Đặc điểm hội đồng quản trị và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam

Nội dung text: Đặc điểm hội đồng quản trị và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam

1. đặc điểm Hội đồng quản trị và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam ĐẶC ĐIỂM HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ VÀ QUẢN TRỊ LỢI NHUẬN: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM Ngô Nhật Phương Diễm* TÓM TẮT Nghiên cứu này nhằm đánh giá tác động Đồng thời kết quả nghiên cứu chưa tìm thấy của quản trị công ty thông qua đặc điểm của bằng chứng chứng minh mối tương quan giữa hội đồng quản trị đến hành vi quản trị lợi quy mô hội đồng quản trị, tần suất họp và sự nhuận của các công ty sản xuất niêm yết tại kiêm nhiệm hai chức danh đến hành vi quản Việt Nam. Nghiên cứu sử dụng mô hình Jones trị lợi nhuận. Ngoài ra, thông qua kết quả (1991) đo lường dồn tích có điều chỉnh đại nghiên cứu, tác giả cũng đề xuất một số hàm ý diện cho hành vi quản trị lợi nhuận. Kết quả chính sách nhằm nâng cao chất lượng báo cáo hồi quy cho thấy hai đặc điểm của hội đồng tài chính và hạn chế hành vi quản trị lợi nhuận quản trị có tác động ngược chiều với hành vi tại các công ty sản xuất niêm yết ở Việt Nam. quản trị lợi nhuận là thành viên độc lập và Từ khóa: Hội đồng quản trị, hành vi quản thành viên có chuyên môn về tài chính kế toán. trị lợi nhuận, quản trị công ty BOARD OF DIRECTORS AND EARNINGS MANAGEMENT: EVIDENCE FROM VIETNAM ABSTRACT This study aims to assess the impact the same time, research results have not found of corporate governance through the evidence about the relationship among the characteristics of the board of directors board size, frequency of meetings and the CEO to earnings management its of listed duality affect to the earnings management manufacturing companies in Vietnam. The behavior. In addition, the results of the study used models Jones (1991) which study, the authors also suggest some policy measuring discretionary accruals represents implications in order to enhance the quality of the earnings management. The regression financial reporting and constraints earnings results show that two features of the board management at manufacturing companies have the opposite effect earnings management listed in Vietnam such as independent members and members Keynote: Board of directors, earnings with expertise in finance and accounting. At management, corporate governance * Th.S. Giảng viên trường Đại Học Tài Chính-Marketing, ĐT: 0914308588; Email: ngodiem@ufm.edu.vn 85
2. Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật 1. GIỚI THIỆU Ngô Hoàng Điệp, 2017; Trần Thị Giang Tân Những Scandals về gian lận số liệu kế và Trương Thị Thùy Dương, 2016 ) nhưng toán đã gây chấn động thế giới tài chính về chưa có nghiên cứu nào xem xét tác động đặc mức độ tác động của chúng đến xã hội như điểm QTCT đến hành vi QTLN đối với dữ Enron, Worldcom, Xerox Enron – tập đoàn liệu là các công ty sản xuất niêm yết. Trong năng lượng toàn cầu, được Fortune xếp hạng khi đó, theo thông tin từ trang tổng cục thống là “công ty sáng tạo nhất nước Mỹ”- nộp đơn kê năm 2018, cho thấy trong tổng GDP (tổng xin phá sản năm 2001, trở thành