Nghiên cứu tác động của việc thay đổi các quy định về quản trị công ty đến chất lượng thông tin lợi nhuận công bố của các công ty niêm yết tại việt nam

Tính cấp thiết của đề tài

Hệ thống quản trị công ty (QTCT) có ảnh hưởng lớn đến chất lượng kế toán, điều này đã được các nghiên cứu thực chứng xác nhận Tại Việt Nam, QTCT ở các công ty niêm yết còn thiếu chặt chẽ, dẫn đến tính minh bạch và chất lượng thông tin kế toán trên thị trường chứng khoán chưa đạt yêu cầu cao Trong 5 năm qua, Ủy ban Chứng khoán Nhà nước đã triển khai nhiều biện pháp cải tiến QTCT, bao gồm Nghị định số 71/2017/ND-CP và Thông tư số 95/2017/TT-BTC nhằm hướng dẫn QTCT cho các công ty đại chúng Tuy nhiên, một số quy định quan trọng trong hai văn bản này, như việc không kiêm nhiệm chức vụ Tổng giám đốc và Chủ tịch HĐQT, đã bị lùi thời gian thực hiện từ 2-3 năm.

Giai đoạn 2019-2020 đánh dấu mốc cải cách quan trọng trong khung pháp lý về quản trị công ty (QTCT) với việc Quốc hội ban hành hai luật mới: Luật Chứng khoán số 54/2019/QH14 và Luật Doanh nghiệp số 59/2020/QH14, tạo cơ sở pháp lý cho hoạt động QTCT Các quy chế công bố thông tin và quy chế QTCT cũng được cập nhật theo Nghị định 155/2020/NĐ-CP, Nghị định 156/2020/NĐ-CP, Thông tư 96/2020/TT-BTC và Thông tư 116/2020/TT-BTC, có hiệu lực từ đầu năm 2021 Những thay đổi này không chỉ là bước đệm cho khung pháp lý mới mà còn hướng tới việc nâng hạng thị trường chứng khoán Việt Nam, đặc biệt là nâng cao tính minh bạch Đề tài nghiên cứu nhằm đánh giá tác động của các quy định mới đến chất lượng thông tin lợi nhuận kế toán công bố, từ đó cung cấp thông tin hữu ích cho các nhà lập pháp và bên liên quan trong việc ra quyết định dựa trên thông tin tài chính của doanh nghiệp niêm yết Kết quả nghiên cứu sẽ hỗ trợ xây dựng chính sách trong tương lai trong lĩnh vực kế toán và QTCT.

Tổng quan nghiên cứu cho thấy có bằng chứng rõ ràng về tác động của các thay đổi trong khung pháp lý QTCT đến chất lượng thông tin kế toán, đặc biệt là tại các nước đang phát triển và khu vực Châu Á Điều này nhấn mạnh ý nghĩa lý luận và thực tiễn của đề tài.

Tổng quan nghiên cứu

QTCT ra đời nhằm hạn chế rủi ro thông tin cho người sử dụng BCTC, đặc biệt sau các bê bối tài chính lớn trong quá khứ Giống như kiểm toán độc lập, QTCT góp phần nâng cao chất lượng thông tin kế toán và lợi nhuận báo cáo Trong bối cảnh hội nhập kinh tế quốc tế, QTCT ngày càng quan trọng cho sự phát triển bền vững của công ty, đặt lợi ích cổ đông và các bên liên quan lên hàng đầu, đồng thời tạo dựng niềm tin thị trường để thu hút đầu tư QTCT bao gồm bốn khía cạnh chính trong hoạt động của công ty, tập trung vào các bên liên quan tài chính như nhà đầu tư và cổ đông.

Hội đồng quản trị và môi trường kiểm soát đóng vai trò quan trọng trong việc nâng cao tính minh bạch của thông tin tài chính kế toán Quản trị công ty (QTCT) không chỉ củng cố hoạt động của từng công ty mà còn góp phần vào sự phát triển bền vững của nền kinh tế Để đạt được các mục tiêu này, việc cải thiện tính minh bạch trong thông tin tài chính trở nên thiết yếu, giúp các bên liên quan có thể xem xét, kiểm soát và hỗ trợ lẫn nhau, từ đó phục vụ lợi ích tốt nhất cho công ty.

Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra tác động của quản trị công ty (QTCT) đến chất lượng thông tin tài chính Kouki và cộng sự (2011) phát hiện rằng 74% công ty Mỹ có Giám đốc điều hành kiêm Chủ tịch Hội đồng quản trị, điều này góp phần giải thích các bê bối và gian lận báo cáo tài chính trong giai đoạn đó Tại Canada, nghiên cứu của Niu (2006) cho thấy có mối quan hệ nghịch biến giữa các cơ chế QTCT, như tính độc lập của Hội đồng quản trị và quyền biểu quyết của cổ đông, với khoản dồn tích bất thường từ thông tin kế toán Nghiên cứu của González và García-Meca cũng bổ sung thêm thông tin về vấn đề này.

Nghiên cứu năm 2014 cho thấy tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT chỉ có tác động hạn chế đến việc ngăn chặn hành vi thao túng lợi nhuận, do HĐQT của các công ty ở Mỹ Latin thường thiếu sự luân chuyển và có mối quan hệ gia đình hoặc công việc với lãnh đạo cao cấp Tương tự, Houqe và cộng sự (2011) cũng phát hiện điều này trong nghiên cứu về các công ty niêm yết tại Bangladesh, nơi nhiều công ty thuộc sở hữu gia đình Điều này chỉ ra rằng việc hạn chế thao túng lợi nhuận và nâng cao chất lượng thông tin kế toán trong quản trị công ty phụ thuộc nhiều vào các yếu tố môi trường kinh doanh.

Trong hơn 10 năm qua, các nghiên cứu tại Việt Nam về tác động của quản trị công ty (QTCT) đến chất lượng thông tin kế toán đã thu hút sự chú ý, tập trung vào mối liên hệ giữa cơ cấu sở hữu và đặc điểm của hội đồng quản trị với chất lượng thông tin Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu thường không nhất quán, có thể do các yếu tố này có sự tác động qua lại lẫn nhau Việc xem xét đồng thời các yếu tố thuộc QTCT sẽ cung cấp cái nhìn đa chiều và khách quan hơn về tác động của QTCT đến chất lượng thông tin Khái niệm QTCT đã được du nhập vào Việt Nam sau năm 2000 và được quy định chính thức từ 2005-2007, với khung pháp lý phát triển trong 15 năm qua Những cải cách và đổi mới trong quy định pháp lý liên quan đến QTCT có thể tạo ra thay đổi căn bản trong nhiều yếu tố, mở ra hướng nghiên cứu mới nhằm đáp ứng nhu cầu về cái nhìn toàn diện và khách quan.

Nghiên cứu tác động của thay đổi trong khung pháp lý về quản trị công ty (QTCT) đến chất lượng thông tin đã thu hút sự quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu tại Mỹ và các nước phương Tây Các tác giả như Wang, J L., Sheu, H J., và Chung, H (2011) cùng với Leventis & Dimitropoulos (2012) và Hutchinson, M.R., Percy đã chỉ ra rằng việc cải cách khung pháp lý có thể ảnh hưởng tích cực đến tính minh bạch và độ tin cậy của thông tin tài chính.

M and Erkurtoglu, L (2008), Campa, D and Donnelly, R (2014) …) cũng như các nước châu Á, các thị trường mới nổi và đang phát triển (Ji, X., Ahmed, K and Lu,

Các nghiên cứu trước đây tại một số nước đang phát triển như Malaysia, Mexico và Trung Quốc cho thấy rằng, mặc dù không phải lúc nào cũng đạt được hiệu quả tối ưu, nhưng những thay đổi trong khung pháp lý đã cải thiện một số khía cạnh của thông tin kế toán và tác động tích cực đến chất lượng thông tin kế toán thông qua các cơ chế quản trị công ty, đặc biệt là vai trò của Ủy ban Kiểm toán, tính độc lập của Hội đồng Quản trị và các cơ chế nhằm nâng cao hiệu lực của pháp luật Các nghiên cứu cũng nhấn mạnh tầm quan trọng của việc xem xét đặc điểm môi trường pháp lý và văn hóa thể chế khi áp dụng các thông lệ quản trị công ty Tại Việt Nam, khung pháp lý về quản trị công ty đã có những điều chỉnh và phát triển liên tục trong 15 năm qua.

