earnings quality and corporate social Disclosure: evidence from Vietnamese Listed firm. University of Wollongong Thesis Collection, 1954 -2016. Hoang, C.T., Abeysekera, I., Ma, S., (2014). State ownership and earnings management: empirical evidence from Vietnamese listed firms. ICFE, 2014, The international conference in finance and economics. Jelinek, K. (2007). The Effect of Leverage Increases on Earnings Management. Journal of Business & Economic Studies, 13(2), p.24-46. Jensen, M.C (1986). Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance and Takeovers. American Economics Review, 76(2), p.323-329. Jones, J. J. (1991). Earnings management during import relief investigation. Journal of Accounting Research, Vol.29, p.193-228. Jordan, C.E.; Clark, S.J., and Hames, C.C., (2010) The impact of audit quality on earnings management to achieve user reference points in EPS. The journal of applied Business Research, Vol. 26, pp. 19-30. Kao, L., and Chen, A. (2004). The Effects of Board Characteristics on Earnings Management. Corporate Ownership & Control. Australasian Accounting, Business and Finance Journal, Vol. 1. No.3. Pp: 96-107. Klein, A. (2002). Audit Committee, Board of Director Characteristics, and Earnings Management. Law & Economics reserch paper series working paper, No 06-42. Krishnan, G.V, & Visvanathan, G., (2008). Does the SOX Definition of an Accounting Expert Matter? The association between Audit committee Directors’ Accounting Expertise and Accounting Conservatism. Contemporary Accounting Research, 25(3), p. 827- 858. Naz,I; Bhatti, K.;Ghafoor, A., Khao, H.H, (2011). Impact of firm size and capital structure on Earnings Management, evidence from Pakistan. International Journal of contemporary Business studies, Vol. 2, N 12, p 22 -31. Nguyen, T.M.N, (2017). Earnings management: detection, application and contagion. Doctor of philosophy Thesis, University of Kent. Moradi, M. et al., (2012), A Study of Relationship between Board Characteristics and Earning Management: Iranian Scenario, Universal Journal of Management and Social Sciences, Vol.2, No.3. Ohlson, J. (1995). Earning, Book values and Dividends in Equity Valuation. Contemporary Accounting Reasearch, Vol. 11, No.2, p 661 – 687. Osma, B.G. (2008). Board Independence and real Earnings Management: The case of R &D Expenditure. Corporate governance: An international Review, vol.3, p. 231 - 260. Peasnell, K.V, Pope, P.F, and Young, S. (2005). Board monitoring and Earnings Management: Do outside Directors Influence Abnormal Accruals? Journal of Business Finance and Accounting, Vol.32, p.1131 – 1346. 63
  12. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018 Persons, O.S., (2006). Corporate governance and Non – Financial Reporting Fraud. The journal of Business and economic studies, Spring 2006, 12;1 Proquest central, P. 27. Ronen, J &Yaari (2008). Earnings management: Emerging insights in theory. Practice and research. (vol.3) NewYork: springer. Xie, B., Davidson, W. and Dadalt, P. (2003). Earnings Management and Corporate governance: The role of the Board and the Audit Committee. Journal of Corporate Finance, vol.9, p. 295 - 316. Shah, S., Nousheen, Z., and Tahir, D. (2009). Board Composition and Earnings Management an Empirical Evidence from Pakistani listed companies. Middle Eastern Finance and Economics, Vol. 3, p. 28 -38. Shleifer, A. and Vishny, R.W. (1997). A survey of corporate governance. The Journal of finance, 52 (2), p. 737 -783. Sirat, H.,(2012). Corporate governance practices, Share ownership Structure and size on earnings management. Jounal of economics, Business and Accountancy Ventura Accreditation, Vol 15, No.1, pp. 145 -156. Soliman, M. M, and Ragab, A. A. (2013). Board of Director’s Attributes and Earning Management: Evidencefrom Egypt. International Business and Social Sciences Research, Conference 3 – 4 January 2013. Swastika, D. L. T., (2013). Corporate Governance, Firm Size, and Earning Management: Evidence in Indonesia Stock Exchange. Journal of Business and Management, Vol. 10, P. 77-82. Teng Philip, Lin (2011). Corporate governance mechanisms and earnings management in transitional countries – evidence from Chinese listed firms. PhD Thesis, Queensland University of Technology. Wang, L., and Yung, K., (2011). Do State Enterprises Manage Earnings More than Privately Owned Firms? The Case of China. Journal of Business Finance & Accounting, 38 (7-8): 794–812. Waweru, N.M; Riro, G. K (2013). Corporate governance, Firm characteristics and Earnings Management in an Emerging economy. Jamar, Vol. 11, p. 43 – 64. Weir, C. Laing, D., and McKnight, P.J. (2002). Internal and external governance Mechanisms: Their impact on the performance of large UK public companies. Journal of Business Finance & Accounting, Vol. 29, No. 5, p. 579 -611. Zamri, N, Rahman R. A, and Iya. N.S.M (2013). The impact of leverage on real earnings management. Procedia Economics and Finance, Vol.7, 86-95. 64

Download

capchaimage
Xem thêm
Thông tin phản hồi của bạn
Hủy bỏ