vụ phá sản giá trị sản phẩm quốc dân) quý 1 năm 2018 lớn nhất vào thời điểm đó với thiệt hại khoảng tăng 7,38% so với cùng kỳ năm trước, trong 70 tỷ USD cho nhà đầu tư với giá cổ phiếu từ đó khu vực công nghiệp sản xuất tăng 9,7% 90 USD lao dốc không phanh với chưa được đóng góp 3.39 điểm và là khu vực đóng góp 1 USD cho một cổ phiếu và hơn 80.000 nhân cao nhất và mức tăng cao nhất trong các khu viên mất việc làm đã khiến thị trường tài chính vực khác. Điều đó cho thấy vai trò của công thế giới chao đảo. Gần năm sau Worldcom phá ty sản xuất đối với sự phát triển của nền kinh sản với tổng thiệt hại gần gấp đôi Enron, như tế rất lớn nhưng cũng là ngành có chất lượng gây thiệt hại cho các cổ đông 180 tỷ USD, kinh BCTC thấp nhất (Nguyễn Thị Phương Hồng, tế Mỹ thiệt hại khoảng 10 tỷ USD và 20.000 2016). nhân viên mất việc. Đặc biệt, những vụ phá Với tất cả những vấn đề trên, nghiên cứu sản đó đều chung một lý do là nhà quản lý với này thực hiện nhằm đánh giá tác động của quyền lực của mình đã sử dụng các chính sách QTCT thông qua đặc điểm hội đồng quản trị kế toán, các giao địch kinh tế nhằm thổi phồng đến hành vi QTLN của các công ty sản xuất lợi nhuận, che giấu các khoản lỗ để phục vụ niêm yết để từ đó có các đề xuất nhằm hạn cho lợi ích cá nhân và những hành vi đó chính chế hành vi QTLN và nâng cao chất lượng là hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN). BCTC. Xuất phát từ vấn đề trên, hơn 30 năm qua trên thế giới, có nhiều nghiên cứu về các mô 2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT hình nhận diện hành vi QTLN (Healy, 1985; 2.1. Hành vi quản trị lợi nhuận Jones, 1991; Dechow, Sloan và Sweeney, Theo Ronen và Yaari (2008), QTLN là 1995, Kothari và cộng sự, 2005; ) cũng như “là tập hợp các quyết định quản lý mà kết đã có rất nhiều nghiên cứu xem xét tác động quả sẽ dẫn đến không phản ánh đúng lợi của các đặc điểm riêng lẻ QTCT (quy mô, tính nhuận thực trong ngắn hạn, có tính chất tối độc lập, trình độ chuyên môn, tỷ lệ sở hữu, đa hóa giá trị doanh nghiệp mà NQL đã biết số lần họp ) đến hành vi QTLN (Chtourou về chúng. Hành vi QTLN có thể là mang lại và Bédard, 2001; Klein, 2002; Xie và cộng lợi ích (cung cấp tín hiệu về giá trị trong dài sự, 2003, Abbott và cộng sự, 2004; Osma, hạn), nguy hại (che giấu giá trị ngắn hạn 2008; Teng Philip, Lin, 2011; Swasika, 2013; hoặc dài hạn) hoặc trung tính (che giấu giá Susanto và Pradipta, 2016 ). trị ngắn hạn hoặc dài hạn)”. Định nghĩa này Tại Việt Nam, có khá nhiều nghiên cứu không chỉ bao gồm hai loại QTLN (QTLN sử dụng dữ liệu của các công ty niêm yết để thông qua việc lựa chọn chính sách kế toán và xem xét tác động của các đặc điểm QTCT QTLN thông qua các hoạt động kinh tế) mà đến hành vi QTLN như (Bùi Văn Dương và còn bao gồm cả các quyết định quản lý khác 86
