(Luận văn thạc sĩ) tác động của đặc điểm hội đồng quản trị đến hành vi quản trị lợi nhuận của các công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán thành phố hồ chí minh

Mục tiêu nghiên cứu

Mục tiêu tổng quát

Bài viết này xác định và phân tích ảnh hưởng của các đặc điểm Hội đồng Quản trị (HĐQT) đến hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) của các công ty niêm yết trên sàn HOSE Dựa trên kết quả nghiên cứu, tác giả đề xuất một số kiến nghị nhằm kiểm soát hành vi QTLN, đồng thời nâng cao chất lượng báo cáo tài chính (BCTC) của các công ty niêm yết.

Mục tiêu cụ thể

Xác định các yếu tố liên quan đến đặc điểm của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và xây dựng mô hình hồi quy để phân tích mối quan hệ giữa những đặc điểm này và hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) của các công ty niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HOSE).

Phân tích cụ thể mức độ tác động của những nhân tố này đến hành vi QTLN của các CTNY trên HOSE.

Câu hỏi nghiên cứu

Để đạt được các mục tiêu đã nêu, câu hỏi nghiên cứu được đặt ra là: Những yếu tố nào trong đặc điểm của Hội đồng Quản trị (HĐQT) tác động đến hành vi quản trị rủi ro của các công ty niêm yết trên sàn HOSE?

Câu hỏi 2: Mức độ tác động của từng nhân tố thuộc đặc điểm HĐQT ảnh hưởng đến hành vi QTLN của các CTNY trên HOSE ra sao?

Phương pháp nghiên cứu

Để xác định các nhân tố thuộc đặc điểm HĐQT ảnh hưởng đến hành vi QTLN, tác giả tiến hành tổng hợp và phân tích kết quả từ các nghiên cứu trước liên quan Phương pháp nghiên cứu định lượng được sử dụng để kiểm định mức độ tác động của từng nhân tố này đến hành vi QTLN của các CTNY trên HOSE Dữ liệu thứ cấp được thu thập từ BCTC đã kiểm toán, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các CTNY trên HOSE trong giai đoạn 2015 – 2018 thông qua trang web https://finance.vietstock.vn/ Sau khi thu thập và tính toán, dữ liệu sẽ được tổng hợp thành bảng trên Microsoft Excel 2016 và sau đó xử lý bằng phần mềm Stata 14.

Ý nghĩa của nghiên cứu

Về mặt lý luận

Luận văn góp phần làm phong phú tài liệu tham khảo cho các nghiên cứu liên quan đến tác động của đặc điểm Hội đồng quản trị (HĐQT) đến hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN), đặc biệt là sự hiện diện của thành viên HĐQT nước ngoài Ngoài ra, luận văn cũng cung cấp thêm bằng chứng kiểm định lại ảnh hưởng của các yếu tố kiểm soát như loại công ty kiểm toán, quy mô công ty, đòn bẩy tài chính, ROA và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh, đã được khảo sát trong các nghiên cứu trước.

Về mặt thực tiễn

Nghiên cứu cho thấy rằng một Hội đồng Quản trị (HĐQT) với cơ cấu tổ chức phù hợp với đặc điểm ngành nghề sẽ đóng góp quan trọng vào việc kiểm soát hành vi quản trị lãnh đạo Kết quả của luận văn chỉ ra mức độ tác động của các yếu tố thuộc đặc điểm này, nhấn mạnh vai trò thiết yếu của HĐQT trong việc nâng cao hiệu quả quản trị doanh nghiệp.

HĐQT đóng vai trò quan trọng trong việc quản lý và kiểm soát hành vi QTLN của các CTNY trên HOSE, từ đó cung cấp thông tin hữu ích cho các bên liên quan Việc nhận thức rõ tầm quan trọng của HĐQT giúp các CTNY tìm ra giải pháp phù hợp để cải thiện cơ cấu và chất lượng HĐQT Điều này không chỉ nâng cao chất lượng BCTC mà còn đảm bảo thông tin trung thực và hợp lý, đáp ứng nhu cầu của người sử dụng.

Kết cấu luận văn

Luận văn được chia thành 5 chương:

Chương 1 Tổng quan các nghiên cứu trước

Chương 2 Cơ sở lý thuyết

Chương 3 Phương pháp nghiên cứu

Chương 4 Kết quả nghiên cứu và bàn luận

Chương 5 Kết luận và kiến nghị h

TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC

Các nghiên cứu trên thế giới

Mối quan hệ giữa quản trị lợi nhuận (QTLN) và đặc điểm của Hội đồng quản trị (HĐQT) đã thu hút sự quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu Nghiên cứu của Chtourou và cộng sự (2001) trên 3451 công ty Mỹ vào năm 1996 chỉ ra rằng tỷ lệ thành viên độc lập trong Ủy ban Kiểm toán (UBKT), mức độ chuyên môn tài chính của các thành viên, và sự giám sát của UBKT đối với báo cáo tài chính có tác động tiêu cực đến hành vi QTLN Ngược lại, số lượng cuộc họp của UBKT lại có mối quan hệ tích cực với hành vi này Tuy nhiên, tính độc lập của HĐQT, sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và Tổng Giám đốc, cùng loại công ty kiểm toán không được chứng minh là có ảnh hưởng đến QTLN.

Nghiên cứu của Kao và Chen (2004) khám phá mối quan hệ giữa đặc điểm Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hành vi Quản trị lợi nhuận (QTLN) thông qua phương pháp hồi quy với giả định phân phối lognormal Các tác giả đã phân tích dữ liệu từ tất cả các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Đài Loan, ngoại trừ ngành tài chính, và áp dụng mô hình Jones (1991) để ước tính điều chỉnh lợi nhuận Kết quả cho thấy quy mô HĐQT có tác động tích cực, trong khi tính độc lập của HĐQT lại ảnh hưởng tiêu cực đến hành vi QTLN Ngoài ra, các yếu tố như sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch và Tổng Giám đốc, quyền sở hữu của HĐQT, quy mô công ty và đòn bẩy tài chính không có ảnh hưởng đến hành vi QTLN trong nghiên cứu này.

Nghiên cứu của Saleh và cộng sự (2005) đã phân tích ảnh hưởng của đặc điểm HĐQT đến hành vi QTLN, đóng góp vào tài liệu về vai trò của HĐQT trong quản lý tài chính Nhóm tác giả áp dụng mô hình Jones (1991) để xác định giá trị của biến DA, bao gồm 4 biến độc lập: sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ, tính độc lập của HĐQT, quy mô HĐQT và quyền sở hữu của HĐQT, cùng với 3 biến kiểm soát: quy mô công ty, ROA và đòn bẩy tài chính Qua phương pháp hồi quy đa biến trên mẫu 561 công ty niêm yết tại SGDCK Kuala Lumpur năm 2001, kết quả cho thấy quyền sở hữu của HĐQT có tác động ngược chiều, trong khi sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ có tác động cùng chiều đến hành vi QTLN; các biến còn lại ảnh hưởng không đáng kể.

Peasnell và cộng sự (2005) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa hành vi QTLN và đặc điểm HĐQT, sử dụng mô hình Jones điều chỉnh của Dechow và cộng sự (1995) để xác định biến DA đại diện cho hành vi QTLN Nghiên cứu được thực hiện trên mẫu 559 CTNY ở Anh từ năm 1993 đến 1996, áp dụng phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất (OLS) Kết quả cho thấy tỷ lệ thành viên HĐQT là người bên ngoài, quy mô HĐQT, quyền sở hữu của HĐQT, dòng tiền hoạt động và tổng tài sản đầu kỳ có tác động ngược chiều đến hành vi QTLN Ngoài ra, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng quyền sở hữu tổ chức, đòn bẩy tài chính và sự tồn tại của HĐQT không có ảnh hưởng đáng kể đến hành vi này.

UBKT, sự tập trung quyền sở hữu, sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ, loại công ty kiểm toán đối với hành vi QTLN

Nghiên cứu của Haniffa và cộng sự (2006) trên 97 công ty niêm yết tại Bursa Malaysia trong giai đoạn 2002 – 2003 nhằm kiểm tra tác động của đặc điểm HĐQT, UBKT và văn hóa đến hành vi QTLN cho thấy có 3 biến độc lập ảnh hưởng đến hành vi này: quy mô HĐQT tác động cùng chiều, trong khi quy mô công ty và hệ số giá ghi sổ trên giá thị trường tác động ngược chiều Các biến còn lại như tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, nhiệm kỳ trung bình của các thành viên, sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ, tỷ lệ thành viên độc lập trong UBKT, mức độ chuyên môn tài chính của UBKT, số lần họp HĐQT, sự tập trung quyền sở hữu, tỷ lệ người Bumiputra trong HĐQT và UBKT, ROA, đòn bẩy tài chính, dòng tiền từ hoạt động kinh doanh, và loại công ty kiểm toán không có ảnh hưởng đáng kể đến hành vi QTLN.

Nghiên cứu của Ebrahim (2007) nhằm tìm hiểu mối quan hệ giữa hành vi QTLN và hoạt động của HĐQT cũng như UBKT, được thực hiện trên tất cả các công ty sản xuất niêm yết trên COMPUSTAT trong giai đoạn 1999 – 2000 Sử dụng mô hình Jones điều chỉnh của Dechow và cộng sự (1995), kết quả cho thấy rằng nhiệm kỳ của TGĐ, quy mô và tính độc lập của HĐQT, tính độc lập của UBKT, số lượng cuộc họp của UBKT, quyền sở hữu của các tổ chức tài chính, quyền sở hữu nội bộ và loại công ty kiểm toán đều có ảnh hưởng ngược chiều đến hành vi QTLN Ngược lại, các yếu tố như sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ, số lượng cuộc họp của HĐQT, quyền sở hữu của HĐQT, nhiệm kỳ của kiểm toán viên, số lượng chuyên gia phân tích, quy mô công ty và hệ số giá thị trường trên giá ghi sổ không tác động đến hành vi QTLN.

Jaggi và cộng sự (2009) đã tiến hành nghiên cứu trên 391 công ty năm 1998,

Nghiên cứu đã phân tích 394 công ty năm 1999 và 399 công ty năm 2000 tại Hồng Kông để kiểm tra ảnh hưởng của sự kiểm soát của các công ty gia đình, tính độc lập của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) Biến số DA được nhóm tác giả tính toán dựa trên mô hình của Jones.

Nghiên cứu sử dụng mô hình Jones điều chỉnh của Dechow và cộng sự (1995) cùng với mô hình của Kothari và cộng sự (2005) đã chỉ ra rằng có mối quan hệ ngược chiều giữa tính độc lập của Hội đồng quản trị (HĐQT), ROA, quy mô công ty và hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) Kết quả cũng cho thấy rằng quy mô HĐQT, sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và Tổng Giám đốc (TGĐ), sự tồn tại của Ủy ban kiểm toán (UBKT), loại công ty kiểm toán và hệ số giá thị trường trên giá ghi sổ không có ảnh hưởng đáng kể đến hành vi QTLN trong nghiên cứu này.

Gulzar (2011) đã tiến hành nghiên cứu nhằm tìm hiểu tác động của các đặc điểm quản trị doanh nghiệp đối với việc giảm thiểu hành vi quản trị lợi nhuận.

Nghiên cứu về 1009 CTNY tại SGDCK Thượng Hải và Thâm Quyến trong giai đoạn 2002 – 2006 cho thấy mối quan hệ tích cực giữa sự kiêm nhiệm chức vụ Chủ tịch HĐQT và TGĐ, tần suất họp HĐQT, sự tập trung quyền sở hữu và hành vi QTLN Ngược lại, tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT và ROA lại có tác động tiêu cực đến hành vi này Ngoài ra, các yếu tố như tính độc lập của HĐQT, quy mô HĐQT, sự tồn tại của UBKT, quyền sở hữu của giám đốc, đòn bẩy tài chính và quy mô doanh nghiệp không có mối liên hệ với hành vi QTLN trong phạm vi nghiên cứu.

Nghiên cứu của Houqe và cộng sự (2011) phân tích mối quan hệ giữa quản trị doanh nghiệp và hành vi QTLN tại Bangladesh, sử dụng mô hình Jones (1991) để xác định biến DA Dựa trên mẫu 648 CTNY trên SGDCK Dhaka trong giai đoạn 2001 – 2006 và phương pháp hồi quy OLS, kết quả cho thấy quyền sở hữu tổ chức, quyền sở hữu chính phủ, quy mô HĐQT, loại công ty kiểm toán, công ty gia đình, cường độ vốn và dòng tiền hoạt động có ảnh hưởng ngược chiều đến hành vi QTLN Ngược lại, quy mô doanh nghiệp lại có mối quan hệ cùng chiều với hành vi này Tuy nhiên, quyền sở hữu của nhà quản lý, tính độc lập của HĐQT, đòn bẩy tài chính, hệ số giá ghi sổ trên giá trị thị trường, ROE, quyền sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài và quyền sở hữu của công chúng không có tác động đến hành vi QTLN trong nghiên cứu.

Liu (2012) đã nghiên cứu ảnh hưởng của các đặc điểm HĐQT và bộ phận quản lý đến hành vi QTLN tại các công ty Úc, sử dụng các biến như sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ, tính độc lập của HĐQT, sự tồn tại và tính độc lập của ủy ban quản trị doanh nghiệp Tác giả áp dụng mô hình Jones (1991) và mô hình Jones điều chỉnh của Dechow và cộng sự (1995) để xác định giá trị biến DA, với mẫu nghiên cứu gồm 138 CTNY trên SGDCK Úc trong giai đoạn 2004 – 2007 Kết quả cho thấy có mối quan hệ tích cực giữa tính độc lập của HĐQT, quyền sở hữu của nhà quản lý, quy mô HĐQT và hành vi QTLN, trong khi sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ cùng quy mô doanh nghiệp lại tác động ngược chiều Các biến khác như sự tồn tại của ủy ban quản trị doanh nghiệp, tính độc lập của ủy ban, kế hoạch thưởng, sự tập trung quyền sở hữu và đòn bẩy tài chính không có ảnh hưởng đến hành vi QTLN trong nghiên cứu này.

Nugroho và Eko (2012) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa đặc điểm Hội đồng quản trị (HĐQT) và hành vi quản lý thu nhập (QTLN) tại các công ty niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Indonesia trong giai đoạn 2004-2008 Họ sử dụng mô hình Jones (1991), được điều chỉnh bởi Dechow và cộng sự (1995), để xác định giá trị của biến điều chỉnh thu nhập (DA) và biến không điều chỉnh thu nhập (NDA) Kết quả nghiên cứu cho thấy chỉ có biến kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và Tổng giám đốc (TGĐ) có tác động tích cực đến hành vi QTLN, trong khi các yếu tố khác như tính độc lập của HĐQT, quy mô HĐQT, quyền sở hữu của HĐQT, nhiệm kỳ HĐQT và Ủy ban kiểm toán không có ảnh hưởng đáng kể.

