TẠP CHÍ CÚNG THÌÍHG CÁC NHÂN TƠ ẢNH HƯỞNG HÀNH VI THAO TÚNG BÁO CÁO TÀI CHÍNH: MỘT NGHIÊN CỨU TỪ CÁC CƠNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM • PHẠM MINH VƯƠNG - PHÙNG ĐỨC DŨNG TÓM TẮT: Bài viết nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến hành vi thao túng báo cáo tài công ty niêm yết Việt Nam Thông qua 1.270 báo cáo tài 254 cơng ty niêm yết Sàn Chứng khốn TP Hồ Chí Minh (HOSE) giai đoạn 2016 - 2020, nghiên cứu thực đo lường mức độ ảnh hưởng nhân tô' đến hành vi thao túng báo cáo tài dựa biến tài (AQI, GMI, SGAI, TATA, LVGI, DELTAAR) biến phi tài (AGE) Tác giả tiến hành phương pháp hồi quy theo mơ hình tác động cố định (FEM) cho thấy biến: AQI, TATA, GMI DELTAAR có mối tương qua đồng biến với khả thao túng báo cáo tài doanh nghiệp, biến SGAI, LVGI AGE có mối tương quan nghịch biến với hành vi thao túng báo cáo tài doanh nghiệp Từ khóa: báo cáo tài chính, thao túng báo cáo tài chính, doanh nghiệp niêm yết Đặt vấn đề Thị trường chứng khốn ln xem kênh hàng đầu để thu hút vốn đầu tư đồng thời nơi luân chuyển nguồn vốn để giúp nâng cao lực quản trị khả sử dụng vốn hiệu doanh nghiệp Theo đó, báo cáo tài (BCTC) doanh nghiệp cho cơng cụ hữu ích hỗ trợ nhà đầu tư đưa định kinh tế Tuy nhiên, với mục đích che giấu tình hình tài mà nhiều cơng ty sử dụng tinh vi hành vi thao túng, thổi phồng giá trị BCTC làm ảnh hưởng đến tính trung thực hợp lý Theo lý thuyết đại diện, mơi trường có tách bạch chức quản lý với chức sở hữu tạo điều kiện cho nhà quản lý thực hành vi thao túng BCTC tư lợi cá nhân 390 SỐ - Tháng 3/2022 Khi kinh tế ngày phát triển, nhiều doanh nghiệp định lên sàn để thu hút nhiều vốn đầu tư, tính cạnh tranh ngành nghề kinh doanh tăng lên, ngày nhiều doanh nghiệp tiến hành hành vi gian lận BCTC để gây ấn tượng mạnh với nhà đầu tư Nhưng bị phát để lại nhiều hậu khó lường Vì lý trên, nhà nghiên cứu tiến hành nhiều đề tài nhằm tạo công cụ hiệu việc phòng ngừa phát hành vi thao túng BCTC, như: Beneish (1997) Burcu (2010), DeChow cộng (2011), Marinakis (2011) , Tarjo cộng (2015) Trong đó, nghiên cứu Dechow cộng vào năm 2011 tạo sô F-Score, số tài sử dụng rộng rãi tồn Ị KẾ TỐN-KIỂM TỐN giới việc phát gian lận BCTC Ngồi ra, cịn có vài nghiên cứu trội Việt Nam, như: Trần Thị Giang Tân cộng (2014), Ca Thị Ngọc Tố (2017), Đặng Ngọc Hùng cộng (2017), Phạm Thị Mộng Tuyền (2019) Bùi Phương Chi cộng (2021) Do vậy, viết nghiên cứu “Các nhân tố ánh hưởng hành vi thao túng Báo cáo tài chính: nghiên cứu từ cơng ty niêm yết Việt Nam” nhằm đo lường mức độ ảnh hường nhân tố đến hành vi thao túng báo cáo tài Mơ hình giả thuyết nghiên cứu 2.1 Giả thuyết nghiên cứu Với mục tiêu nghiên cứu nhằm xác định nhân tố ảnh hưởng đến hành vi thao túng BCTC công ty niêm yết Việt Nam, tác giả lựa chọn biến độc lập thông qua nghiên cứu tham khảo Tác giả nhận thấy, biến phổ biến phù hợp với điều kiện kinh tế Việt Nam H1: Chỉ số chất lượng tài sản có tương quan chiều với khả xảy gian lận BCTC H2: Chỉ số biến dồn tích kế tốn so với tổng tài sản có tương quan chiều