3. đặc điểm Hội đồng quản trị và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam y nhằm trình bày lợi nhuận khác với lợi nhuận y Giả thuyết H1: Quy mô HĐQT có mối thực sự theo hiểu biết của NQL. Tuy nhiên tương quan ngược chiều với hành vi QTLN trong nghiên cứu này tác giả chỉ đề cập đến Sự kiêm nhiệm của chủ tịch HĐQT có hành vi QTLN thông qua việc lựa chọn chính nghĩa là chủ tịch HĐQT giữ thêm chức danh sách kế toán qua các biến dồn tích. GĐ/ TGĐ/GĐĐH. HĐQT được thành lập để 2.2. Vai trò của hội đồng quản trị thực hiện vai trò giám sát, kiểm tra NQL, bảo vệ quyền lợi cho cổ đông nên một số quốc gia Fama (1980); Fama và Jensen (1983) cho Luật quản trị công ty không chấp nhận sự kiêm rằng HĐQT là đặc điểm quan trọng của cấu nhiệm của HĐQT. Dechow và cộng sự (1996) trúc QTCTvà họ lập luận rằng thành lập một đã cung cấp một bằng chứng quan trọng khi HĐQT hiệu quả phụ thuộc vào thành phần của chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm chức năng giám nó. Để ra các quyết định của mình, các cổ đông đốc điều hành có xu hướng vi phạm luật kế hoàn toàn dựa vào thông tin trên BCTC, do đó toán, phát sinh xung đột lợi ích và gây ra rủi họ hoàn toàn phụ thuộc vào hoạt động giám ro kinh doanh. Đồng thời các nghiên cứu cũng sát của HĐQT đối với NQL và vì thế hiệu quả thừa nhận khi chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm giám sát của HĐQT càng cao thì chất lượng chức danh GĐĐH/TGĐ thì vai trò giám sát báo cáo tài chính (BCTC) càng cao (Abbott và của HĐQT không đạt, gia tăng hành vi QTLN cộng sự 2003). Một số nghiên cứu của Zahra& (Klein, 2002; Gulzar và Wang, 2011; Teng Pearce (1898); Alzoubi & Selamat (2012), Philip, Lin , 2011, Soliman và Ragab, 2013; cho rằng hiệu qủa của HĐQT phụ thuộc vào Daghsni và cộng sự, 2016). số lượng thành viên độc lập, quy mô HĐQT, y trình độ chuyên môn và số lần họp trong năm y Giả thuyết H2: Sự kiêm nhiệm hai chức của HĐQT. danh của chủ tịch HĐQT có mối tương quan cùng chiều với hành vi QTLN. Số lượng thành viên trong HĐQT: Số lượng thành viên HĐQT có ý nghĩa trong hiệu Chuyên môn của thành viên HĐQT, quả giám sát NQL cũng như gia tăng hiệu các nghiên cứu (Carcello và cộng sự, 2005; quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp Xie và cộng sự, 2003; Agiawal và Chadha, (Persons, 2006). Nhiều nghiên cứu cho rằng 2005) cho rằng vai trò giám sát của HĐQT quy mô HĐQT càng lớn, sự đa dạng về kinh càng cao khi các thành viên có chuyên môn nghiệm, đa dạng về chuyên môn làm gia tăng về tài chính. Bởi vì một trong các vai trò của chức năng giám sát (Dalton và cộng sự, 1998; HĐQT là kiểm soát quá trình lập BCTC để Pearce và Zahra, 1992; và John và Senbet, công bố ra bên ngoài cho công chúng. Vì vậy 1998). Đồng thời quy mô lớn cùng với kinh để có thể thực hiện tốt vai trò này HĐQT phải nghiệm về tài chính, độc lập có thể ngăn có trình độ chuyên môn về lĩnh vực tài chính, chặn hay hạn chế hành vi QTLN (Soliman kế toán, làm nền tảng cơ bản để họ có thể am và Ragab, 2013; Daghsni và cộng sự, 2016) hiểu về cơ sở các thông tin được trình bày trên hay như Xie và cộng sự (2003) lập luận rằng BCTC,do đó họ thực hiện tốt vai trò giám sát HĐQT với quy mô lớn thì sẽ hội tụ được rất của mình đối với chất lượng BCTC. Đồng thời nhiều thành viên có nhiều kinh nghiệm, nhiều Abbadi và cộng sự (2016) chứng minh thành kỹ năng nên sẽ gia tăng chất lượng thông tin viên HĐQT có CMTCKT làm hạn chế thấp và hạn chế hành vi QTLN. nhất hành vi QTLN. 87
4. Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật y y Giả thuyết H3: Trình độ chuyên môn về tháng 01 kết thúc vào ngày 31 tháng 12 của tài chính của thành viên HĐQT có mối tương năm trong giai đoạn 2012-2016. Mặc dù dữ quan ngược chiều với hành vi QTLN. liệu trên trang Vietstock.vn có thể thu thập Thành viên độc lập trong HĐQT: Lý bất kỳ giai đoạn nào nhưng năm 2012 Bộ tài thuyết đại diện cho rằng thành viên độc lập chính ban hành thông tư 121/TT-BTC/2012 (TVĐL) làm giảm xung đột lợi ích giữa chủ sỡ đề cập đến quy chế QTCT áp dụng cho các hữu và NQL, gia tăng vai trò giám sát và hạn CTNY. Do đó từ thời điểm năm 2012, thông chế hành vi QTLN. Một số nghiên cứu thừa tin công bố của các CTNY về QTCT tương nhận rằng những công ty có số lượng TVĐL đối đầy đủ và các CTNY cũng bắt buộc áp càng nhiều khó tồn tại hành vi QTLN như dụng quy chế QTCT vào công ty mình nên Beasly (1996), Xie và cộng sự (2003), Peasnel đây là thời điểm thích hợp nhất để thu thập (2005), Niu (2006), Osma (2008), Siregar và dữ liệu cho nghiên cứu. Điểm cuối cùng Utama (2008). trong thời gian nghiên cứu là năm 2016 vì đây là năm tài chính cuối cùng được công bố yy Giả thuyết H : Thành viên độc lập 4 thông tin bởi các CTNY tại thời điểm thực trong HĐQT có mối tương quan ngược chiều hiện nghiên cứu. với hành vi QTLN. Nguồn dữ liệu thu thập được lấy trên các Tần suất họp của HĐQT: Yếu tố quan chuyên trang w.w.w. cafef.vn; chuyên trang trọng để các thành viên trong HĐQT thực hiện tài chính w.w.w.finance.vietstock.vn. Sau khi nhiệm vụ và chức năng giám sát là tần suất họp loại bỏ những quan sát không đủ điều kiện, trong năm (Conger và cộng sự, 1988). Một thiếu thông tin (không đủ 5 năm niêm yết, trong những trách nhiệm của HĐQT là tham gia vào họp đại hội cổ đông, họp HĐQT và không cung cấp đủ thông tin trên báo cáo nhận được các ý kiến của cổ đông về HĐKD quản trị, báo cáo thường niên), số công ty đủ của công ty (Ronen và Yaari, 2008). Theo số liệu phục vụ nghiên cứu là 58 công ty với Conger và cộng sự (1998); Ronen và Yaari 290 quan sát – năm. Theo Nguyễn Đình Thọ (2008) cho rằng HĐQT họp thường xuyên (2013) đã trích dẫn quy định kích thước mẫu thì hiệu quả giám sát của HĐQT gia tăng. của Tabachnick và Fidell (2007) là n>50+8*p. Carcello và cộng sự (2005), Ebrahim (2007), Áp dụng cách tính này cỡ mẫu quy định trong Krishnan và cộng sự (2009) khi HĐQT họp nghiên cứu là 114 mẫu, nên số quan sát – năm càng nhiều cho thấy công ty có nhiều vấn đề 290 là đủ để nghiên cứu. cần giải quyết nên phí kiểm toán càng cao, vì 3.2. Mô hình nghiên cứu thế yêu cầu về mặt chất lượng cũng cao nên Dựa vào câu hỏi liệu rằng các đặc điểm khả năng thực hiện QTLN càng thấp. của HĐQT có tác động như thế nào đến hành y y Giả thuyết H5: Tần suất họp của HĐQT vi QTLN, cũng như dựa vào các nghiên cứu có mối tương quan ngược chiều với hành vi trước đây, tác giả thiết kế mô hình nghiên QTLN. cứu gồm biến phụ thuộc là hành vi QLTN (đo lường theo mô hình Jones, 1991), 5 biến 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU độc lập (quy mô HĐQT, tỷ lệ thành viên độc 3.1. Dữ liệu lập trong HĐQT, trình độ chuyên môn tài Mẫu dự kiến là 223 CTSXNY trên HOSE chính HĐQT, tần suất họp HĐQT, sự kiêm và HNX có năm tài chính bắt đầu từ ngày 1 nhiệm). 88