Nghiên cứu năm 2016 chỉ ra rằng Quy chế QTCT được ban hành tại Việt Nam vào năm 2012 không làm cải thiện chất lượng thông tin kế toán công bố Điều này đặt ra nghi vấn về hiệu quả của các cải cách trong lĩnh vực QTCT.

Từ năm 2015 đến 2016, khung pháp lý về kế toán, kiểm toán và quản trị công ty tại Việt Nam đã có những thay đổi lớn và đồng bộ, theo Đào Nam Giang và các cộng sự (2021) Sự tác động của xu hướng hội nhập và toàn cầu hóa, cùng với việc ban hành quy chế quản trị công ty mới vào năm 2017, đã dẫn đến nhận thức tích cực về quản trị công ty trong giai đoạn 2017-2022 Các công ty Việt Nam đã tích cực tham gia vào việc chấm điểm quản trị công ty của ASEAN, với kết quả cải thiện qua từng năm Viện thành viên HĐQT Việt Nam (VIOD) được thành lập và đã ban hành Bộ nguyên tắc quản trị công ty theo thông lệ tốt nhất Ủy ban chứng khoán cũng đã phối hợp với các đối tác để tổ chức các bình chọn cho các công ty niêm yết, nhằm thúc đẩy tính minh bạch và chuyên nghiệp trong thông tin công bố, như bình chọn Báo cáo thường niên và Báo cáo Phát triển bền vững tốt nhất Năm 2019-2020, hàng loạt văn bản pháp quy liên quan đến quản trị công ty, bao gồm Luật Doanh nghiệp, Luật Chứng khoán và Quy chế quản trị công ty, đã được ban hành và có hiệu lực từ 1/1/2021, đánh dấu sự điều chỉnh lớn trong khung pháp lý về quản trị công ty Những thay đổi này diễn ra trong bối cảnh các thể chế liên quan được củng cố, với sự quan tâm tăng lên từ các chủ thể trên thị trường chứng khoán Cơ chế pháp lý liên quan đến kế toán và kiểm toán cũng đã được cải thiện, phù hợp hơn với thông lệ quốc tế, tạo cơ sở kỳ vọng về hiệu quả của các thay đổi này đối với chất lượng thông tin kế toán công bố của các công ty niêm yết tại Việt Nam.

Từ các phân tích đã thực hiện, có thể nhận thấy rằng hiệu quả của những thay đổi trong việc cải thiện khung pháp lý về quản trị công ty (QTCT) kể từ ngày 1/1/2021 đối với chất lượng thông tin báo cáo tài chính công bố là một vấn đề nghiên cứu tiềm năng cho các nghiên cứu trong tương lai.

Mục tiêu nghiên cứu

Mục tiêu nghiên cứu chính của đề tài là đánh giá tác động của các thay đổi trong khung pháp lý về quản trị công ty (QTCT) từ năm 2021 đến chất lượng thông tin kế toán công bố của các công ty niêm yết tại Việt Nam Nghiên cứu sẽ phân tích những ảnh hưởng của quy định mới đối với QTCT và đưa ra các khuyến nghị nhằm nâng cao hiệu quả của các chính sách QTCT, đồng thời cải thiện chất lượng thông tin kế toán.

Cách tiếp cận và phương pháp nghiên cứu

Chất lượng thông tin lợi nhuận kế toán được đánh giá từ hai góc độ: tính hữu ích của thông tin liên quan đến giá cổ phiếu và khả năng thao túng báo cáo lợi nhuận Nghiên cứu này kế thừa các phương pháp từ các nghiên cứu trước đó để đánh giá tác động của thay đổi quy định về quản trị công ty và chế độ kế toán đến chất lượng thông tin kế toán Chúng tôi đo lường và so sánh sự thay đổi trong các chỉ số chất lượng thông tin lợi nhuận kế toán công bố giữa hai giai đoạn: trước và sau khi có sự thay đổi Đặc biệt, giai đoạn 2015-2016 chứng kiến những thay đổi lớn trong lĩnh vực kế toán, vì vậy nghiên cứu tập trung vào giai đoạn từ năm 2017 trở đi để loại trừ ảnh hưởng của chế độ kế toán mới Trong giai đoạn 2017-2021, có những thay đổi quan trọng trong khung pháp lý về quản trị công ty, bao gồm Quy chế quản trị công ty và văn bản hướng dẫn năm 2017 cùng với các văn bản luật được ban hành vào năm 2020.