Nghiên cứu của Moradi và cộng sự (2012) đã phân tích mối quan hệ giữa đặc điểm Hội đồng quản trị và hành vi quản trị lợi nhuận tại 159 công ty được chọn từ 430 công ty niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Tehran trong giai đoạn 2006 – 2009 Để xác định giá trị của biến, nghiên cứu đã áp dụng mô hình Jones điều chỉnh của Dechow và các cộng sự (1995).

Nghiên cứu về DA với mô hình hồi quy gồm 6 biến độc lập và 5 biến kiểm soát cho thấy quy mô doanh nghiệp và ROA có tác động tích cực đến hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN), trong khi dòng tiền từ hoạt động kinh doanh lại có ảnh hưởng tiêu cực Ngoài ra, các yếu tố như sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ, quy mô HĐQT, tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT, đòn bẩy tài chính và loại công ty kiểm toán không có tác động đáng kể đến hành vi QTLN.

Các nghiên cứu tại Việt Nam

Tại Việt Nam, vấn đề Quản trị tài chính (QTLN) đang thu hút sự quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu, nhằm tìm ra mô hình nhận diện hành vi QTLN phù hợp Mục tiêu là xác định các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi này, từ đó đưa ra các giải pháp quản lý hiệu quả, góp phần nâng cao chất lượng thông tin trên Báo cáo tài chính (BCTC).

Giáp Thị Liên (2014) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa quản trị công ty và hành vi quản lý tài chính của các công ty niêm yết (CTNY) tại HOSE trong giai đoạn 2009 – 2013 với mẫu nghiên cứu gồm 101 CTNY Tác giả áp dụng mô hình Jones điều chỉnh để đo lường biến phụ thuộc là dòng tiền hoạt động (DA) Kết quả cho thấy sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và Tổng Giám đốc, tỷ lệ thành viên không điều hành và độc lập trong HĐQT, cùng với tỷ lệ cổ phần nắm giữ bởi Ban Giám đốc có mối quan hệ ngược chiều với hành vi quản lý tài chính Ngược lại, các yếu tố như quy mô HĐQT, tỷ lệ thành viên Ban Kiểm soát không kiêm nhiệm, tỷ lệ thành viên có chuyên môn tài chính, và tỷ lệ cổ phần nắm giữ bởi các thành viên không điều hành không có ý nghĩa thống kê trong nghiên cứu này.

Phan Thị Thanh Trang (2015) đã nghiên cứu hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) của các công ty niêm yết trên sàn HOSE, với biến phụ thuộc là hành vi QTLN trong năm đầu, năm trước và sau niêm yết Sử dụng mô hình Friedlan (1994), tác giả đã phân tích 54 công ty niêm yết trong giai đoạn 2007 - 2013 Kết quả cho thấy, loại công ty kiểm toán có ảnh hưởng ngược chiều đến hành vi QTLN, trong khi quy mô công ty, điều kiện kinh tế và thời gian hoạt động lại có mối quan hệ cùng chiều Ngành nghề kinh doanh không có ý nghĩa thống kê trong nghiên cứu Đáng chú ý, 100% các công ty đều thể hiện hành vi QTLN qua các năm trước, trong và sau niêm yết.

Nghiên cứu của Lê Thị Hoài Anh và cộng sự (2015) đã thu thập dữ liệu từ báo cáo tài chính năm 2013 của 30 doanh nghiệp ngẫu nhiên tại tỉnh Thừa Thiên Huế Kết quả cho thấy hầu hết các doanh nghiệp trong mẫu đã thực hiện điều chỉnh lợi nhuận, với 50% doanh nghiệp theo mô hình DeAngelo điều chỉnh tăng và 50% điều chỉnh giảm Mô hình Friedlan cho thấy 53% doanh nghiệp điều chỉnh tăng và 47% điều chỉnh giảm lợi nhuận Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng mức độ điều chỉnh lợi nhuận tỉ lệ thuận với quy mô doanh thu và tài sản của doanh nghiệp, cho thấy trong năm 2013, nhiều doanh nghiệp đã điều chỉnh lợi nhuận theo ý muốn của nhà quản trị.

Nguyễn Anh Hiền và Phạm Thanh Trung (2015) đã tiến hành nghiên cứu nhằm xác định mô hình phù hợp nhất để phát hiện hành vi điều chỉnh lợi nhuận tại các công ty niêm yết (CTNY) ở Việt Nam Nghiên cứu sử dụng mẫu gồm 380 công ty được chọn ngẫu nhiên từ Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HOSE) và Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX), trong đó có 200 CTNY trên HNX và 180 CTNY trên HOSE Dựa trên dữ liệu năm 2014, kết quả nghiên cứu cho thấy mô hình của Dechow và cộng sự (1995) cùng với Kothari, Leone và Wasley là những mô hình hiệu quả trong việc phát hiện hành vi điều chỉnh lợi nhuận.

Mô hình của Kothari, Leone và Wasley (2005) được xác định là phù hợp nhất trong việc nhận diện hành vi điều chỉnh lợi nhuận của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, theo kết quả kiểm định thống kê.

Nghiên cứu của tác giả Nguyễn Thị Phương Hồng (2016) về các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng báo cáo tài chính (BCTC) của các công ty niêm yết (CTNY) trên thị trường chứng khoán Việt Nam đã chỉ ra rằng, trong số 283 quan sát từ 394 CTNY trong giai đoạn 2012 – 2014, một số yếu tố như sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ, tính độc lập của HĐQT, và mức độ chuyên môn tài chính của HĐQT có tác động tích cực đến chất lượng BCTC Ngược lại, quyền sở hữu bởi tổ chức, khả năng thanh toán hiện hành, quy mô công ty, lợi nhuận (ROE), loại ngành công nghiệp và chính sách chia cổ tức lại ảnh hưởng tiêu cực đến chất lượng BCTC 12 biến khác, bao gồm quyền sở hữu vốn nhà nước, quyền sở hữu vốn nhà quản lý, và đòn bẩy tài chính, không có tác động rõ rệt đến chất lượng BCTC.

Nghiên cứu của Bùi Văn Dương và Ngô Hoàng Điệp (2017) phân tích mối quan hệ giữa đặc điểm Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hành vi quản lý tài sản (QTLN) của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam Mẫu nghiên cứu bao gồm 430 công ty phi tài chính trong giai đoạn 2010 - 2015 Hai tác giả áp dụng mô hình Kothari, Leone và Wasley (2005) để xác định giá trị của biến phụ thuộc DA, đại diện cho hành vi QTLN của nhà quản lý, và thực hiện phân tích dữ liệu bằng phần mềm Stata.

Nghiên cứu chỉ ra rằng quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT), tỷ lệ thành viên có chuyên môn tài chính và tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT có mối quan hệ tích cực với chất lượng thông tin tài chính (QTLN) Ngược lại, quy mô doanh nghiệp, đòn bẩy tài chính và ROA lại có mối quan hệ tiêu cực với QTLN Hơn nữa, sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và Tổng giám đốc, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập không điều hành, cùng số lần họp HĐQT không ảnh hưởng đến hành vi QTLN.

Nguyễn Hà Linh (2017) đã nghiên cứu các nhân tố tác động đến hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) tại các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, với mẫu 2132 quan sát trong giai đoạn 2010 – 2014 Tác giả áp dụng mô hình gốc Jones (1991) để ước tính giá trị của các khoản điều chỉnh lợi nhuận (NDA) và lợi nhuận thực (DA) Kết quả phân tích dữ liệu bằng phần mềm Stata 12 cho thấy quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT), tỷ lệ sở hữu nước ngoài và kiểm toán độc lập có tác động ngược chiều đến hành vi QTLN, trong khi tỷ lệ sở hữu nhà nước, hệ số nợ, hiệu quả tài chính và quy mô công ty lại ảnh hưởng cùng chiều Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng số lượng thành viên HĐQT độc lập và sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và Tổng Giám đốc không có tác động đến hành vi QTLN.

Ngô Hoàng Điệp (2018) nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) của các nhà quản lý tại các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, với mẫu nghiên cứu gồm 416 công ty trên HOSE và HNX trong giai đoạn 2010 – 2016 Tác giả sử dụng mô hình Kothari, Leone và Wasley (2005) cùng mô hình Roychowdhury (2006) để xác định giá trị của biến phụ thuộc, kết hợp phương pháp định tính và định lượng Kết quả cho thấy, số lần họp Hội đồng quản trị (HĐQT), tỷ lệ thành viên HĐQT có chuyên môn tài chính, tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT, quy mô Ban kiểm soát (BKS), tỷ lệ thành viên nữ trong BKS, quy mô công ty kiểm toán và sở hữu quản lý có ảnh hưởng ngược chiều đến hành vi QTLN Ngược lại, sự thay đổi công ty kiểm toán, tỷ lệ nợ vay ngắn hạn, quy mô doanh nghiệp và ROA lại tác động cùng chiều đến hành vi QTLN Ngoài ra, nghiên cứu chỉ ra rằng sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và Tổng Giám đốc, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập không điều hành, quy mô HĐQT, tỷ lệ thành viên BKS có chuyên môn tài chính, sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài, đòn bẩy tài chính và mức độ hoàn thành kế hoạch không ảnh hưởng đến hành vi QTLN.

Hoàng Thị Việt Hà và Đặng Ngọc Hùng (2018) đã nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến QTLN dồn tích và QTLN thực tế của các công ty niêm yết tại Việt Nam Nghiên cứu sử dụng dữ liệu thứ cấp từ báo cáo tài chính của 260 công ty niêm yết trên sàn HOSE trong giai đoạn 2012.

Năm 2016, nghiên cứu với 1300 mẫu quan sát đã áp dụng mô hình Jones điều chỉnh của Dechow và cộng sự (1995) cùng mô hình của Kothari và cộng sự (2005) để đo lường hành vi QTLN dồn tích, và mô hình của Roychowdhury (2006) để đo lường hành vi QTLN thực tế Phân tích được thực hiện thông qua hồi quy OLS, với việc kiểm định lựa chọn mô hình và đánh giá khuyết tật của mô hình Kết quả cho thấy rằng BCTC hợp nhất, sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ, ROA, đòn bẩy tài chính, và phát hành cổ phiếu có ảnh hưởng tích cực đến QTLN dồn tích, trong khi quy mô và chất lượng kiểm toán lại có mối quan hệ tiêu cực Quy mô HĐQT và quy mô công ty không có ảnh hưởng đáng kể đến QTLN trong nghiên cứu này.

Nhận xét các công trình nghiên cứu đã công bố

Nhiều nghiên cứu trong và ngoài nước đã chỉ ra sự tác động của đặc điểm Hội đồng Quản trị (HĐQT) và các yếu tố doanh nghiệp như quy mô công ty, loại công ty kiểm toán, đòn bẩy tài chính, ROA và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh đến hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) Các mô hình đo lường hành vi QTLN bao gồm Jones (1991), Friedlan (1994), và phiên bản điều chỉnh của Jones từ Dechow và cộng sự (1995) Đặc điểm HĐQT thường được thể hiện qua các yếu tố như quy mô HĐQT, sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và Tổng Giám đốc, tính độc lập của HĐQT, tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT, chuyên môn tài chính của HĐQT, và số lần họp của HĐQT.

Nghiên cứu về thành viên HĐQT nước ngoài và mối quan hệ của họ với hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) vẫn còn hạn chế, mặc dù đây là yếu tố quan trọng trong cấu trúc HĐQT, đặc biệt khi Việt Nam hội nhập sâu vào nền kinh tế toàn cầu Các nghiên cứu quốc tế như của Hooghiemstra và cộng sự (2019) hay Hamid và Bello (2019) đã chỉ ra vai trò của thành viên nước ngoài trong HĐQT đối với hành vi QTLN Kết quả từ nghiên cứu này sẽ giúp các công ty nhận thức rõ hơn về tầm quan trọng của thành viên nước ngoài trong HĐQT, từ đó tìm ra các giải pháp cải thiện cấu trúc và chất lượng HĐQT, nâng cao chất lượng báo cáo tài chính và thông tin Do đó, tác giả quyết định kiểm tra ảnh hưởng của thành viên HĐQT nước ngoài cùng với các yếu tố khác đến hành vi QTLN của các công ty niêm yết trên sàn HOSE.

Các nghiên cứu đã được tổng hợp cung cấp cho người viết nhiều kiến thức quý giá về phương pháp thực hiện và xây dựng mô hình nghiên cứu Việc đo lường các biến và thu thập thông tin từ nhiều khía cạnh khác nhau giúp đảm bảo kết quả đạt tính khách quan cao Người viết sẽ kế thừa và tham khảo các kết quả từ những nghiên cứu liên quan nhằm thiết lập một mô hình phù hợp và toàn diện hơn, góp phần bổ sung vào nền tảng nghiên cứu trước đó.

Chương 1 đã tổng hợp những nghiên cứu có liên quan về sự tác động của đặc điểm HĐQT đến hành vi QTLN được thực hiện trong và ngoài nước Thông qua những nghiên cứu được trình bày trong chương này, có thể thấy rằng mối quan hệ giữa đặc điểm HĐQT và hành vi QTLN từ lâu đã nhận được sự quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu trên thế giới Ở Việt Nam, chủ đề về QTLN cũng thu hút nhiều nhà nghiên cứu nhưng đi sâu tìm hiểu về ảnh hưởng của đặc điểm HĐQT đến hành vi QTLN vẫn còn khá ít công trình Đặc biệt, sự ảnh hưởng của thành viên HĐQT nước ngoài đến hành vi QTLN ở các CTNY tại Việt Nam vẫn chưa được tìm hiểu Do đó, trong luận văn này, người viết sẽ tiến hành kiểm tra mối quan hệ giữa đặc điểm HĐQT và hành vi QTLN Đặc điểm HĐQT được thể hiện thông qua các nhân tố: quy mô HĐQT, sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ, tính độc lập của HĐQT, thành viên nữ trong HĐQT, mức độ chuyên môn tài chính của HĐQT, số lần họp của HĐQT và đáng chú ý trong đặc điểm HĐQT là sự hiện diện của thành viên nước ngoài Ngoài ra, người viết tiếp tục kế thừa các nghiên cứu trước, sử dụng một số nhân tố thuộc đặc điểm công ty làm biến kiểm soát trong mô hình: loại công ty kiểm toán, quy mô công ty, đòn bẩy tài chính, ROA và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh Đây là những biến không thể bỏ qua vì sự tác động của chúng đối với mô hình nghiên cứu sẽ giúp kết quả phân tích được chính xác và có ý nghĩa hơn h

CƠ SỞ LÝ THUYẾT

Các khái niệm chính

Hiện nay, công ty cổ phần là một loại hình doanh nghiệp phổ biến trên toàn thế giới, và Hội đồng Quản trị (HĐQT) đóng vai trò quan trọng nhất trong cơ cấu quản trị của công ty.

Theo Klett (2012), Hội đồng Quản trị (HĐQT) đóng vai trò quan trọng trong việc quản lý và định hướng, nhằm thúc đẩy sự phát triển bền vững của doanh nghiệp trong một thị trường minh bạch với sự tham gia tích cực của các cổ đông.