5. đặc điểm Hội đồng quản trị và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam Nguồn: Tác giả tự xây dựng Ngoài ra, căn cứ vào các nghiên cứu trước, nhiều NQL lo sợ vi phạm các điều khoản tác giả cũng đưa vào mô hình hai biến kiểm trong hợp đồng vay nên có xu hướng gia tăng soát bao gồm: QTLN như Klein (2002), Davidson (2005). Quy mô công ty (Size), theo nghiên cứu Theo quan điểm cá nhân, cùng với mẫu dữ của Swastika (2013); Soliman and Ragab liệu là các công ty sản xuất với quy mô lớn (2013) cho thấy quy mô công ty có tác động nên nhu cầu cung cấp vốn đáp ứng hoạt động ngược chiều đến hành vi QTLN, làm hạn chế sản xuất rất lớn. Vì vậy, tác giả ủng hộ quan hành vi QTLN. Nên tác giả cũng kỳ vọng quy điểm cho rằng nợ càng cao thì mức độ QTLN mô công ty làm hạn chế hành vi QTLN. càng giảm để đảm bảo các khoản nợ được vay với chi phí thấp. Hệ số nợ (LEV): Nghiên cứu của Jelinek (2007), Wasimullad và cộng sự (2010) cho 3.3. Thang đo các biến nghiên cứu rằng việc công ty sử dụng hệ số nợ thúc đẩy Biến phụ thuộc đại diện cho hành vi doanh nghiệp làm việc hiệu quả hơn, hạn chế QTLN (DA) theo các biến dồn tích được đo hành vi QTLN. Nhưng cũng có một số quan lường theo mô hình Jones (1991). Trước tiên, điểm trái ngược, với lập luận khi vay nợ càng để tính các tham số αi, β1i, β2itác giả tiến hành hồi quy : Sau đó, thế các tham số αi, β1i, β2i vừa tính toán được để xác định dồn tích không điều chỉnh vào: Cuối cùng tính toán được DA = TA – NDA A: tổng tài sản Trong đó : ∆REV: chênh lệch doanh thu kỳ này và TA: tổng dồn tích, là chênh lệch giữa lợi kỳ trước nhuận kế toán và dòng tiền thuần HĐKD PPE: Nguyên giá tài sản cố định hữu hình 89
6. Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật Bảng 1: Mô tả biến Kỳ vọng Ký hiệu biến Tên biến Cách thức đo lường Đặc tính dấu Biến phụ thuộc DA Hành vi QTLN Mô hình Jones (1991) Biến độc lập BSIZE Quy mô HĐQT - Số lượng thành viên HĐQT Biến định lượng Thành viên độc lập Tỷ lệ thành viên độc lập/tổng số Biến định lượng BIND - HĐQT lượng thành viên HĐQT Trình độ chuyên môn Số lượng thành viên HĐQT có BEXP - Biến định lượng thành viên HĐQT chuyên môn về tài chính, kế toán BMEET Tần suất họp HĐQT - Số cuộc họp trong năm của HĐQT Biến định lượng Nhận giá trị là 1 nếu chủ tịch Sự kiêm nhiệm hai CEODUAL + HĐQT kiêm chức danh tổng giám Biến định tính chức danh đốc ngược lại nhận giá trị là 0 Biến kiểm soát LEV Hệ số nợ - Tổng nợ/tổng tài sản Biến định lượng SIZE Quy mô công ty - Log cơ số 10 của tổng tài sản Biến định lượng Nguồn: Tác giả tự tổng hợp 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Để đánh giá tác động của đặc điểm HĐQT Stata 12 làm công cụ hỗ trợ phân tích. Trình tự đến hành vi QTLN, tác giả sử dụng phần mềm nghiên cứu thể hiện: 4.1. Thống kê mô tả Bảng 2: Mô tả các biến Biến Số quan sát Trung bình độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất DA 290 -0.0047195 0.139878 -0.6432135 0.756974 BSIZE 290 5.744828 1.292937 3 11 CEODUAL 290 0.3482759 0.4772475 0 1 BEXP 289 0.6955017 0.8062347 0 4 BIND 290 0.2159463 0.1795697 0 0.8 BMEET 290 8.513793 5.83049 0 45 SIZE 290 11.90081 0.6165025 10.26529 13.52149 LEV 290 0.465089 0.214265 0.0472276 0.9669253 Nguồn: tác giả xử lý từ phần mềm stata 12 90