với khả gian lậnBCTC ' H3: Chỉ số lợi nhuận gộp biên có tương quan i chiều với khả gian lận BCTC , H4: Chỉ sơ chi phí bán hàng quản lý doanh nghiệp có tương quan chiều với khả gian lận BCTC H5: Chỉ số đòn bẩy tài có tương quan chiều với khả gian lận BCTC H6: Chỉ sô' chênh lệch khoản phải thu có tương quan chiều với khả gian lận BCTC H7: Tuổi công ty tác giả mong đợi có tương quan ngược chiều với khả gian lận BCTC 2.2 Mơ hình nghiên cứu liệu nghiên cứu Mơ hình nghiên cứu: MAPU = Po + PịAQIịị + p2TATAit + P3GMIit + P4SGAIil+ P5LVGIừ + p6DELTAARit + p7AGEit (1) Trong đó: - Biến phụ thuộc MAPU Khả thao túng BCTC Dựa số M-Score, giá trị > -2.22 MAPU nhận giá trị có nghĩa doanh nghiệp có hành vi thao túng BCTC ngược lại nhận giá trị có nghĩa doanh nghiệp khơng có hành vi thao túng BCTC - Biến độc lập: + AQI số chất lượng tài sản + TATA sơ Biến dồn tích kế toán so với tổng tài sản + GMI số tỷ suất lợi nhuận gộp biên + SGAI sơ' Chi phí bán hàng quản lý doanh nghiệp/Doanh thu + LVGI số Tổng nỢ/Tổng tài sản + AGE số Tuổi công ty Kết nghiên cứu 3.1 Thông kê mô tả Cùng tổng số quan sát 1.270 tất biến mà tác giả lựa chọn, nhiên độ lệch chuẩn, giá trị trung bình, giá trị lớn nhỏ biến khác Đơ'i với AQI, giá trị trung bình nằm mức 1,100262; độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ lớn 1,1129949; 0,5471722 1,016782 Trong đó, biến TATA có giá trị 0,0191915; 0,1129949; 0.5471722; 1,016782 Biến GMI có giá trị trung bình mức 1,011396 giá trị lại 0,7045251; -8.070569; 8,37675 Ke đến, biến số chi phí bán hàng quản lý doanh nghiệp/doanh thu (SGAI) có giá trị lớn nhỏ 7,6882; -0.5334225, giá trị trung bình độ lệch chuẩn l,090618;0,5479485 Biến số tổng nỢ/tổng tài sản (LVG1) với giá trị trung bình độ lệch chuẩn 1,030892; 0,4319607, giá trị nhỏ lớn 0,0438966; 9,26864 Tuổi doanh nghiệp (AGE) có độ lệch chuẩn mức 5,078567, cịn giá trị nhỏ nhất, trung bình lớn biến 4; 14,87402 44 Cuối biến DELTAAR với giá trị nhỏ nhất, trung bình lớn 0.514744; 0,0131163; 0,7552299, độ lệch chuận nhận mức giá trị 0,0779739 3.2 Ma trận tưưng quan Để kiểm tra tượng đa cộng tuyến, tác giả tiến hành xem xét giá trị VIF để đưa kết luận (Bảng 3) SỐ4-Tháng 3/2022 391 TẠP CHÍ CƠNG THIÍdNG Bảng Kết thống kê Số quan sát: 1.270 Tên biến Giá tq trung binh Độ lệch chuẩn Giá tq nhỏ Giá fn lớn AQI 1,100262 0,2645625 0,3343555 3,543442 TATA 0,0191915 0,1129949 -0.5471722 1,016782 GMI 1,011396 0,7045251 -8.070569 8,37675 SGAI 1,090618 0,5479485 -0.5334225 7,6882 LVGI 1,030892 0,4319607 0,0438966 9,26864 AGE 14,87402 5,078567 44 DELTAAR 0,0131163 0,0779739 -0.514744 0,7552299 Nguồn: Tác giả Bảng Ma trận tương quan M-Socre AQI TATA SGAI GMI LVGI AGE M-Socre 1.0000 AQI 0.3088 1.0000 TATA 0.4222 0.0998 1.0000 GMI 0.1999 0.0215 0.0985 1.0000 SGAI -0.1162 -0.0965 0.0293 -0.1133 1.0000 LVGI 0.0072 0.2557 0.0487 0.0500 -0.0312 1.0000 AGE -0.0204 -0.0110 0.0303 -0.0091 -0.0470 -0.0126 1.0000 DELTAAR 0.2459 0.3666 0.0275 0.0601 -0.1518 0.1090 -0.0322 DELTAAR 1.0000 Nguồn: Tác giả Bảng Kết kiểm định tượng đa cộng