Theo Luật Doanh nghiệp năm 2014, Hội đồng quản trị (HĐQT) là cơ quan quản lý doanh nghiệp, có quyền quyết định và thực hiện các quyền cũng như nghĩa vụ của doanh nghiệp mà không thuộc thẩm quyền của Đại hội đồng cổ đông.

Nghiên cứu của Rezaee (2004) chỉ ra rằng vai trò của Hội đồng quản trị (HĐQT) bao gồm việc giám sát kế hoạch và hành động của Ban điều hành, đảm bảo nguồn vốn đầu tư, ngăn chặn sự tập trung quyền lực vào một nhóm nhỏ trong Ban điều hành cấp cao, và xây dựng hệ thống kiểm soát cũng như cân bằng quyền lực giữa các bên liên quan.

Lợi nhuận đã được nghiên cứu từ lâu qua nhiều trường phái kinh tế khác nhau, từ trọng thương và trọng nông trước Marx, đến tư sản cổ điển Anh, và các trường phái như kinh tế chính trị học tiểu tư sản và Marxist, cho đến kinh tế tư sản hiện đại Trong số các nhà kinh tế học nổi bật, Samuelson đại diện cho trường phái kinh tế hiện đại, ông định nghĩa lợi nhuận là khoản thu nhập dôi ra, được tính bằng tổng thu nhập trừ đi tổng chi phí, tức là chênh lệch giữa tổng thu nhập và tổng chi phí (Samuelson, 1989).

Theo Dechow (1994), lợi nhuận là chỉ số quan trọng phản ánh hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, được tính toán dựa trên phương pháp kế toán dồn tích và được nhiều đối tượng sử dụng để đánh giá tình hình tài chính.

Theo VAS 17, lợi nhuận kế toán được xác định là lợi nhuận hoặc lỗ trong một kỳ kế toán, trước khi trừ thuế thu nhập doanh nghiệp Lợi nhuận này tuân theo các quy định của chuẩn mực kế toán và chế độ kế toán hiện hành.

Lợi nhuận hiện nay được hiểu là sự chênh lệch giữa doanh thu và chi phí mà doanh nghiệp đã chi ra để đạt được doanh thu trong một khoảng thời gian nhất định, theo quan điểm của các nhà kinh tế học (Học viện Tài chính, 2015).

Để xác định sự tồn tại của hành vi QTLN tại các CTNY trên sàn HOSE, lợi nhuận được hiểu theo quy định của VAS 17, cụ thể là "lợi nhuận kế toán là lợi nhuận hoặc lỗ trong một kỳ, trước khi trừ thuế thu nhập doanh nghiệp, được xác định theo chuẩn mực và chế độ kế toán hiện hành."

Hành vi QTLN đã được nghiên cứu rộng rãi trên toàn cầu, nhưng vẫn chưa có định nghĩa thống nhất cho hành vi này Mỗi định nghĩa được đưa ra thường phù hợp với mục đích nghiên cứu của các nhà khoa học (Noronha và cộng sự, 2008).

QTLN, theo Schipper (1989), là hành vi của nhà quản lý sử dụng sức ảnh hưởng của mình để can thiệp vào việc áp dụng các chính sách kế toán nhằm đạt được lợi ích cá nhân Levitt (1998) định nghĩa QTLN là hành động khiến báo cáo tài chính (BCTC) phản ánh mong muốn của nhà quản trị hơn là tình hình tài chính thực tế của doanh nghiệp Healy và Wahlen (1999) mở rộng khái niệm này, cho rằng QTLN bao gồm cả việc chi phối thông qua các nghiệp vụ kinh tế phát sinh, khi các nhà quản lý vận dụng những xét đoán của mình để thay đổi BCTC, gây hiểu nhầm về tình trạng hoạt động của doanh nghiệp hoặc tác động đến kết quả các hợp đồng dựa vào số liệu báo cáo kế toán.

Trong thế kỷ 21, các quan điểm về QTLN đã được mở rộng, với Ronen và Yaari (2008) nhấn mạnh rằng hành vi này không luôn xấu và việc phân biệt giữa gian lận và điều tiết chi phí là khó khăn Miettinen (2008) định nghĩa QTLN là kế hoạch của ban điều hành nhằm điều chỉnh lợi nhuận để đạt được mục tiêu đã đề ra, có thể liên quan đến khuyến khích cho nhà quản lý hoặc điều kiện hợp đồng tín dụng Cornett và cộng sự (2008) cho rằng QTLN còn giúp dự đoán và tránh vỡ nợ trong hợp đồng vay, giảm chi phí pháp lý và tăng lợi ích theo quy định Blom (2009) xác định QTLN là sự can thiệp có chủ đích của ban quản lý trong báo cáo tài chính để thu lợi cá nhân hoặc tổ chức Gulzar (2011) khẳng định rằng QTLN liên quan đến lựa chọn chính sách và ước tính kế toán, tuân thủ các nguyên tắc kế toán chung, ảnh hưởng đến lợi nhuận thông qua các phương pháp kế toán và giao dịch kinh tế.

Hành vi QTLN là hành vi có thể diễn ra trong hoặc ngoài phạm vi quy định của kế toán, nhằm giúp nhà quản trị đạt được mục tiêu lợi nhuận thông qua các công cụ kế toán Tuy nhiên, việc điều chỉnh lợi nhuận một cách cố ý, như tác động vào các khoản dồn tích hoặc nghiệp vụ kinh tế, có thể gây nhầm lẫn cho người sử dụng thông tin Do đó, cần kiểm soát hành vi này để nâng cao chất lượng thông tin trên báo cáo tài chính (BCTC).

Theo định nghĩa của Healy và Wahlen (1999), hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) được phân loại thành hai loại chính: QTLN dựa trên cơ sở dồn tích và QTLN thông qua các nghiệp vụ kinh tế phát sinh.

Ngô Hoàng Điệp (2018) cho rằng QTLN dựa trên cơ sở dồn tích là hành vi mà người quản lý linh hoạt áp dụng các chính sách kế toán như hàng tồn kho, ghi nhận doanh thu và chi phí vốn hóa, nhằm tác động đến lợi nhuận doanh nghiệp.

Mô hình đo lường hành vi quản trị lợi nhuận

Để phát hiện hành vi quản lý lợi nhuận (QTLN), một phương pháp phổ biến là tính toán chênh lệch giữa tổng dồn tích (TA) và các khoản dồn tích hợp lý (NDA) phát sinh trong doanh nghiệp NDA là những khoản dồn tích được thực hiện theo đúng nguyên tắc kế toán, trong khi DA là các khoản dồn tích do người quản lý tạo ra nhằm thay đổi lợi nhuận của doanh nghiệp.

Trên toàn cầu, có nhiều mô hình đo lường hành vi QTLN dựa trên biến DA, được phát triển nhằm tính toán giá trị của NDA Dưới đây là một số mô hình phổ biến được trình bày chi tiết.

Healy (1985) được coi là người tiên phong trong việc đo lường hành vi chất lượng tài chính thông qua việc áp dụng phân tích dữ liệu Ông định nghĩa rằng tài sản (TA) là sự chênh lệch giữa lợi nhuận được báo cáo và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh, vì chất lượng tài chính thường được đánh giá trong một khoảng thời gian nhất định.

NDA và DA là hai biến khó quan sát, do đó cần giả định rằng NDA là phần dồn tích không thay đổi qua các năm và không bị ảnh hưởng bởi nhà quản trị Trong khi đó, DA xét về dài hạn tổng sẽ bằng không Nếu TA khác 0, điều này biểu hiện cho QTLN NDA của năm sự kiện được tính toán là phần TA trung bình của kỳ ước tính.

NDAit: Phần dồn tích không thể điều chỉnh của công ty i năm t

DAit: Phần dồn tích có thể điều chỉnh của công ty i năm t

TAit: Tổng dồn tích của công ty i năm t

Ait-1: Tổng tài sản của công ty i cuối năm t-1 n: Số năm trong kỳ ước tính t: Năm thứ t (t = 1, 2, 3…, n)

Mô hình của Healy (1985) là một trong những phương pháp đầu tiên để tính toán và phát hiện hành vi QTLN, nổi bật với sự đơn giản và dễ dàng trong tính toán Tuy nhiên, mô hình này còn nhiều hạn chế do giả định rằng NDA không thay đổi theo thời gian Thực tế cho thấy NDA liên quan chặt chẽ đến mức độ hoạt động của đơn vị; khi mức độ này thay đổi, NDA cũng sẽ biến động theo Do đó, nếu NDA không chính xác, sẽ dẫn đến sự sai lệch trong DA và làm cho các kết luận về hành vi QTLN trở nên không chính xác.

Mô hình của DeAngelo (1986) khác biệt so với mô hình của Healy (1985) ở chỗ: NDA được đo lường theo giá trị biến TAt-1 chứ không phải trung bình của biến

TAt trong giai đoạn nghiên cứu

DeAngelo (1986) cho rằng dồn tích bình thường NDA phát sinh là ngẫu nhiên

Sự khác biệt giữa NDA ở thời điểm t và thời điểm t-1 chính là DA và cũng chính là biểu hiện của hành vi QTLN

NDAit: Phần dồn tích không thể điều chỉnh của công ty i năm t

DAit: Phần dồn tích có thể điều chỉnh của công ty i năm t

TAit-1: Tổng dồn tích của công ty i năm t-1

Ait-1: Tổng tài sản của công ty i cuối năm t-1

Ait-2: Tổng tài sản của công ty i cuối năm t-2

Mô hình của DeAngelo (1986) đã có sự tiến bộ so với mô hình của Healy (1985), tuy nhiên, nó vẫn gặp hạn chế trong việc cung cấp kết quả chính xác do giả định rằng NDA không thay đổi theo thời gian.

Khắc phục nhược điểm các mô hình trước đó của Healy (1985) và DeAngelo

Năm 1986, Jones đã phát triển một mô hình mới, tiếp theo là Jones (1991), trong đó xem xét ảnh hưởng của mức độ hoạt động kinh doanh đối với NDA Mô hình này tính toán NDA cho năm sự kiện t theo cách cụ thể.

NDAit: Phần dồn tích không thể điều chỉnh của công ty i năm t

∆REVit: Doanh thu năm t trừ doanh thu năm t-1 của công ty i

PPEit: Nguyên giá tài sản cố định (TSCĐ) hữu hình của công ty i cuối năm t h

Ait-1: Tổng tài sản của công ty i cuối năm t-1

∝1, ∝2, ∝3: Tham số ước tính ɛit: Sai số ước tính của công ty i năm t

Các tham số ∝1, ∝2, ∝3 ở công thức tính NDA được tính toán thông qua công thức tính TA bằng hồi quy OLS:

TAit: Tổng dồn tích của công ty i năm t

∆REVit: Doanh thu năm t trừ doanh thu năm t-1 của công ty i

PPEit: Nguyên giá TSCĐ hữu hình của công ty i cuối năm t

Ait-1: Tổng tài sản của công ty i cuối năm t-1 a1, a2, a3: Tham số ước tính ɛit: Sai số ước tính của công ty i năm t

Mô hình Jones (1991) đã khắc phục được hạn chế lớn nhất của mô hình Healy

Mô hình DeAngelo (1986) và nghiên cứu năm 1985 đã loại bỏ giả định rằng NDA không thay đổi theo thời gian Để kiểm soát những biến động trong NDA khi điều kiện doanh nghiệp thay đổi, ∆REV và PPE đã được đưa vào mô hình.

Mô hình này vẫn có những hạn chế, đặc biệt khi coi doanh thu là đại diện cho NDA Việc điều chỉnh thời điểm ghi nhận doanh thu trước hoặc sau kỳ kế toán để thay đổi lợi nhuận vẫn có thể được thực hiện bởi các nhà quản trị.

2.2.4 Các mô hình cải tiến của Jones (1991)

Mô hình Jones điều chỉnh của Dechow và cộng sự (1995) được phát triển để khắc phục những hạn chế của mô hình gốc Jones (1991), đặc biệt là giả định rằng doanh thu không thể điều chỉnh Các nhà nghiên cứu đã cải tiến mô hình này bằng cách bổ sung yếu tố nợ phải thu, tạo ra khoản dồn tích bình thường Mô hình được thể hiện qua công thức cụ thể.

NDAit: Phần dồn tích không thể điều chỉnh của công ty i năm t

∆REVit: Doanh thu năm t trừ doanh thu năm t-1 của công ty i

∆RECit: Phải thu khách hàng năm t trừ phải thu khách hàng năm t-1 của công ty i PPEit: Nguyên giá TSCĐ hữu hình của công ty i cuối năm t

Ait-1: Tổng tài sản của công ty i cuối năm t-1

∝1, ∝2, ∝3: Tham số ước tính ɛit: Sai số ước tính của công ty i năm t

Các tham số ∝1, ∝2, ∝3 trong công thức tính NDA được xác định thông qua công thức tính TA bằng hồi quy OLS từ mô hình gốc của Jones (1991), không phải từ mô hình đã điều chỉnh Điều này là một điểm quan trọng cần lưu ý khi thực hiện tính toán các tham số.

TAit: Tổng dồn tích của công ty i năm t

∆REVit: Doanh thu năm t trừ doanh thu năm t-1 của công ty i

PPEit: Nguyên giá TSCĐ hữu hình của công ty i cuối năm t

Ait-1: Tổng tài sản của công ty i cuối năm t-1 a1, a2, a3: Tham số ước tính ɛit: Sai số ước tính của công ty i năm t

Dechow và cộng sự (1995) cho thấy mô hình cải tiến của mình phát hiện ra hành vi QTLN tốt hơn so với mô hình Jones (1991), Healy (1985) và DeAngelo

Mô hình Jones điều chỉnh, được Dechow và cộng sự phát triển vào năm 1995, đã được nhiều nghiên cứu, bao gồm cả nghiên cứu của Chen năm 2010, xác nhận là một phương pháp phổ biến và hiệu quả trong việc đo lường điều chỉnh lợi nhuận (DA).

Kothari, Leone và Wasley (2005) đã mở rộng mô hình của Jones (1991) và mô hình Jones điều chỉnh của Dechow, Sloan và Sweedney (1995) bằng cách bổ sung biến ROA Mục tiêu của họ là khảo sát mối quan hệ giữa biến dồn tích và hiệu suất hoạt động của công ty Nghiên cứu cho thấy việc thêm biến ROA vào mô hình không chỉ nâng cao hiệu quả mà còn giúp các nhà nghiên cứu rút ra những kết luận đáng tin cậy hơn.