7. đặc điểm Hội đồng quản trị và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam 4.2. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến phóng đại của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 Bảng 3 cho thấy hệ số tương quan giữa chứng tỏ không có hiện tượng đa cộng tuyến các biến độc lập đều nhỏ hơn 0.8 và nhân tử giữa các biến trong mẫu nghiên cứu. Bảng 3: Ma trận tương quan và VIF DA BSIZE BDUAL BEXP BIND BMEET SIZE LEV VIF DA 1 BSIZE 0.0339 1 1.17 CEODUAL 0.03 -0.0533 1 1.05 BEXP -0.0451 0.1523 -0.0743 1 1.07 BIND -0.0482 0.048 0.1295 -0.0441 1 1.09 BMEET -0.0177 -0.0461 0.0206 0.0683 0.1171 1 1.05 SIZE 0.0511 0.3451 -0.1642 0.2275 -0.1419 0.1248 1 1.29 LEV -0.0364 0.0261 -0.1 0.0475 -0.1658 0.0426 0.1934 1 1.07 Nguồn: Tác giả xử lý từ phần mềm stata 12 4.3. Kiểm định phương sai thay đổi Nghiên cứu sử dụng kiểm định Breusch- kiểm định Breusch-Pagan cho thấy Prob >F= Pagan để kiểm định có tồn tại hiện tượng 0.2079 >5% (mức ý nghĩa 5%), có nghĩa là mô phương sai thay đổi hay không? Kết quả hình có phương sai không đổi. 4.4. Kết quả hồi quy Bảng 4: Kết quả hồi quy theo phương pháp bình phương bé nhất DA Coef. Std. Err. T P>t [95% Conf. Interval] BSIZE -0.00223 0.016957 -0.13 0.896 -0.03564 0.0311888 CEODUAL -0.03829 0.039558 -0.97 0.334 -0.11624 0.0396663 BEXP -0.05437 0.026787 -2.03 0.044 -0.10716 -0.001585 BIND -0.24041 0.091976 -2.61 0.01 -0.42166 -0.059158 BMEET 1.13E-05 0.00222 0.01 0.996 -0.00436 0.004386 SIZE 0.239211 0.08199 2.92 0.004 0.077641 0.4007805 LEV -0.14296 0.106768 -1.34 0.182 -0.35336 0.0674378 _cons -2.6694 0.976859 -2.73 0.007 -4.59441 -0.744395 Nguồn: Tác giả xử lý từ phần mềm stata 12 Với kết quả hồi quy thể hiện ở bảng 4, có là quy mô HĐQT có mối tương quan âm và nghĩa: không có ý nghĩa thống kê với hành vi QTLN. 1. Quy mô HĐQT với hệ số Coef = 2. Kiêm nhiệm hai chức danh với hệ số -0.00223 và P-value = 0.896>10%; có nghĩa Coef = -0.03829 và P-value = 0.334 >10%; 91
8. Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật có nghĩa là sự kiêm nhiệm đồng thời hai chức 5. KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý HƯỚNG NGHIÊN danh có mối tương quan âm và không có ý CỨU TRONG TƯƠNG LAI nghĩa thống kê với hành vi QTLN hay kết 5.1. Kết luận quả nghiên cứu chưa tìm thấy bằng chứng tác Mục đích của nghiên cứu nhằm đánh giá động của kiêm nhiệm hai chức danh với hành tác động của các đặc điểm HĐQT đến hành vi QTLN. vi QTLN. Với mẫu dữ liệu gồm 290 quan sát 3. Trình độ chuyên môn về tài chính kế – năm của CTSXNT, kết quả nghiên cứu cho toán của thành viên trong HĐQT có mối tương thấy trình độ chuyên môn về tài chính kế toán quan ngược chiều với hành vi QTLN (Coef = và thành viên độc lập trong HĐQT có mối -0.05437) và P-value = 0.044 nhỏ hơn 0,5; có tương quan ngược chiều với QTLN, làm giảm nghĩa trình độ chuyên môn về tài chính kế toán mức độ dồn tích bất thường hay làm hạn chế của thành viên trong HĐQT làm giảm mức hành vi QTLN, trong khi những đặc điểm còn dồn tích có điều chỉnh, ủng hộ giả thuyết H và 3 lại của HĐQT như: số lần họp, sự kiêm hiệm cũng phù hợp với nhận định của(Carcello và hai chức danh, quy mô HĐQT thì nghiên cứu cộng sự, 2005; Xie và cộng sự, 2003; Agiawal chưa tìm thấy bằng chứng chứng minh về tác và Chadha, 2005) động của chúng đến hành vi