tuyến (Multicollinearity) BIẾN VIF AQI 1,90 DELTAAR 1,67 LVGI 1,31 SGAI 1,19 TATA 1,09 GMI 1,04 AGE 1,01 MeanVIF: 1,08 Nguồn: Tác giả 392 SỐ4-Tháng 3/2022 Theo James cộng (2017) cho VIF>5 xảy tượng đa cộng tuyến, ta thấy mơ hình mà tác giả lựa chọn không xảy tượng đa cộng tuyến Ngoài ra, tác giả tiến hành kiểm tra tự tương quan biến độc lập thông qua kiểm định Wooldridge (2002), kết cho Prob > F = 0.3281 - điều cho thấy mơ hình nghiên cứu tác giả chưa phát hiện tượng tự tương quan bậc Sau tiến hành kiểm tra tượng đa cộng tuyến tượng tự tương quan (Wooldridge, 2002), tác giả tiến hành kiểm định Lagrange Multiplie (LM test, Breusch Pagan, 1980) kiểm định Hausman (Hausman, 1978) để đưa kết mô hình FE (Fixed Effect Model) phù hợp KÊ TỐN-KIỂM TỐN q trình xây dựng mơ hình phát khả thao túng BCTC Dựa vào kết kiểm định trên, tác giả tiến hành phương pháp hồi quy theo Fixed Effect Model (Bảng 4) Hoặc, ta có phương trình hồi quy sau: MAPU = 5,428704AQI + 33,74316TATA + 2,798915GMI - 3,765918SGAI - 4,119054 LVGI - 0,6194437AGE + 10,64079DELTAAR (1) Bảng cho thấy, biến độc lập có giá trị P-valued bé 5% Điều cho thây, tất biến tác giả lựa chọn có ý nghĩa mặt thống kê Từ mơ hình (1) cho thấy biến AQI, TATA, GMI, DELTAAR tác động đồng biến với khả dự báo hành vi thao túng báo cáo tài mơ hình, cịn biến SGAI, LVGI, AGE tác động nghịch biến với khả dự báo hành vi thao túng BCTC mơ hình Với biến AQI, kết hồi quy cho thây môi quan hệ M-Score AQI chiều với xác suất đơn vị có sai sót thơng tin BCTC, hệ số tương quan 5.428704 P-value 0.000 Như vậy, AQI có mối tương quan với biến phụ thuộc theo kỳ vọng giả thuyết đặt Như vậy, giả thuyết HI chấp nhận phù hợp với nghiên cứu Burcu Dikmen (2010), Pantelis Marinakis (2011) nghiên cứu Tarjoa, Nurul Herawatib (2015) Kết hồi quy cho thây dấu hiệu (+) biến TATA TATA có mối quan hệ chiều với biến phụ thuộc M-Score, với hệ số tương quan P-value 33.74316 0.000, phù hợp với giả thuyết ban đầu tác giả đặt Như vậy, giả thuyết H2 châp nhận phù hợp với nghiên cứu Burcu Dikmen (2010), DeChow cộng (2011), nghiên cứu Tarjoa, Nurul Herawatib (2015) Hệ số tương quan biến GMI 2.798915 giá trị thống kê 0.000, dâu hiệu dương thể mối quan hệ đồng biến biến độc lập với biến phụ thuộc M-Score Điều giả thuyết tác giả mong đợi ban đầu, giả thuyết H3 chấp nhận Kết trùng khớp với I nghiên cứu Burcu Dikmen (2010), Tarjoa, Bảng Kết hồi quy M-Score Coef P-value AQI 5,428704 0,000 TATA 33,74316 0,000 GMI 2,798915 0,000 SGAI -3,765918 0,000 LVGI -4,119054 0,003 AGE -0,6194437 0,022 DELTAAR 10,64079 0,010 Log Likelihood -22,334793 Prob>Chi2 0,0000 Nguồn: Tác giả Nurul Herawatib (2015) Phạm Thị Mộng Tuyền (2019) Kết hồi quy cho thây dấu hiệu (-) biến SGAI cho ta thấy mốì quan hệ ngược chiều số’ bán hàng quản lý doanh nghiệp với xác suất doanh nghiệp có hành vi thao túng thơng tin BCTC Với hệ số tương quan -2.798915 giá trị thông kê 0.000, giả thuyết H4 mong đợi từ đầu bị từ chôi Với biến LVGI, kết hồi quy cho thây hệ số tương quan biến -4.119054 giá trị thống kê 0.003