TAit: Tổng dồn tích của công ty i năm t

∆REVit: Doanh thu năm t trừ doanh thu năm t-1 của công ty i

∆RECit: Phải thu khách hàng năm t trừ phải thu khách hàng năm t-1 của công ty i PPEit: Nguyên giá TSCĐ hữu hình của công ty i cuối năm t

ROAit-1: Lợi nhuận trên tổng tài sản của công ty i cuối năm t-1

Ait-1: Tổng tài sản của công ty i cuối năm t-1

∝1, ∝2, ∝3: Tham số ước tính ɛit: Sai số ước tính của công ty i năm t

2.2.5 Mô hình đo lường quản trị lợi nhuận thực của Roychowdhury (2006)

Mô hình của Roychowdhury (2006) là một trong những phương pháp phổ biến để phát hiện hành vi QTLN thông qua các nghiệp vụ kinh tế phát sinh, bên cạnh các mô hình phát hiện hành vi QTLN dựa trên các khoản dồn tích đã được trình bày.

Roychowdhury (2006) đã nghiên cứu mức độ bất thường của ba yếu tố chính: dòng tiền từ hoạt động kinh doanh, chi phí tùy biến và chi phí sản xuất, nhằm xác định mức độ chất lượng lợi nhuận (QTLN) thông qua các nghiệp vụ kinh tế phát sinh.

CFOit: Dòng tiền từ hoạt động của công ty i trong năm t

PCit: Giá vốn của hàng bán + Thay đổi của hàng tồn kho của công ty i trong năm t

DEit: Chi phí quảng cáo, bán hàng, chi phí chung và quản lý

Sit: Doanh thu của công ty i trong năm t

Ait-1: Tổng tài sản của công ty i vào cuối năm t-1

ACFO = Giá trị tuyệt đối của phần dư từ phương trình (1)

APC = Giá trị tuyệt đối của phần dư từ phương trình (2)

ADE = Giá trị tuyệt đối của phần dư từ phương trình (3)

Mức QTLN thực (REM) = ACFO + APC + ADE

Các lý thuyết nền tảng

Lý thuyết ủy nhiệm, được phát triển bởi Jensen và Meckling vào năm 1976, nghiên cứu mối quan hệ giữa bên ủy nhiệm và bên được ủy nhiệm Lý thuyết này đặc biệt rõ nét trong các mối quan hệ giữa cổ đông và nhà quản lý doanh nghiệp, cũng như giữa chủ nợ và các cổ đông của công ty.

Jensen và Meckling (1976) chỉ ra rằng trong mối quan hệ ủy nhiệm, cả hai bên đều có mục tiêu tối đa hóa lợi ích của mình Vấn đề then chốt là làm thế nào để bên đại diện hành động vì lợi ích của bên ủy nhiệm Xu hướng này cho thấy rằng người quản lý không luôn hành động vì lợi ích tốt nhất của chủ sở hữu Những vấn đề phát sinh giữa bên ủy nhiệm và bên được ủy nhiệm dẫn đến chi phí ủy nhiệm, được phân thành ba loại: chi phí giám sát, chi phí liên kết và các chi phí khác.

Để giảm chi phí ủy nhiệm, cần thiết lập hợp đồng giữa cổ đông và nhà quản lý nhằm khuyến khích tối đa hóa giá trị thị trường và lợi nhuận công ty Đồng thời, việc thiết lập cơ chế đãi ngộ hợp lý và giám sát hiệu quả sẽ hạn chế hành vi tư lợi của nhà quản lý, vốn thường dựa vào các con số kế toán để đạt được mục đích cá nhân Đối với mối quan hệ giữa cổ đông và chủ nợ, các biện pháp bảo vệ bằng giá như lãi suất và điều khoản hạn chế trong hợp đồng sẽ giúp kiểm soát chia cổ tức, chính sách tài trợ và hoạt động đầu tư, đồng thời yêu cầu cung cấp thông tin để giám sát Tuy nhiên, việc áp dụng các điều khoản này cũng phụ thuộc vào số liệu kế toán, dẫn đến khả năng nhà quản lý có thể điều chỉnh chính sách kế toán để có lợi cho bản thân, đặc biệt trong thời kỳ tài chính khó khăn.

Lý thuyết ủy nhiệm chỉ ra rằng mâu thuẫn giữa bên ủy nhiệm và bên được ủy nhiệm có thể dẫn đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận nhằm cung cấp thông tin sai lệch cho cổ đông, làm giảm tính trung thực của báo cáo tài chính Trong luận văn này, tác giả áp dụng lý thuyết ủy nhiệm để phân tích ảnh hưởng của việc kiêm nhiệm chức danh Chủ tịch HĐQT và TGĐ, quy mô và tính độc lập của HĐQT, cũng như số lượng cuộc họp của HĐQT và sự tham gia của thành viên nước ngoài đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận Tác giả cho rằng sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch và TGĐ có thể tạo điều kiện cho hành vi này gia tăng Ngược lại, số lượng thành viên HĐQT nhiều, tỷ lệ thành viên độc lập cao và số cuộc họp HĐQT thường xuyên sẽ giúp kiểm soát hành vi điều chỉnh lợi nhuận, từ đó giảm thiểu mức độ này Sự hiện diện của thành viên nước ngoài trong HĐQT cũng có thể hạn chế hành vi điều chỉnh lợi nhuận.

Lý thuyết tín hiệu, được Spence (1973) giới thiệu, giải thích sự bất cân xứng thông tin trên thị trường lao động và trong báo cáo công ty (Ross, 1977) Bất cân xứng thông tin xảy ra khi các công ty cung cấp thông tin để thu hút nhà đầu tư, nhằm chứng minh rằng họ tốt hơn các đối thủ khác (Verrecchia, 1983) Để nâng cao danh tiếng và thu hút đầu tư, các công ty thường công bố nhiều thông tin hơn so với yêu cầu pháp luật (Campbell và cộng sự, 2001).

Nghiên cứu của Morris (1987) về lý thuyết tín hiệu chỉ ra rằng các công ty chất lượng cao thường chọn các chính sách kế toán minh bạch để công bố thông tin tích cực, trong khi các công ty chất lượng thấp lại có xu hướng giấu thông tin xấu Để nâng cao hình ảnh và chất lượng hoạt động, các công ty thường công bố thông tin có lợi nhằm thu hút sự chú ý từ các bên liên quan.

Trong luận văn này, tác giả áp dụng lý thuyết tín hiệu để phân tích tác động của loại công ty kiểm toán, quy mô doanh nghiệp, đòn bẩy tài chính, ROA và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh đến hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) Do thông tin không đối xứng giữa các bên, người quản lý thường có xu hướng cung cấp thông tin có lợi cho họ Vì vậy, tác giả kỳ vọng rằng các công ty có quy mô lớn hơn, ROA cao hơn và đòn bẩy tài chính lớn hơn sẽ có khả năng cao hơn trong việc thực hiện hành vi QTLN Các công ty được kiểm toán bởi các hãng kiểm toán lớn (Big Four) sẽ có xu hướng này rõ rệt hơn.

4 và có dòng tiền từ hoạt động kinh doanh càng lớn thì QTLN sẽ thấp hơn

2.3.3 Lý thuyết phụ thuộc nguồn lực

Lý thuyết phụ thuộc nguồn lực cung cấp nền tảng về vai trò nguồn lực của HĐQT, được Pfeffer và Salancik xây dựng vào năm 1978

Lý thuyết nhấn mạnh rằng Hội đồng quản trị (HĐQT) cần quản lý sự phụ thuộc giữa các tổ chức để đảm bảo có đủ nguồn lực và thông tin cần thiết HĐQT lý tưởng nên bao gồm nhiều cá nhân từ bên ngoài, như các chuyên gia kinh doanh và cộng đồng, nhằm tăng cường khả năng tiếp cận các nguồn lực quan trọng cho công ty (Hillman và cộng sự, 2000).

Theo nghiên cứu của Peasnell và cộng sự (2005), các doanh nghiệp có Hội đồng Quản trị (HĐQT) lớn hoặc đa dạng sẽ có lợi thế trong việc duy trì các nguồn lực quan trọng như vốn lao động và vốn xã hội Trong khi đó, Erhardt và cộng sự (2003) nhấn mạnh rằng sự đa dạng trong HĐQT được thể hiện qua các yếu tố như giới tính, độ tuổi, dân tộc, kinh nghiệm, ngành nghề, trình độ chuyên môn và trình độ học vấn.

Lý thuyết phụ thuộc nguồn lực nhấn mạnh vai trò thiết yếu của Hội đồng quản trị (HĐQT) trong việc nâng cao hiệu quả hoạt động và sự bền vững của công ty Nghiên cứu này phân tích ảnh hưởng của các đặc điểm HĐQT đến hành vi quản trị lãnh đạo, tập trung vào tính độc lập của HĐQT, sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và Tổng Giám đốc, quy mô HĐQT, tần suất họp của HĐQT, trình độ chuyên môn tài chính của các thành viên HĐQT, cũng như tỷ lệ nữ giới trong HĐQT.

Dựa vào lý thuyết phụ thuộc nguồn lực, các công ty có tính độc lập cao của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và không có sự kiêm nhiệm sẽ có khả năng quản lý hiệu quả hơn Điều này giúp tăng cường sự minh bạch và giảm thiểu xung đột lợi ích, từ đó nâng cao hiệu suất hoạt động của doanh nghiệp.

Khả năng thông đồng giữa TGĐ và chủ tịch HĐQT trong việc điều chỉnh lợi nhuận để phục vụ lợi ích cá nhân sẽ thấp, do đó mức độ QTLN cũng giảm Hơn nữa, theo lý thuyết này, công ty có quy mô HĐQT lớn, chuyên môn tài chính cao, số lượng cuộc họp nhiều và có nhiều thành viên nữ trong HĐQT sẽ cải thiện khả năng quản lý giám sát, dẫn đến mức độ QTLN thấp hơn.

Mô hình nghiên cứu

Dựa trên nghiên cứu của Moradi và cộng sự (2012), bài viết kế thừa một số biến quan trọng để thu thập thông tin, bao gồm quy mô HĐQT, sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ, thành viên nữ trong HĐQT, cùng với các biến kiểm soát như loại công ty kiểm toán, quy mô công ty, đòn bẩy tài chính, ROA và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh Ngoài ra, bài viết còn bổ sung các biến đặc trưng như tính độc lập của HĐQT, mức độ chuyên môn tài chính và số lần họp của HĐQT (theo Haniffa và cộng sự, 2006; Bala và Kumai, 2015) Đặc biệt, sự hiện diện của thành viên nước ngoài trong HĐQT, được kế thừa từ nghiên cứu của Hooghiemstra và cộng sự (2019), là một yếu tố quan trọng cần xem xét khi Việt Nam ngày càng hội nhập với nền kinh tế toàn cầu.

Bài viết tổng hợp các biến nghiên cứu trong mô hình, bao gồm biến phụ thuộc là DA và bảy biến độc lập: quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT), sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và Tổng giám đốc, tính độc lập của HĐQT, tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT, mức độ chuyên môn tài chính của HĐQT, số lần họp của HĐQT và tỷ lệ thành viên HĐQT là người nước ngoài Ngoài ra, bài viết cũng đề cập đến năm biến kiểm soát: loại công ty kiểm toán, quy mô công ty, đòn bẩy tài chính, ROA và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh.

Mô hình nghiên cứu chính thức như sau: h

Hình 2.1 Mô hình nghiên cứu

Nguồn: Người viết xây dựng

Giả thuyết nghiên cứu

2.5.1 Quy mô hội đồng quản trị

Quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT) ảnh hưởng đáng kể đến chất lượng tài chính doanh nghiệp (QTLN), như đã chỉ ra trong nhiều nghiên cứu trước đây Cụ thể, các nghiên cứu của Kao và Chen (2004), Haniffa và cộng sự (2006), Liu (2012), González và García-Meca (2014), Kankanamage (2015), cùng với Bùi Văn Dương và Ngô Hoàng Điệp (2017) đều cho thấy rằng doanh nghiệp có quy mô HĐQT lớn thường đạt được mức độ QTLN cao hơn.

Sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch

Tính độc lập của HĐQT

Thành viên nữ trong HĐQT

Mức độ chuyên môn tài chính của HĐQT

HĐQT là người nước ngoài

Loại công ty kiểm toán

Quy mô công ty Đòn bẩy tài chính

Tỷ suất sinh lời trên tài sản

The cash flow from operating activities is a critical focus of research conducted by various authors, including Chtourou et al (2001), Peasnell et al (2005), Ebrahim (2007), Houqe et al (2011), Abed et al (2012), Soliman and Ragab (2013), Hsu and Wen (2015), Bala and Kumai (2015), and Daghsni et al Their studies contribute to a deeper understanding of financial performance and the implications of cash flow management in business operations.

Nghiên cứu của Thinh và Tan (2019), Hamid và Bello (2019), Hooghiemstra và cộng sự (2019) chỉ ra rằng quy mô Hội đồng quản trị có ảnh hưởng ngược chiều đến hành vi quản trị lợi nhuận của doanh nghiệp Các tác giả Saleh và cộng sự (2005), Jaggi và cộng sự (2009), Gulzar cũng đã đưa ra những kết quả tương tự, nhấn mạnh mối quan hệ phức tạp giữa quy mô HĐQT và các quyết định quản trị trong doanh nghiệp.

(2011), Nugroho và Eko (2012), Moradi và cộng sự (2012), Metawee (2013), Nguyễn Thị Phương Hồng (2016), Dang và cộng sự (2017), Sajjad (2017), Ngô Hoàng Điệp

Nghiên cứu của Al Azeez và cộng sự (2018, 2019) chỉ ra rằng không có mối liên hệ giữa quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT) và hành vi Quản trị lãnh đạo (QTLN) Tuy nhiên, các nghiên cứu khác lại khẳng định sự tồn tại của mối liên hệ này Do đó, tác giả đưa ra giả thuyết về mối quan hệ giữa QTLN và quy mô HĐQT.

H 1 : Công ty có quy mô HĐQT càng lớn thì mức độ QTLN càng thấp

2.5.2 Sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch hội đồng quản trị và Tổng Giám đốc Đa số các kết quả nghiên cứu đều đưa ra nhận định về sự tác động cùng chiều của việc kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ đến hành vi QTLN Trong số đó có nghiên cứu của Saleh và cộng sự (2005), Gulzar (2011), Nugroho và Eko (2012), Soliman và Ragab (2013), Daghsni và cộng sự (2016), Nguyễn Thị Phương Hồng

Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra ảnh hưởng của việc kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ đến hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN), với các tác giả như Dang và cộng sự (2016), Sajjad (2017), và Hamid và Bello (2019) cho thấy tác động đáng kể Ngược lại, một số nghiên cứu khác như của Chtourou và cộng sự (2001) và Kao và Chen (2004) cho thấy ảnh hưởng này là không đáng kể Các nghiên cứu tiếp theo của Peasnell và cộng sự (2005), Ebrahim (2007), Jaggi và cộng sự (2009), Abed và cộng sự (2012), Moradi và cộng sự (2012), Metawee (2013), và Fathi (2013) cũng đã góp phần làm rõ vấn đề này.

Dựa trên các nghiên cứu trước đây của Hsu và Wen (2015), Bùi Văn Dương và Ngô Hoàng Điệp (2017), Nguyễn Hà Linh (2017), Ngô Hoàng Điệp (2018) cùng với Hooghiemstra và cộng sự (2019), một giả thuyết mới đã được đề xuất nhằm kế thừa những bằng chứng thực nghiệm đã có.