QTLN. Đồng 4. Thành viên độc lập trong HĐQT với thời đối với biến kiểm soát, nghiên cứu cũng hệ số -0.24041 và P- value = 0.01, có nghĩa cho thấy công ty có quy mô càng lớn thì hành thành viên độc lập có mối tương quan âm với vi QTLN càng tăng. Với kết quả nghiên cứu hành vi QTLN tại mức ý nghĩa 5%. Kết quả trên, tác giả đề xuất một số hàm ý chính sách thừa nhận thành viên độc lập trong HĐQT như sau: làm gia tăng vài trò giám sát và hạn chế hành Đối với hoạt động QTCT tại các CTSXNY vi QTLN của các nhà quản lý, ủng hộ giả ––CTSXNY nên gia tăng số lượng thành thuyết H4 và cũng phù hợp với nghiên cứu của Beasly (1996), Xie và cộng sự (2003), Peasnel viên độc lập trong HĐQT, bởi vì theo kết quả (2005), Niu (2006), Osma (2008), Siregar và nghiên cứu này cũng như các nghiên khác Utama (2008). (Beasly,1996; Xie và cộng sự,2003; Peasnel và cộng sự, 2005; Niu, 2006; Siregar và 5. Tần suất họp với hệ số Coef = 1.13E-05 Utama,2008; đã chứng minh thành viên độc và P-value = 0.996 >10%. Có nghĩa là chưa lập làm gia tăng vai trò giám sát của HĐQT, tìm thấy tác động của tần suất họp với hành vi hạn chế hành vi QTLN của nhà quản lý; QTLN, kết quả này không ủng hộ giả thuyết H5 và không tương đồng với nghiên cứuCarcello ––CTSXNY nên bổ nhiệm nhiều thành và cộng sự (2005), Ebrahim (2007), Krishnan viên có trình độ về tài chính kế toán trong và cộng sự (2009) HĐQT, bởi vì kết quả nghiên cứu thừa nhận những thành viên trong HĐQT có chuyên môn Đối với các biến kiểm soát thì chỉ có quy về tài chính kế toán làm giảm mức độ dồn tích mô công ty có mối tương quan dương và có ý có điều chỉnh, hạn chế hành vi QTLN, tương nghĩa thống kê (coef = 0.239211 và P-value đồng với nghiên cứu của (Carcello và cộng = 0.004) có nghĩa là công ty có quy mô càng sự, 2005; Xie và cộng sự, 2003; Agiawal và lớn càng làm gia tăng hành vi QTLN. Trong Chadha, 2005); khi đó không tìm thấy bằng chứng thể hiện tác động của hệ số nợ đến hành vi QTLN. Đối với các công ty kiểm toán 92
9. đặc điểm Hội đồng quản trị và quản trị lợi nhuận: Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam Công ty kiểm toán nói chung hay các kiểm 5.2. Hướng nghiên cứu trong tương lai toán viên (KTV) nói riêng trong quá trình lập Mặc dù kết quả nghiên cứu đã chứng minh kế hoạch kiểm toán luôn thực hiện thủ tục đánh vai trò quan trọng của thành viên độc lập và giá có tồn tại sai sót trọng yếu hay không. Do trình độ chuyên môn về tài chính kế toán của đó nghiên cứu này cung cấp những dấu hiệu thành viên trong HĐQT trong việc nâng cao giúp KTV nhận diện có tồn tại hành vi QTLN khả năng giám sát của HĐQT đối với NQL của NQL trong việc sử dụng các chính sách của CTSXNY nhưng nghiên cứu vẫn chưa kế toán. Như vậy KTV nên căn cứ vào hai đặc đề cập đến các đặc điểm của BKS tác động điểm của HĐQT (thành viên độc lập và thành đến hành vi QTLN. Đồng thời nghiên cứu còn viên có chuyên môn về tài chính kế toán) cũng hạn chế đó là chưa đề cập đến hành vi QTLN như quy mô công ty để đưa ra các xét đoán thông qua các hoạt động kinh tế. Ngoài ra, các về độ tin cập của số liệu trên BCTC để từ đó nghiên cứu trong tương lai có thể đưa thêm KTV có thể thiết lập các thử nghiệm kiểm các biến thể hiện đặc điểm doanh nghiệp, môi toán phù hợp. trường hoạt động và các quy định pháp lý vào mô hình hồi quy nhằm xem xét tác động của chúng đến hành vi QTLN. TÀI LIỆU THAM KHẢO [1]. 