Công ty có sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch Hội đồng quản trị và Tổng giám đốc thường đạt mức độ quản trị lãnh đạo cao hơn so với các công ty không có sự kiêm nhiệm này.

2.5.3 Tính độc lập của hội đồng quản trị h

Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra mối quan hệ giữa tính độc lập của Hội đồng quản trị (HĐQT) và mức độ quản trị lợi nhuận (QTLN) của doanh nghiệp Cụ thể, Kao và Chen (2004) cùng với Peasnell và cộng sự (2005) đã phát hiện tác động ngược chiều của tính độc lập HĐQT đến hành vi QTLN Các nghiên cứu tiếp theo như của Ebrahim (2007), Jaggi và cộng sự (2009), Metawee (2013), Hsu và Wen (2015), Nguyễn Thị Phương Hồng (2016), Sajjad (2017), Al Azeez và cộng sự (2019) cũng đồng tình với nhận định này Ngược lại, nghiên cứu của Liu (2012) và Bala cùng Kumai đã chỉ ra ảnh hưởng cùng chiều từ tính độc lập của HĐQT đến QTLN.

Một số nghiên cứu, như của Chtourou và cộng sự (2001), Saleh và cộng sự (2005), và Haniffa và cộng sự, đã chỉ ra rằng không có mối liên hệ đáng kể giữa tính độc lập của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và chất lượng thông tin tài chính (QTLN) Các kết quả thực nghiệm từ Al-Rassas và Kamardin (2015) cũng xác nhận rằng ảnh hưởng của yếu tố này đến QTLN là không đáng kể.

(2006), Gulzar (2011), Houqe và cộng sự (2011), Abed và cộng sự (2012), Nugroho và Eko (2012), Soliman và Ragab (2013), Fathi (2013), González và García-Meca

Dựa trên kết quả nghiên cứu của các tác giả như Daghsni (2014), Bùi Văn Dương và Ngô Hoàng Điệp (2017), Nguyễn Hà Linh (2017), và Thinh và Tan (2019), tác giả đưa ra giả thuyết mới.

H 3 : Công ty có tính độc lập của HĐQT càng cao thì mức độ QTLN càng thấp

2.5.4 Thành viên nữ trong hội đồng quản trị

Nhiều nhà nghiên cứu đã phân tích mối quan hệ giữa giới tính trong Hội đồng quản trị (HĐQT) và hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) của doanh nghiệp Các tác giả như Habbash (2010), Moradi và cộng sự (2012), Sajjad (2017), Thinh và Tan (2019), Hooghiemstra và cộng sự (2019) chỉ ra rằng tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT không có ảnh hưởng đáng kể đến hành vi QTLN Ngược lại, một số nghiên cứu khác của Gulzar (2011), Lakhal và cộng sự (2015) cùng với Ngô Hoàng Điệp lại cho thấy những tác động khác nhau, mở ra cuộc tranh luận về vai trò của giới tính trong HĐQT đối với hiệu quả quản trị doanh nghiệp.

Nghiên cứu của Al Azeez và cộng sự (2018), cũng như các tác giả khác như Bala và Kumai (2015), Bùi Văn Dương và Ngô Hoàng Điệp (2017), đã chỉ ra những tác động khác nhau của tỷ lệ thành viên nữ trong Hội đồng Quản trị (HĐQT) đến hành vi Quản trị tài sản (QTLN) Trong khi một số nghiên cứu cho thấy ảnh hưởng ngược chiều, thì các nghiên cứu khác lại khẳng định sự ảnh hưởng tích cực của tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT đối với hành vi QTLN Để bổ sung thêm bằng chứng cho vấn đề này, tác giả đặt ra giả thuyết về vai trò của thành viên nữ trong HĐQT đối với hành vi QTLN.

H 4 : Công ty có tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT càng lớn thì mức độ QTLN càng thấp

2.5.5 Mức độ chuyên môn tài chính của hội đồng quản trị

Nhiều nghiên cứu, như của Bùi Văn Dương và Ngô Hoàng Điệp (2017) cùng Thinh và Tan (2019), đã chỉ ra mối quan hệ cùng chiều giữa mức độ chuyên môn tài chính của HĐQT và hành vi QTLN Ngược lại, nghiên cứu của Kankanamage (2015), Bala và Kumai (2015), Nguyễn Thị Phương Hồng (2016), và Ngô Hoàng Điệp (2018) lại cho thấy mối quan hệ ngược chiều Thêm vào đó, một số nghiên cứu khác như của Metawee (2013) không tìm thấy mối quan hệ nào giữa hai yếu tố này Để làm rõ hơn về mối quan hệ giữa mức độ chuyên môn tài chính của HĐQT và hành vi QTLN, người viết đề xuất một giả thuyết nghiên cứu bổ sung.

H 5 : Công ty có mức độ chuyên môn tài chính của HĐQT càng cao thì mức độ QTLN càng thấp

2.5.6 Số lần họp của hội đồng quản trị

Nghiên cứu của Gulzar (2011) và Daghsni cùng các cộng sự (2016) chỉ ra rằng có mối quan hệ tích cực giữa số lần họp của HĐQT và hành vi QTLN Ngược lại, các nghiên cứu của González và García-Meca (2014), Kankanamage (2015), Ngô Hoàng Điệp (2018) cho thấy số lần họp của HĐQT có ảnh hưởng tiêu cực đến hành vi QTLN Hơn nữa, Haniffa và các cộng sự (2006), Ebrahim (2007), Habbash (2010), Metawee (2013), Nguyễn Thị Phương Hồng (2016), Bùi Văn Dương và Ngô Hoàng Điệp (2017), Thinh và Tan (2019) đã chứng minh rằng không tồn tại mối quan hệ nào giữa số lần họp của HĐQT và hành vi QTLN Những bằng chứng này dẫn đến giả thuyết rằng

H 6 : Công ty có số lần họp của HĐQT càng nhiều thì mức độ QTLN càng thấp h

2.5.7 Thành viên hội đồng quản trị là người nước ngoài

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Phương pháp nghiên cứu

Để xác định các yếu tố thuộc đặc điểm Hội đồng quản trị (HĐQT) ảnh hưởng đến hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN), tác giả đã tổng hợp và phân tích kết quả từ các nghiên cứu trước đây liên quan Để kiểm tra mức độ tác động của từng yếu tố HĐQT đến hành vi QTLN của các công ty niêm yết trên sàn HOSE, phương pháp nghiên cứu định lượng được áp dụng Dữ liệu thứ cấp đã được thu thập từ báo cáo tài chính đã kiểm toán, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 2015 – 2018 thông qua trang web https://finance.vietstock.vn/ Sau khi thu thập và tính toán, dữ liệu sẽ được tổng hợp thành bảng trên Microsoft Excel 2016 và sau đó được xử lý bằng phần mềm Stata 14.

Quy trình nghiên cứu

Để nghiên cứu và xây dựng đề tài hiệu quả, người viết thiết lập quy trình 7 bước cơ bản, mỗi bước đóng góp vào quy trình nghiên cứu Đầu tiên, xác định vấn đề nghiên cứu và đánh giá tính khả thi của đề tài Tiếp theo, tìm hiểu lý thuyết và các nghiên cứu liên quan để xác định các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi quản trị lãnh đạo Sau khi kế thừa kết quả nghiên cứu trước, người viết xây dựng mô hình và giả thuyết nghiên cứu Công tác thu thập dữ liệu là yếu tố quyết định trong quy trình, góp phần vào kết quả nghiên cứu Dữ liệu thu thập được sẽ được phân tích và kiểm định bằng phương pháp hồi quy với Stata, nhằm xác định mức độ tác động của các nhân tố đến hành vi quản trị lãnh đạo Kết quả phân tích sẽ làm cơ sở cho các kiến nghị liên quan.

Sơ đồ 3.1 Quy trình nghiên cứu luận văn

Xác định vấn đề cần nghiên cứu

Nghiên cứu cơ sở lý thuyết và các khái niệm liên quan

Tìm hiểu những nghiên cứu trước đây Xây dựng mô hình và giả thuyết nghiên cứu Xây dựng đề cương nghiên cứu

Thu thập dữ liệu Phân tích dữ liệu bằng phương pháp hồi quy số liệu với Stata

Giải thích kết quả và đề xuất các kiến nghị liên quan

Nguồn: Người viết xây dựng h

Mô hình hồi quy

Luận văn này xây dựng mô hình hồi quy để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu với biến phụ thuộc là DA, đại diện cho hành vi quản trị doanh nghiệp Mô hình bao gồm 7 biến độc lập: quy mô hội đồng quản trị, sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch hội đồng quản trị và Tổng giám đốc, tính độc lập của hội đồng quản trị, tỷ lệ thành viên nữ trong hội đồng quản trị, mức độ chuyên môn tài chính của hội đồng quản trị, số lần họp của hội đồng quản trị, và tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị là người nước ngoài Ngoài ra, nghiên cứu còn kiểm soát 5 biến: loại công ty kiểm toán, quy mô công ty, đòn bẩy tài chính, ROA, và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh.

Mô hình hồi quy như sau:

DA it = β 0 + β 1 *QM_HDQT it + β 2 *KIEM_NHIEM it + β 3 *TV_DOC_LAP it + β 4 *TV_NU it + β 5 *CHUYEN_MON it + β 6 *HOP it + β 7 *TV_NUOC_NGOAI it

+ β 8 *BIG4 it + β 9 *QM_CONG_TY it + β 10 *DON_BAY_TC it + β 11 *ROA it + β 12 *CFO it + ɛ it

DAit là biến phụ thuộc phản ánh mức độ QTLN, được đo lường theo mô hình Jones điều chỉnh của Dechow và cộng sự (1995) Các hệ số β0, β1, β2,…, β12 trong mô hình này là các hệ số hồi quy quan trọng.

QM_HDQTit : quy mô HĐQT

KIEM_NHIEMit : sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ

TV_DOC_LAPit : tính độc lập của HĐQT

TV_NUit : tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT

CHUYEN_MONit : mức độ chuyên môn tài chính của HĐQT

HOPit : số lần họp của HĐQT

TV_NUOC_NGOAIit : thành viên HĐQT là người nước ngoài

BIG4it : loại công ty kiểm toán

QM_CONG_TYit : quy mô công ty

DON_BAY_TCit : đòn bẩy tài chính

ROAit : tỷ suất sinh lời trên tài sản h

CFOit : dòng tiền từ hoạt động kinh doanh ɛit : phần dư

Đo lường các biến trong mô hình hồi quy

Trong luận văn này, QTLN được đo lường dựa trên mô hình Jones điều chỉnh của Dechow và các cộng sự (1995) do tính phổ biến và ưu việt của nó Nhiều nghiên cứu liên quan, như của Chtourou và các cộng sự (2001), Peasnell và các cộng sự (2005), Haniffa và các cộng sự (2006), Ebrahim (2007), Jaggi và các cộng sự (2009), Gulzar (2011), Moradi và các cộng sự (2012), Bala và Kumai (2015), Daghsni và các cộng sự (2016), Sajjad (2017), Hooghiemstra và các cộng sự (2019), Al Azeez và các cộng sự (2019), cũng đã sử dụng mô hình này để nhận diện hành vi QTLN.

Sau đây là các bước để tính được giá trị của DA theo mô hình Jones điều chỉnh của Dechow và cộng sự (1995):

A it−1 + α 2 ∆REV it − ∆REC it

A it−1 + ε it Các tham số α1, α2, α3 ở mô hình trên được tính bằng ước lượng OLS của a1, a2, a3 trong mô hình sau:

A it−1 + ε it Suy ra hành vi QTLN được xác định theo công thức sau:

TAit : Tổng biến kế toán dồn tích

DAit : Biến kế toán dồn tích có thể điều chỉnh

NDAit : Biến kế toán dồn tích không thể điều chỉnh h

NIit : Lợi nhuận thuần từ hoạt động kinh doanh

CFOit : Dòng tiền từ hoạt động kinh doanh

REVit : Doanh thu thuần cuối kỳ t – Doanh thu thuần cuối kỳ t-1

RECit : Phải thu khách hàng cuối kỳ t – Phải thu khách hàng cuối kỳ t-1

Ait-1 : Tổng tài sản cuối kỳ t-1

PPEit : Nguyên giá TSCĐ hữu hình cuối kỳ t ε it : Phần dư

Kết quả tính toán giá trị biến DA trong mô hình nghiên cứu (PHỤ LỤC 02 và PHỤ LỤC 03)

3.4.2 Biến độc lập và biến kiểm soát

Mô hình hồi quy trong luận văn bao gồm 7 biến độc lập và 5 biến kiểm soát Chi tiết về tên biến và phương pháp đo lường các biến này được trình bày trong bảng 3.1.

Bảng 3.1 Mô tả biến độc lập và biến kiểm soát LOẠI

BIẾN TÊN BIẾN KÝ HIỆU ĐO LƯỜNG

Quy mô HĐQT QM_HDQT Tổng số thành viên trong HĐQT

- Bằng 1: nếu Chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm TGĐ

- Bằng 0: nếu Chủ tịch HĐQT không kiêm nhiệm TGĐ

Tỷ lệ giữa số lượng thành viên HĐQT độc lập trên tổng số thành viên của HĐQT

Tỷ lệ giữa số thành viên nữ trong HĐQT trên tổng số thành viên của HĐQT

Mức độ chuyên môn tài chính của

Tỷ lệ thành viên Hội đồng Quản trị (HĐQT) có trình độ đại học trở lên trong lĩnh vực kế toán tài chính hoặc quản trị kinh doanh so với tổng số thành viên của HĐQT là một chỉ số quan trọng Chỉ số này phản ánh năng lực chuyên môn của HĐQT và ảnh hưởng đến quyết định quản lý của doanh nghiệp Việc có nhiều thành viên có kiến thức vững vàng trong các lĩnh vực này sẽ góp phần nâng cao hiệu quả hoạt động và sự phát triển bền vững của tổ chức.

HĐQT HOP Số lượng cuộc họp do HĐQT tổ chức trong một năm tài chính

Thành viên HĐQT là người nước ngoài TV_NUOC_NGOAI

- Bằng 1: nếu có ít nhất 1 thành viên nước ngoài trong HĐQT

- Bằng 0: nếu không có thành viên nước ngoài trong HĐQT h

BIẾN TÊN BIẾN KÝ HIỆU ĐO LƯỜNG

Loại công ty kiểm toán BIG4

- Bằng 1: nếu công ty được kiểm toán bởi các công ty kiểm toán thuộc nhóm Big4

- Bằng 0: nếu công ty được kiểm toán bởi các công ty kiểm toán ngoài nhóm Big4

Công ty QM_CONG_TY có quy mô tài sản đáng chú ý, với logarit tổng tài sản được ghi nhận tại ngày kết thúc niên độ kế toán Đòn bẩy tài chính của công ty, được đo bằng tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản, cho thấy mức độ sử dụng nợ trong cấu trúc tài chính của doanh nghiệp.

Tỷ suất sinh lời trên tài sản ROA Tỷ lệ giữa lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản

Dòng tiền từ hoạt động kinh doanh CFO Lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động kinh doanh

Nguồn: Người viết tổng hợp

Thiết kế nghiên cứu

Tổng quan về Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh

Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HOSE) chính thức hoạt động từ ngày 20/7/2000, trước đó các Sở Giao dịch Chứng khoán hoạt động dưới hình thức Trung tâm Giao dịch Chứng khoán và là đơn vị sự nghiệp có thu thuộc Ủy ban Chứng khoán Nhà nước Sau nhiều năm phát triển, thị trường chứng khoán đã đạt được nhiều thành công đáng kể, khẳng định sự trưởng thành và hiệu quả của hoạt động này.

Thị trường chứng khoán Việt Nam đã đạt tốc độ tăng trưởng hàng đầu trong khu vực, với HOSE đóng góp quan trọng trong suốt 20 năm qua HOSE đã gia tăng quy mô vốn hoá và thanh khoản, giúp thị trường trở thành kênh huy động vốn thiết yếu cho doanh nghiệp Năm 2019, HOSE tiếp tục phát triển các sản phẩm đầu tư và phòng ngừa rủi ro, bao gồm chứng quyền có bảo đảm Sau gần hai thập kỷ hoạt động, HOSE tích cực tham gia vào các tổ chức quốc tế và mở rộng quan hệ với các sàn giao dịch chứng khoán trên toàn cầu.

Đến cuối năm 2018, sàn HOSE ghi nhận 382 công ty niêm yết, trong đó có 34 công ty hoạt động trong lĩnh vực tài chính, ngân hàng và bảo hiểm Số lượng công ty còn lại chủ yếu thuộc các ngành khác trong nền kinh tế.

348 công ty phi tài chính

Trong bài viết này, tác giả nghiên cứu mối quan hệ giữa đặc điểm Hội đồng quản trị (HĐQT) và hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) trong giai đoạn 2015 – 2018 Để thực hiện nghiên cứu, tác giả sẽ thu thập dữ liệu từ các công ty có đủ báo cáo tài chính (BCTC), báo cáo tài chính năm (BCTN) và báo cáo quyết toán (BCQT) cho các năm 2015, 2016, 2017.

Năm 2018, có 196 công ty đáp ứng yêu cầu, dẫn đến tổng số quan sát trong mẫu nghiên cứu chính thức của luận văn là 784 quan sát Tiêu chuẩn lựa chọn công ty mẫu được xác định rõ ràng.

- Hoạt động và niêm yết trên sàn HOSE trong giai đoạn 2015 - 2018

- Có kỳ kế toán năm 1/1 đến 31/12 theo năm dương lịch

- Không thay đổi năm tài chính trong giai đoạn 2015 - 2018

- Không thuộc các ngành ngân hàng, tài chính, bảo hiểm

- Dữ liệu yêu cầu sẵn có để thu thập được

Danh sách các công ty trong mẫu nghiên cứu (PHỤ LỤC 01)

Người viết thu thập dữ liệu từ thông tin trên BCTC đã được kiểm toán, BCTN, BCQT trên website https://finance.vietstock.vn/, cụ thể như sau: h

Báo cáo tài chính đã được kiểm toán

Lợi nhuận thuần từ hoạt động kinh doanh Dòng tiền từ hoạt động kinh doanh

Doanh thu thuần Phải thu khách hàng Tổng tài sản Nguyên giá TSCĐ hữu hình

Báo cáo thường niên Báo cáo quản trị

Sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ

Tính độc lập của HĐQT Thành viên nữ trong HĐQT Mức độ chuyên môn tài chính của HĐQT

Số lần họp của HĐQT Thành viên HĐQT là người nước ngoài

Báo cáo tài chính đã được kiểm toán

Loại công ty kiểm toán

Quy mô công ty Đòn bẩy tài chính

Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản Dòng tiền từ hoạt động kinh doanh

3.5.3 Xử lý và phân tích dữ liệu

Người viết đã áp dụng phần mềm Stata 14 và Microsoft Excel 2016 để xử lý dữ liệu và thực hiện các kỹ thuật phân tích cần thiết, nhằm kiểm tra các giả thuyết nghiên cứu đã được đề ra.

Thống kê mô tả là phương pháp nghiên cứu nhằm tổng hợp, số hóa và biểu diễn đồ thị các số liệu thu thập được Phương pháp này cũng tính toán các tham số đặc trưng của tập dữ liệu, bao gồm giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất, với mục đích mô tả rõ nét tập dữ liệu.

Kết quả thống kê mô tả cung cấp nền tảng quan trọng để đánh giá tình hình thực tế của các biến trong mẫu nghiên cứu, so sánh với các quy định hiện hành.

Phân tích tương quan giúp kiểm tra mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc DA và 12 nhân tố tác động, đồng thời làm rõ mức độ liên hệ giữa các biến độc lập Kết quả của phân tích này là cơ sở cho phân tích hồi quy và phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu Theo Hair và cộng sự (1995), hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra khi hệ số tương quan giữa các biến độc lập lớn hơn 0.8.

Lựa chọn mô hình phù hợp

Dữ liệu trong luận văn vừa theo thời gian (2015 – 2018) vừa theo không gian

Để phân tích 196 CTNY trên HOSE, phương pháp hồi quy với dữ liệu bảng được áp dụng Ba mô hình hồi quy có thể sử dụng trong phân tích này bao gồm Pooled OLS, FEM và REM.

Sự khác biệt giữa ba mô hình Pooled OLS, FEM và REM nằm ở khả năng kiểm soát các đặc điểm riêng biệt của từng công ty Pooled OLS không thể kiểm soát những đặc điểm này, trong khi FEM, được phát triển từ Pooled OLS, có khả năng kiểm soát các đặc điểm khác nhau và cho thấy sự tương quan giữa phần dư của mô hình với các biến độc lập Ngược lại, REM cũng được phát triển từ Pooled OLS và kiểm soát các đặc điểm khác nhau của từng công ty, nhưng không có sự tương quan giữa phần dư của mô hình và các biến độc lập.

Vì vậy, để lựa chọn được mô hình hồi quy phù hợp, người viết sẽ thực hiện so sánh từng cặp, kiểm định giữa Pooled OLS, FEM và REM

Bước 1: Kiểm định sự phù hợp giữa Pooled OLS và FEM

Sử dụng kiểm định F với giả thuyết:

Trong trường hợp chấp nhận giả thuyết H0, tức là không có sự khác biệt giữa các công ty, phương pháp Pooled OLS sẽ phù hợp hơn so với FEM Ngược lại, nếu giả thuyết này bị bác bỏ, cần xem xét các phương pháp khác để phân tích dữ liệu.

H0 thì FEM phù hợp hơn so với Pooled OLS

Với mức ý nghĩa 5%, nếu chỉ số:

Bước 2: Kiểm định sự phù hợp giữa Pooled OLS và REM

Sử dụng kiểm định Breusch – Pagan với giả thuyết:

Khi chấp nhận giả thuyết H0, sai số ước lượng không bao gồm sai lệch giữa các công ty hoặc giữa các năm quan sát là không đổi, do đó phương pháp Pooled OLS trở nên phù hợp hơn so với REM Ngược lại, nếu bác bỏ giả thuyết H0, phương pháp REM sẽ phù hợp hơn so với Pooled OLS.

Với mức ý nghĩa 5%, nếu chỉ số:

Sau khi hoàn thành bước 1 và bước 2, nếu kết quả kiểm định chỉ ra rằng Pooled OLS là phương pháp phù hợp hơn so với FEM và REM, tác giả sẽ tiến hành hồi quy bằng Pooled OLS Ngược lại, nếu FEM và REM được xác định là phù hợp hơn Pooled OLS, tác giả sẽ tiếp tục thực hiện bước 3.

Bước 3: Kiểm định sự phù hợp giữa FEM và REM

Sử dụng kiểm định Hausman với giả thuyết:

H0: phần dư và các biến giải thích không tương quan với nhau

H1: Phần dư và các biến giải thích có tương quan với nhauKhi chấp nhận giả thuyết H0, điều này cho thấy phần dư và các biến giải thích không có mối tương quan, do đó phương pháp REM sẽ phù hợp hơn so với FEM Ngược lại, nếu bác bỏ giả thuyết H0, phương pháp FEM sẽ trở nên thích hợp hơn so với REM.

Với mức ý nghĩa 5%, nếu chỉ số:

Kiểm định các khuyết tật của mô hình hồi quy

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN

Kết quả thống kê mô tả

Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến phụ thuộc DA

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Bảng 4.1 cung cấp số liệu tổng hợp về biến phụ thuộc DA, phản ánh mức độ QTLN của các CTNY trên HOSE trong giai đoạn 2015 – 2018 Giá trị tuyệt đối của DA, biểu thị độ lớn của QTLN, là yếu tố quan trọng để đánh giá mức độ QTLN của các công ty Sự chênh lệch giữa giá trị nhỏ nhất 0.0000581 và giá trị lớn nhất 1.164557 cho thấy sự khác biệt rõ rệt trong mức độ QTLN giữa các công ty, với một số công ty có mức độ QTLN rất cao trong khi những công ty khác lại có mức độ thấp.

Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn

Biến DA âm 216 với tỷ lệ 27.55% cho thấy sự điều chỉnh của nhà quản lý có xu hướng tăng (+) chiếm 72.45% tổng số quan sát, trong khi xu hướng giảm (-) chỉ chiếm 27.55% Điều này phản ánh rằng trong giai đoạn từ năm 2015, sự điều chỉnh của biến DA chủ yếu nghiêng về phía tăng, cho thấy một xu hướng tích cực trong quản lý.

2018, các CTNY trên HOSE có xu hướng điều chỉnh tăng lợi nhuận hơn là giảm lợi nhuận

Bảng 4.2 Thống kê mô tả biến phụ thuộc |DA| theo năm

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Bảng 4.2 cung cấp cái nhìn chi tiết về mức độ QTLN của các CTNY trên HOSE trong giai đoạn 2015 – 2018 Năm 2016 ghi nhận mức độ QTLN trung bình cao nhất với giá trị 0.1078026, trong khi năm 2018 có mức độ thấp nhất là 0.0910517 Mặc dù có sự biến động, mức độ QTLN trung bình trong giai đoạn này chủ yếu xoay quanh giá trị 0.1009061, cho thấy sự ổn định tương đối trong các năm.

Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn

Bảng 4.3 Thống kê mô tả biến phụ thuộc theo xu hướng

Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Hành vi QTLN có xu hướng điều chỉnh tăng cao gấp 2-3 lần so với điều chỉnh giảm Cụ thể, năm 2015, trong 196 quan sát, xu hướng điều chỉnh tăng chiếm 69.90% tổng số quan sát, trong khi xu hướng điều chỉnh giảm chỉ chiếm 30.10% Năm 2016, xu hướng điều chỉnh tăng còn rõ rệt hơn so với năm trước.

Năm 2015, xu hướng điều chỉnh lợi nhuận tăng chiếm 71.94% tổng số quan sát, trong khi xu hướng điều chỉnh giảm chiếm 28.06% Sang năm 2017, xu hướng điều chỉnh lợi nhuận không có sự thay đổi đáng kể so với năm 2016, với 71.43% tổng số quan sát thuộc về xu hướng điều chỉnh tăng và 28.57% thuộc về xu hướng điều chỉnh giảm Đặc biệt, năm 2018 ghi nhận xu hướng điều chỉnh lợi nhuận tăng cao nhất trong giai đoạn này.

Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn

2015 – 2018 Trong 196 quan sát thì xu hướng điều chỉnh tăng chiếm 76.53% tổng số quan sát và xu hướng điều chỉnh giảm chiếm 23.47% tổng số quan sát

Bảng 4.4 Thống kê mô tả các biến độc lập định tính

Sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch

HĐQT có thành viên là người nước ngoài

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Theo số liệu từ bảng 4.4, tình trạng kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ của các CTNY trên HOSE trong giai đoạn 2015 – 2018 chỉ chiếm 27.17% trong tổng số 784 quan sát, trong khi tỷ lệ không kiêm nhiệm lên tới 72.83% Theo Nghị định 71/2017/NĐ-CP, từ ngày 01/8/2020, Chủ tịch HĐQT không được kiêm nhiệm chức danh TGĐ của cùng một công ty đại chúng, nhằm hạn chế lạm quyền và tăng cường khả năng kiểm soát của cổ đông đối với quản trị công ty Quy định này góp phần nâng cao tính minh bạch và chuẩn mực trong quản trị công ty đại chúng và thị trường chứng khoán.

Về sự hiện diện của thành viên nước ngoài trong HĐQT, trong tổng số 784 quan sát, có 146 quan sát (chiếm 18.62%) có thành viên là người nước ngoài trong h

HĐQT, 638 quan sát không có thành viên là người nước ngoài trong HĐQT (chiếm

Bảng 4.5 Thống kê mô tả các biến độc lập định lượng

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Bảng 4.5 trình bày các chỉ tiêu tổng quan của từng biến, giúp người đọc có cái nhìn tổng quát về các biến này Từ năm 2015 đến năm 2018, các công ty niêm yết trên HOSE có số lượng thành viên trong Hội đồng quản trị (HĐQT) dao động từ 3 đến 10 người, phù hợp với quy định tại khoản 1 điều 150 của Luật Doanh nghiệp 2014, nêu rõ rằng HĐQT phải có từ 03 đến 11 thành viên, và điều lệ công ty sẽ quy định cụ thể số lượng thành viên HĐQT.

Theo khoản 5 điều 13 của Nghị định 71/2017/NĐ-CP hướng dẫn về quản trị công ty áp dụng đối với công ty đại chúng, cơ cấu thành viên Hội đồng Quản trị phải đảm bảo sự cân bằng giữa các thành viên độc lập và không độc lập, cũng như đảm bảo sự đa dạng về kỹ năng, kinh nghiệm và kiến thức của các thành viên.

CTNY phải đảm bảo tối thiểu 1/3 tổng số thành viên HĐQT là thành viên độc lập”

Thống kê cho thấy tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập trong các công ty dao động từ 0% đến 80%, cho thấy nhiều công ty chưa đạt yêu cầu quy định Sự hiện diện của các thành viên HĐQT độc lập là rất quan trọng để giám sát hành vi quản lý và đảm bảo tính minh bạch trong quản trị doanh nghiệp.

Sự hiện diện của thành viên nữ trong Hội đồng Quản trị (HĐQT) của các công ty dao động từ 0% đến 100%, với một số công ty không có thành viên nữ trong khi một số khác lại có HĐQT hoàn toàn là nữ Nghị định 71/2017/NĐ-CP lần đầu tiên cho phép các công ty đại chúng áp dụng tiêu chuẩn giới tính trong việc lựa chọn thành viên HĐQT, tạo cơ sở pháp lý cho các doanh nghiệp có thể xác định giới tính là tiêu chí trong việc quản lý và điều hành.