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. [2]. 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. [3]. Bartov. Eli, Gul, Ferdinand A., Tsui, Judy S.L (2001). Discretionary accruals models and audit qualifications.Journal of Accounting and Economics, Vol.30, p. 421-452. [4]. 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.HCM, 54(3), 2017 [5]. Chtourou, S.M, Bédard, J. and Courteau, L. (2001). Corporate Governance and Earnings Management. http:/SSRN.com/abstract = 275053 [6]. Davidson, R., Goodwin – Stewart, J., & Kent, P. (2005). Internal governance structures and earnings management. Accounting & Finance, 45(2), p. 241 - 267 [7]. Ebrahim (2007). Earnings management and board activity: an additional evidence. w.w.w emerald in sight.com/1475-7702.html [8]. Fama,E. (1980). Agency Problems and Theory of the Firm.Journal of Political Ecomomy, Vol.88, P.88-107. [9]. 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. [10]. Healy, P.M. (1985). The effect of bonus schems on accounting decisions. Journal of Accounting and Economics, Vol.7, No.1-3: 85-107. [11]. Jelinek, K. (2007). The Effect of Leverage Increases on Earnings Management. Journal of Business & Economic Studies, 13(2), p.24-46. 93
10. Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật [12]. Jones, J. J. (1991). Earnings management during import relief investigation. Journal of Accounting Research, Vol.29, p.193-228. [13]. Kang, S.A and Kim, Y.S. (2012). Effect of corporate governance on real activity – based earnings management: evidence from Korea. Journal of Business Economics and Management, http:// dx.doi.org/10.3846/16111699.2011.620164. [14]. Klein, A. (2002). Audit Committee, Board of Director Characteristics, and Earnings Management. Law & Economics reserch paper series working paper, No 06-42. [15]. Nguyễn Đình Thọ (2011). Phương pháp nghiên cứu khoa học trong kinh doanh. 1st ed, Hà Nội, Nhà xuất bản lao động – Xã hội. [16]. 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 TPHCM. [17]. Niu, F.F., (2006). Corporate governance and the quality of accounting earnings: A Canadian perspective. International Journal of Managerial Finance, 2(4), 302 – 327. [18]. 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. [19]. 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 [20]. Ronen, J &Yaari (2008). Earnings management: Emerging insights in theory. practice and research. (vol.3) NewYork: springer. [21]. Susanto, Y.K, and Pradipta, A. (2016). Corporate governance and real earnings management. International Journal of Business, Economics and Law, Vol, 9, Issue 1 (Apr), ISSN 2289 -1552. [22]. 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. [23]. Siregar, S.V., and Utama, S. (2008). Type of earnings management and the effect of ownership structure, firm size and corporate governance practices: Evidence from Indonesia. The international Journal of Accounting, vol 43, 1-27 [24]. 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. [25]. 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 94