Variable Obs Mean Std Dev Min Max h

Trình độ chuyên môn tài chính của các thành viên trong HĐQT được thể hiện qua tỷ lệ thành viên có bằng cấp cử nhân trở lên về kế toán tài chính hoặc quản trị kinh doanh Kết quả thống kê cho thấy trung bình khoảng 45% thành viên trong HĐQT sở hữu chuyên môn tài chính, với mức thấp nhất là không có thành viên nào có chuyên môn và mức cao nhất là toàn bộ thành viên đều có chuyên môn về tài chính.

Trung bình mỗi năm, HĐQT của các CTNY trên HOSE, giai đoạn 2015 –

Năm 2018, các công ty tổ chức trung bình 11.44 cuộc họp HĐQT, với số cuộc họp dao động từ 2 đến 170 Điều này cho thấy sự không đồng đều trong việc tổ chức họp giữa các công ty, khi một số tổ chức quá ít cuộc họp trong khi những công ty khác lại tổ chức quá nhiều Theo khoản 1 điều 16 của Nghị định 71/2017/NĐ-CP, HĐQT phải họp ít nhất một lần mỗi quý theo quy định của Điều lệ công ty và Quy chế nội bộ Tuy nhiên, số liệu thống kê cho thấy một số công ty vẫn chưa tuân thủ đúng quy định này.

Bảng 4.6 Thống kê mô tả biến kiểm soát định tính Tên biến

Loại công ty kiểm toán Big 4 Không phải Big 4 Tổng

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Các công ty niêm yết trên sàn HOSE và thị trường chứng khoán Việt Nam được kiểm toán bởi các công ty thuộc nhóm Big 4 cùng với nhiều công ty kiểm toán khác Kết quả thống kê mô tả cho thấy, trong số 784 quan sát, có 306 quan sát (chiếm 39.03%) được kiểm toán bởi Big 4, trong khi 478 quan sát (chiếm 60.97%) không thuộc nhóm này.

Bảng 4.7 Thống kê mô tả các biến kiểm soát định lượng

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Quy mô công ty được xác định bằng logarit tổng tài sản vào cuối năm tài chính, với giá trị trung bình là 6.24, giá trị tối thiểu 5.11 và tối đa 8.46 Sự khác biệt về ngành nghề dẫn đến chênh lệch quy mô giữa các công ty Đòn bẩy tài chính trung bình của các công ty đạt 48.8%, với tỷ lệ nợ thấp nhất là 0.57% và cao nhất là 99.29% Điều này cho thấy sự khác biệt rõ rệt về đòn bẩy tài chính giữa các công ty niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 2015 – 2018.

Hiệu quả hoạt động của các công ty được thể hiện qua chỉ số ROA, với giá trị trung bình đạt 8.6% Tuy nhiên, chỉ số này có sự chênh lệch lớn, từ -2.89% đến 99.38% Sự khác biệt này cho thấy một số công ty gặp khó khăn và thua lỗ, trong khi vẫn tồn tại những công ty hoạt động rất hiệu quả.

Kết quả phân tích tương quan

Bảng 4.8 Ma trận tương quan

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Kết quả phân tích từ bảng 4.8 cho thấy biến DA có mối tương quan ngược chiều với tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT, đòn bẩy tài chính và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh Đồng thời, DA cũng có mối tương quan cùng chiều với các biến khác như quy mô HĐQT, sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ, thành viên nữ trong HĐQT, sự hiện diện của thành viên nước ngoài trong HĐQT, mức độ chuyên môn tài chính của các thành viên trong HĐQT, số lượng cuộc họp của HĐQT, loại công ty kiểm toán, quy mô công ty và ROA.

Hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập, cũng như giữa các biến độc lập với nhau, không vượt quá 0.8, cho thấy khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến là rất ít Ngoại trừ hệ số tương quan trung bình giữa quy mô công ty và loại công ty kiểm toán (0.5224), các cặp biến còn lại đều có hệ số tương quan thấp.

CFO -0.1318 0.1908 -0.0619 0.0020 0.0672 0.0775 -0.0329 0.1934 0.2137 0.3976 -0.0100 ROA 0.2955 0.1249 -0.0053 -0.0866 0.0768 0.0456 -0.0382 0.1052 0.0527 -0.0748 -0.4628 DON_BAY_TC -0.1346 0.0071 -0.0209 0.0777 -0.0623 -0.0723 0.0911 -0.0703 0.0254 0.2831 1.0000 QM_CONG_TY 0.0298 0.3677 -0.0233 -0.0029 0.1128 0.1121 0.0956 0.3270 0.5224 1.0000

DA QM_HDQT KIEM_N~M TV_DOC~P TV_NU CHUYEN~N HOP TV_NUO~I BIG4 QM_CON~Y DON_BA~C h

Kết quả phân tích hồi quy

4.3.1 Lựa chọn mô hình hồi quy phù hợp

4.3.1.1 Ước lượng với Pooled OLS

Bảng 4.9 Kết quả hồi quy mô hình Pooled OLS

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Bảng 4.9 thể hiện kết quả ước lượng OLS với: hệ số R 2 điều chỉnh = 14.73% giá trị thống kê F (12, 771) = 12.27 Prob > F = 0.0000

 OLS có thể là một ước lượng phù hợp cho mô hình

_cons -.2174533 0627083 -3.47 0.001 -.3405527 -.094354 CFO -1.83e-08 3.00e-09 -6.09 0.000 -2.42e-08 -1.24e-08 ROA 4929689 0568493 8.67 0.000 3813711 6045667 DON_BAY_TC -.0334375 0271592 -1.23 0.219 -.0867523 0198772 QM_CONG_TY 0430178 011402 3.77 0.000 0206351 0654004 BIG4 -.0138159 0115746 -1.19 0.233 -.0365375 0089057 TV_NUOC_NGOAI 012326 0137347 0.90 0.370 -.0146358 0392878 HOP 0018688 0004265 4.38 0.000 0010315 002706 CHUYEN_MON -.0134636 0187731 -0.72 0.473 -.0503161 0233889 TV_NU -.0034964 029082 -0.12 0.904 -.0605857 053593 TV_DOC_LAP 0285963 0250938 1.14 0.255 -.020664 0778566 KIEM_NHIEM 0049394 0107759 0.46 0.647 -.0162141 026093 QM_HDQT -.0054211 0040702 -1.33 0.183 -.013411 0025689

DA Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 15.6652737 783 020006735 Root MSE = 13061 Adj R-squared = 0.1473 Residual 13.1534418 771 017060236 R-squared = 0.1603 Model 2.51183187 12 209319322 Prob > F = 0.0000 F(12, 771) = 12.27 Source SS df MS Number of obs = 784 h

Bảng 4.10 Kết quả hồi quy mô hình FEM

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Bảng 4.10 thể hiện kết quả ước lượng FEM với: giá trị thống kê F (195, 576) = 1.22 Prob > F = 0.0387 (< 0.05)

Việc bác bỏ giả thuyết H0 cho thấy rằng tất cả các hệ số ui = 0 chứng tỏ ước lượng FEM là lựa chọn phù hợp hơn so với Pooled OLS.

F test that all u_i=0: F(195, 576) = 1.22 Prob > F = 0.0387 rho 43807725 (fraction of variance due to u_i) sigma_e 12707531 sigma_u 11220138

_cons -1.02978 3176577 -3.24 0.001 -1.653689 -.4058715 CFO -2.15e-08 4.03e-09 -5.33 0.000 -2.94e-08 -1.36e-08 ROA 7092586 1015034 6.99 0.000 5098967 9086206 DON_BAY_TC -.1852349 0822644 -2.25 0.025 -.3468097 -.02366 QM_CONG_TY 1757711 0525056 3.35 0.001 0726454 2788968 BIG4 -.0174604 0344376 -0.51 0.612 -.085099 0501782 TV_NUOC_NGOAI 0142448 0389461 0.37 0.715 -.0622488 0907383 HOP 0030827 0006547 4.71 0.000 0017968 0043687 CHUYEN_MON 03185 053714 0.59 0.553 -.0736492 1373492 TV_NU 0541272 0650948 0.83 0.406 -.0737249 1819793 TV_DOC_LAP -.0121253 0520738 -0.23 0.816 -.1144029 0901524 KIEM_NHIEM 0425066 0225733 1.88 0.060 -.0018294 0868427 QM_HDQT -.0062754 0096276 -0.65 0.515 -.0251849 0126341

DA Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] corr(u_i, Xb) = -0.7126 Prob > F = 0.0000 F(12,576) = 12.23 overall = 0.0977 max = 4 between = 0.0957 avg = 4.0 within = 0.2030 min = 4 R-sq: Obs per group:

Group variable: NAME1 Number of groups = 196 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 784 h

Bảng 4.11 Kết quả hồi quy mô hình REM

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Bảng 4.11 thể hiện kết quả ước lượng REM với:

 REM có thể là một ước lượng phù hợp cho mô hình

Để chọn ước lượng phù hợp giữa Pooled OLS và REM, bài viết thực hiện kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian multiplier Kết quả kiểm định cho thấy rho là 0.02306526, cho biết tỷ lệ phương sai do u_i, trong khi sigma_e là 0.12707531 và sigma_u là 0.01952574, được trình bày chi tiết trong bảng 4.12.

_cons -.2228853 0644783 -3.46 0.001 -.3492604 -.0965103 CFO -1.85e-08 3.03e-09 -6.12 0.000 -2.45e-08 -1.26e-08 ROA 5005737 0579519 8.64 0.000 38699 6141574 DON_BAY_TC -.0340784 0279188 -1.22 0.222 -.0887983 0206415 QM_CONG_TY 0438564 0117166 3.74 0.000 0208924 0668205 BIG4 -.0140318 0119076 -1.18 0.239 -.0373702 0093066 TV_NUOC_NGOAI 0119813 0141145 0.85 0.396 -.0156827 0396453 HOP 0019195 0004328 4.43 0.000 0010712 0027679 CHUYEN_MON -.0136977 0192991 -0.71 0.478 -.0515231 0241278 TV_NU -.0029605 0298082 -0.10 0.921 -.0613835 0554624 TV_DOC_LAP 0282978 0256759 1.10 0.270 -.022026 0786216 KIEM_NHIEM 005682 0110306 0.52 0.606 -.0159377 0273016 QM_HDQT -.0055273 0041743 -1.32 0.185 -.0137088 0026542

DA Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(12) = 147.64 overall = 0.1603 max = 4 between = 0.1813 avg = 4.0 within = 0.1843 min = 4 R-sq: Obs per group:

Group variable: NAME1 Number of groups = 196 Random-effects GLS regression Number of obs = 784 h

Bảng 4.12 Kết quả kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian multiplier

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Kết quả kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian multiplier cho thấy:

Giá trị chibar2 (01) = 0.18 Prob > chibar2 = 0.3354 (> 0.05)

 Chấp nhận giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số ui = 0 Do đó, mô hình Pooled OLS phù hợp hơn so với REM

Bảng 4.13 Tổng hợp các kiểm định lựa chọn mô hình phù hợp

Kiểm định Pooled OLS và

Hausman test Không cần thực hiện

Kết luận Chọn FEM Chọn Pooled OLS

(Nguồn: Tổng hợp kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

DA[NAME1,t] = Xb + u[NAME1] + e[NAME1,t]

Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects h

Kết quả từ bảng 4.13 cho thấy, khi so sánh ba mô hình Pooled OLS, FEM và REM, ước lượng FEM được xác định là phù hợp nhất cho mô hình nghiên cứu.

4.3.2 Kiểm định các khuyết tật của mô hình

4.3.2.1 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Người viết sử dụng nhân tố phóng đại phương sai VIF để xác định hiện tượng đa cộng tuyến Kết quả thể hiện ở bảng 4.14 bên dưới:

Bảng 4.14 Giá trị VIF của mô hình

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Giá trị VIF cao cho thấy sự cộng tuyến giữa các biến trong mô hình Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra khi VIF lớn hơn hoặc bằng 10 Kết quả từ bảng 4.14 chỉ ra rằng tất cả các giá trị VIF của biến độc lập và biến kiểm soát đều nhỏ hơn 2.1, dao động quanh mức 1.29, thấp hơn nhiều so với ngưỡng 10 Điều này, kết hợp với ma trận tương quan ở bảng 4.8, xác nhận rằng mô hình nghiên cứu không bị ảnh hưởng bởi đa cộng tuyến.

4.3.2.2 Kiểm định phân phối của phần dư

Biểu đồ 4.1 Biểu đồ phân phối của phần dư

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Hình dạng của biểu đồ 4.1 cho ta thấy phần dư trong mô hình nghiên cứu có phân phối chuẩn

4.3.2.3 Kiểm định phương sai của sai số

Người viết áp dụng kiểm định Modified Wald để kiểm tra phương sai của sai số, nhằm phát hiện hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình Giả thuyết được đưa ra trong quá trình kiểm định này.

H0: Phương sai của sai số không đổi

H1: Phương sai của sai số thay đổi

Bảng 4.15 Kết quả kiểm định Modified Wald

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14) h

Bảng 4.15 cho thấy kết quả kiểm định phương sai của sai số với:

 Bác bỏ giả thuyết H0 Như vậy mô hình xảy ra hiện tượng phương sai của sai số thay đổi

4.3.2.4 Kiểm định hiện tượng tự tương quan

Nhằm phát hiện hiện tượng tự tương quan có xảy ra trong mô hình hay không, người viết sử dụng kiểm định Breusch – Godfrey với giả thuyết như sau:

H0: Mô hình không xảy ra hiện tượng tự tương quan

H1: Mô hình xảy ra hiện tượng tự tương quan

Bảng 4.16 Kết quả kiểm định Breusch – Godfrey

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Bảng 4.16 cho thấy kết quả kiểm định về hiện tượng tự tương quan với:

 Chấp nhận giả thuyết H0 Như vậy mô hình không xảy ra hiện tượng tự tương quan

Bảng 4.17 Kết quả kiểm định các khuyết tật của mô hình

Kiểm định Phương pháp kiểm định

Kết quả kiểm định Kết luận Đa cộng tuyến Hệ số phóng đại phương sai VIF VIF = 1.29

Không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập

Wooldridge test for autocorrelation in panel data h

Kiểm định Phương pháp kiểm định

Kết quả kiểm định Kết luận

Phân phối của phần dư

Phần dư có phân phối chuẩn

Phần dư có phân phối chuẩn

Phương sai của sai số Modified Wald

Phương sai của sai số thay đổi

Tự tương quan Breusch – Godfrey F (1, 195) = 3.236

Mô hình không xảy ra hiện tượng tự tương quan

(Nguồn: Người viết thống kê từ kết quả kiểm định)

Trong bảng 4.17, tổng kết cho thấy chỉ có một khuyết tật trong bốn trường hợp kiểm định mô hình, đó là phương sai của sai số thay đổi Ba khuyết tật còn lại, bao gồm hiện tượng đa cộng tuyến, phân phối chuẩn của phần dư và hiện tượng tự tương quan, không xảy ra trong mô hình nghiên cứu Để khắc phục khuyết tật này, tác giả sẽ thực hiện hồi quy bằng ước lượng bình phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) như đã trình bày trong chương III.

4.3.3 Kết quả hồi quy mô hình FGLS

Bảng 4.18 Kết quả hồi quy mô hình FGLS

(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)

Kết quả từ bảng 4.18 chỉ ra rằng trong số 7 biến độc lập và 5 biến kiểm soát được đưa vào mô hình, có 9 biến ảnh hưởng đến hành vi QTLN Cụ thể, 5 biến có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 3 biến ở mức 5% và 1 biến ở mức 10% Các yếu tố như tính độc lập của HĐQT, số lượng cuộc họp của HĐQT, sự hiện diện của thành viên nước ngoài trong HĐQT, quy mô công ty và ROA đều tác động cùng chiều đến hành vi QTLN, với ROA có mức độ ảnh hưởng mạnh nhất, tiếp theo là quy mô công ty, tính độc lập của HĐQT, sự hiện diện của thành viên nước ngoài trong HĐQT và cuối cùng là số lượng cuộc họp của HĐQT.

_cons -.2064437 0290923 -7.10 0.000 -.2634636 -.1494238 CFO -1.74e-08 1.92e-09 -9.04 0.000 -2.12e-08 -1.36e-08 ROA 4625564 0282175 16.39 0.000 4072511 5178616 DON_BAY_TC -.02256 0128735 -1.75 0.080 -.0477917 0026717 QM_CONG_TY 0355531 0050096 7.10 0.000 0257345 0453718 BIG4 -.0102706 0051661 -1.99 0.047 -.020396 -.0001453 TV_NUOC_NGOAI 0129112 0062262 2.07 0.038 000708 0251144 HOP 0013116 0002724 4.81 0.000 0007777 0018455 CHUYEN_MON -.0181559 0083746 -2.17 0.030 -.0345699 -.001742 TV_NU -.0086525 0150326 -0.58 0.565 -.0381158 0208108 TV_DOC_LAP 030347 0115602 2.63 0.009 0076895 0530046 KIEM_NHIEM 0044403 0051086 0.87 0.385 -.0055724 0144531 QM_HDQT 0004261 0017139 0.25 0.804 -.0029331 0037852

DA Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(12) = 504.11 Estimated coefficients = 13 Time periods = 4 Estimated autocorrelations = 0 Number of groups = 196 Estimated covariances = 196 Number of obs = 784

Cross-sectional time-series FGLS regression h

Mức độ chuyên môn tài chính của các thành viên HĐQT, loại công ty kiểm toán, đòn bẩy tài chính và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh đều ảnh hưởng đến hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN), trong đó đòn bẩy tài chính có tác động mạnh nhất Tiếp theo là mức độ chuyên môn tài chính của các thành viên HĐQT, loại công ty kiểm toán và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh Các yếu tố khác như quy mô HĐQT, sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ, cùng với sự hiện diện của thành viên nữ trong HĐQT không có ảnh hưởng đáng kể đến hành vi QTLN trong nghiên cứu này.

Vậy mô hình hồi quy về sự tác động của đặc điểm HĐQT đến hành vi QTLN của các CTNY trên HOSE, giai đoạn 2015 – 2018 được xác định như sau:

DA = -0.2064437 + 0.030347*TV_DOC_LAP - 0.0181559*CHUYEN_MON + 0.0013116*HOP + 0.0129112*TV_NUOC_NGOAI - 0.0102706*BIG4 + 0.0355531*QM_CONG_TY - 0.02256*DON_BAY_TC + 0.4625564*ROA

- 0.0000000174*CFO Ý nghĩa của các hệ số hồi quy trong phương trình hồi quy:

Hệ số β3 = 0.030347 cho thấy mối quan hệ đồng biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc, cho biết rằng khi tính độc lập của HĐQT tăng hoặc giảm 1 đơn vị, mức độ QTLN sẽ thay đổi tương ứng 0.030347 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác giữ nguyên.

Hệ số β5 = -0.0181559 cho thấy mối quan hệ nghịch biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc Cụ thể, khi mức độ chuyên môn tài chính của HĐQT tăng hoặc giảm 1 đơn vị, mức độ QTLN sẽ giảm hoặc tăng 0.0181559 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không thay đổi.

Hệ số β6 = 0.0013116 > 0 cho thấy mối quan hệ đồng biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc Cụ thể, khi số lần họp của HĐQT tăng hoặc giảm 1 đơn vị, mức độ QTLN sẽ tăng hoặc giảm 0.0013116 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không thay đổi.

Hệ số β7 = 0.0129112 > 0 cho thấy mối quan hệ đồng biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc Cụ thể, khi có sự hiện diện của thành viên nước ngoài trong HĐQT, mức độ QTLN sẽ tăng lên 0.0129112 đơn vị, trong khi nếu không có thì mức độ này sẽ giảm xuống, giả định các yếu tố khác không đổi.

Hệ số β8 = -0.0102706 < 0 cho thấy có mối quan hệ nghịch biến giữa biến kiểm soát và biến phụ thuộc Cụ thể, khi công ty được kiểm toán bởi Big4, mức độ QTLN sẽ giảm 0.0102706 đơn vị, và ngược lại, nếu không được kiểm toán bởi Big4, mức độ QTLN sẽ tăng lên 0.0102706 đơn vị, trong khi các yếu tố khác được giữ nguyên.

Hệ số β9 = 0.0355531 cho thấy mối quan hệ đồng biến giữa biến kiểm soát và biến phụ thuộc Cụ thể, khi quy mô công ty tăng hoặc giảm 1 đơn vị, mức độ QTLN sẽ tăng hoặc giảm 0.0355531 đơn vị, giả định các yếu tố khác giữ nguyên.

Hệ số β10 = -0.02256 cho thấy mối quan hệ nghịch biến giữa biến kiểm soát và biến phụ thuộc Cụ thể, khi đòn bẩy tài chính tăng (hoặc giảm) 1 đơn vị, mức độ QTLN sẽ giảm (hoặc tăng) 0.02256 đơn vị, với các yếu tố khác không đổi.

Bàn luận kết quả nghiên cứu

Nghiên cứu cho thấy rằng các yếu tố thuộc đặc điểm của Hội đồng quản trị (HĐQT) ảnh hưởng đến hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN), bao gồm tính độc lập của HĐQT, số lượng cuộc họp, sự hiện diện của thành viên nước ngoài và mức độ chuyên môn tài chính của các thành viên Cụ thể, tính độc lập, số lượng cuộc họp và sự hiện diện của thành viên nước ngoài có tác động tích cực đến hành vi QTLN, trong khi mức độ chuyên môn tài chính lại có tác động tiêu cực.

4.4.1 Quy mô hội đồng quản trị

Dựa trên lý thuyết ủy nhiệm và lý thuyết phụ thuộc nguồn lực, tác giả giả thuyết rằng quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT) có tác động ngược chiều đến hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) Tuy nhiên, nghiên cứu cho thấy không có mối quan hệ giữa quy mô HĐQT và hành vi QTLN với hệ số β1 = 0.0004261 và p-value = 0.804.

Số lượng thành viên trong Hội đồng quản trị (HĐQT) không ảnh hưởng đến việc quản trị lợi nhuận (QTLN), điều này được xác nhận bởi nhiều nghiên cứu trước đây như của Saleh và cộng sự (2005), Jaggi và cộng sự (2009), và nhiều tác giả khác Tuy nhiên, kết quả này lại trái ngược với nghiên cứu của Kao và Chen (2004), Haniffa và cộng sự (2006), và một số nghiên cứu khác.

Nghiên cứu của Bùi Văn Dương và Ngô Hoàng Điệp (2017) cho thấy rằng doanh nghiệp có quy mô Hội đồng Quản trị (HĐQT) lớn hơn thường có mức độ quản trị lợi nhuận (QTLN) cao hơn Tương tự, các tác giả Chtourou và cộng sự (2001), Peasnell và cộng sự cũng đã đưa ra kết luận tương tự về mối quan hệ giữa quy mô HĐQT và QTLN.

(2005), Ebrahim (2007), Houqe và cộng sự (2011), Abed và cộng sự (2012), Soliman và Ragab (2013), Hsu và Wen (2015), Bala và Kumai (2015), Daghsni và cộng sự h

Nghiên cứu của Thinh và Tan (2019), Hamid và Bello (2019), cũng như Hooghiemstra và cộng sự (2019) chỉ ra rằng quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT) có thể không ảnh hưởng đến hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) của doanh nghiệp Nguyên nhân có thể là do các thành viên trong HĐQT chưa thực sự phát huy hết trách nhiệm của mình trong việc giám sát hoạt động của Ban Giám đốc, dẫn đến việc HĐQT, bất kể quy mô lớn hay nhỏ, vẫn không thể kiểm soát hiệu quả hành vi QTLN.

4.4.2 Sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch hội đồng quản trị và Tổng Giám đốc

Sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ được kỳ vọng sẽ ảnh hưởng tích cực đến mức độ QTLN, nhưng nghiên cứu cho thấy hệ số β2 là 0.0044403 với p-value = 0.385, cho thấy không có tác động đáng kể Kết quả này tương đồng với nhiều nghiên cứu trước đó, như của Chtourou và cộng sự (2001) và các tác giả khác, nhưng lại khác với một số nghiên cứu như của Saleh và cộng sự (2005) và Gulzar (2011).

Nghiên cứu của Dang và cộng sự (2016), Sajjad (2017), Hamid và Bello (2019), cùng Al Azeez và cộng sự (2019) đã chỉ ra rằng việc kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ có tác động cùng chiều đến hành vi quản trị lãnh đạo Tuy nhiên, tại các công ty niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 2015 – 2018, việc kiêm nhiệm này không ảnh hưởng đến mức độ quản trị lãnh đạo Điều này có thể được giải thích bởi sự kiểm soát nội bộ chặt chẽ trong quy định về trách nhiệm và quyền hạn của hai vị trí, hoặc do tính thống nhất cao giữa hai chức danh này, dẫn đến không có sự khác biệt dù có tách biệt hay không.

4.4.3 Tính độc lập của hội đồng quản trị

Kết quả nghiên cứu cho thấy hệ số β3 = 0.030347 với p-value = 0.009 < 0.01, chỉ ra rằng tính độc lập của HĐQT có ảnh hưởng tích cực đến hành vi QTLN, điều này trái với giả thuyết ban đầu của tác giả Dù vậy, kết quả này lại tương đồng với một số nghiên cứu trước đó của Liu (2012), Bala và Kumai (2015), Al-Rassas và Kamardin (2015), cũng như Kao và Chen (2004), Peasnell và cộng sự (2005), cho thấy sự khác biệt trong tác động của tính độc lập của HĐQT đối với hành vi QTLN.

Nhiều nghiên cứu, bao gồm các tác giả như Jaggi (2007), Metawee (2013), Hsu và Wen (2015), và Nguyễn Thị Phương Hồng (2016), đã đồng thuận với kết quả cho thấy không có mối liên hệ rõ ràng giữa tính độc lập của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và Quản trị lợi nhuận (QTLN) Cụ thể, một số phân tích thực nghiệm, như nghiên cứu của Chtourou và cộng sự (2019), chỉ ra rằng ảnh hưởng của yếu tố này đến QTLN là không đáng kể.

In recent years, various studies have contributed to the understanding of financial and corporate governance, including significant works by Saleh et al (2005), Haniffa et al (2006), and Gulzar (2011) Notable research by Houqe et al (2011) and Abed et al (2012) further explores these themes, while Nugroho and Eko (2012) and Soliman and Ragab (2013) provide additional insights Fathi (2013) and González and García-Meca (2014) also add depth to the discourse, complemented by the findings of Daghsni et al in their recent contributions.

Nghiên cứu của Bùi Văn Dương và Ngô Hoàng Điệp (2017), Nguyễn Hà Linh (2017), Ngô Hoàng Điệp (2018), Thinh và Tan (2019) chỉ ra rằng, trong lĩnh vực nghiên cứu của luận văn này, số lượng thành viên độc lập trong Hội đồng Quản trị (HĐQT) có ảnh hưởng tích cực đến mức độ quản trị tài chính (QTLN) của công ty Cụ thể, khi HĐQT có nhiều thành viên độc lập, mức độ QTLN sẽ cao hơn Tuy nhiên, có thể do tỷ lệ thành viên độc lập chưa đủ lớn để kiểm soát hành vi QTLN của nhà quản lý Thêm vào đó, việc HĐQT giao trách nhiệm giám sát tài chính cho Ủy ban Kiểm toán (UBKT) có thể khiến vai trò của các thành viên độc lập trong việc kiểm soát tài chính bị giảm sút (McMullen và Raghunandan, 1996; Beasley và cộng sự, 2009).

4.4.4 Thành viên nữ trong hội đồng quản trị

Nghiên cứu cho thấy thành viên nữ trong HĐQT không tác động đến hành vi QTLN với hệ số β4 = -0.0086525 và p-value = 0.565, vượt quá ngưỡng 0.05 Kết quả này không phù hợp với giả thuyết ban đầu nhưng tương đồng với các nghiên cứu trước đây của Habbash (2010), Moradi và cộng sự (2012), Sajjad (2017), Thinh và Tan (2019), cũng như Hooghiemstra và các tác giả khác (2019) Mặc dù nhiều nghiên cứu không tìm thấy mối quan hệ giữa thành viên nữ trong HĐQT và hành vi QTLN, vẫn có những quan điểm khác trong lĩnh vực này.

Nghiên cứu của Lakhal và cộng sự (2011), Ngô Hoàng Điệp (2018), và Al Azeez (2019) chỉ ra tác động ngược chiều của một số yếu tố đến quản trị lợi nhuận (QTLN) Ngược lại, Bala và Kumai (2015), cùng với Bùi Văn Dương và Ngô Hoàng Điệp (2017), cho thấy tỷ lệ thành viên nữ trong Hội đồng Quản trị (HĐQT) có ảnh hưởng tích cực đến hành vi QTLN Tuy nhiên, sự đa dạng giới tính trong HĐQT không tác động đến hành vi QTLN tại các công ty niêm yết trên sàn HOSE trong giai đoạn 2015.

Vào năm 2018, tỷ lệ thành viên nữ trong Hội đồng Quản trị (HĐQT) còn thấp, điều này có thể dẫn đến việc họ không đủ sức mạnh để tạo ra sự khác biệt trong công tác giám sát (Habbash, 2010).

4.4.5 Mức độ chuyên môn tài chính của hội đồng quản trị

Giả thuyết về mức độ chuyên môn tài chính của Hội đồng quản trị (HĐQT) ảnh hưởng ngược chiều đến hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) được xây dựng dựa trên lý thuyết phụ thuộc nguồn lực Kết quả nghiên cứu cho thấy β5 = -0.0181559 và p-value = 0.030 < 0.05, điều này đã xác nhận giả thuyết mà tác giả đưa ra Kết quả này cũng tương đồng với nghiên cứu của Kankanamage.