Năm 2021, Quy chế QTCT mới đã thay thế Quy chế năm 2017, và cả hai đều có hiệu lực từ 1/1/2021 Quy chế QTCT 2017 được xem như bước đệm cho các văn bản ban hành trong giai đoạn 2019-2021 Đại dịch COVID-19 đã ảnh hưởng lớn đến nền kinh tế Việt Nam từ cuối năm 2019 đến nay Nghiên cứu này tập trung so sánh giữa năm 2020 (trước thay đổi) và 2021 (sau khi có sự thay đổi), với giả thuyết rằng chất lượng thông tin trong năm 2021 sẽ được cải thiện Đề tài áp dụng nghiên cứu định lượng với các mô hình đo lường chất lượng lợi nhuận công bố từ hai góc độ: thao túng lợi nhuận - EM (chất lượng khoản dồn tích, thao túng số liệu để ổn định lợi nhuận và tránh báo cáo lỗ) và tính hữu ích của thông tin.

LN kế toán công bố thể hiện ở mối quan hệ giữa LN và giá cổ phiếu

Các mô hình nghiên cứu thực nghiệm được tổng hợp từ các nghiên cứu trước sẽ được áp dụng để định lượng các tiêu chí đánh giá chất lượng thông tin trong vòng 2 năm.

Năm 2020, trước khi có sự thay đổi, và năm 2021, sau khi có sự thay đổi, các kết quả hồi quy sẽ được so sánh để xác định mức độ và xu hướng thay đổi Những so sánh này sẽ được đánh giá thông qua các kiểm định thống kê phù hợp Đặc biệt, trong việc đánh giá mối quan hệ giữa lợi nhuận (LN) và cổ phiếu, nhóm nghiên cứu không chỉ so sánh kết quả hồi quy trong hai năm mà còn thực hiện hồi quy với biến giả để kiểm tra tác động của sự thay đổi trong khung pháp lý về quản trị công ty (QTCT) đối với mối quan hệ này.

Chương 2 sẽ trình bày chi tiết về các mô hình nghiên cứu thực nghiệm, các biến sử dụng và phương pháp đo lường Ngoài ra, đề tài cũng áp dụng phương pháp phân tích nội dung để hoàn thiện tổng quan nghiên cứu và xác định những điểm thay đổi chính trong bộ nguyên tắc QTCT.

Kết cấu của đề tài

Ngoài lời mở đầu và kết luận, đề tài gồm 4 chương chính sau:

Chương 1 Tác động của thay đổi quy đinh pháp lý về QTCT đến chất lượng thông tin

Chương 2 Phương pháp nghiên cứu

Chương 3 trình bày kết quả nghiên cứu về ảnh hưởng của sự thay đổi quy định pháp lý về quản trị công ty (QTCT) đến chất lượng thông tin lợi nhuận công bố của các công ty niêm yết tại Việt Nam Nghiên cứu chỉ ra rằng các quy định mới đã góp phần nâng cao độ minh bạch và độ tin cậy của thông tin tài chính, từ đó cải thiện sự tin tưởng của nhà đầu tư Các công ty tuân thủ quy định tốt hơn thường có chất lượng thông tin cao hơn, giúp họ thu hút vốn đầu tư hiệu quả hơn Kết quả cho thấy mối liên hệ tích cực giữa quy định pháp lý và chất lượng thông tin công bố, điều này nhấn mạnh tầm quan trọng của việc cải cách quy định trong lĩnh vực QTCT.

Chương 4 Thảo luận các kết quả nghiên cứu và khuyến nghị.

TÁC ĐỘNG CỦA THAY ĐỔI QUY ĐỊNH PHÁP LÝ VỀ QUẢN TRỊ CÔNG TY ĐẾN CHẤT LƯỢNG THÔNG TIN LỢI NHUẬN CÔNG BỐ

Tổng quan tác động của thay đổi trong quy định về QTCT đến chất lượng thông

Trong những thập kỷ gần đây, bê bối và gian lận kế toán đã làm chao đảo thị trường tài chính, khiến nhà đầu tư nghi ngờ về độ tin cậy của thông tin trong báo cáo tài chính (BCTC) Để khôi phục niềm tin của nhà đầu tư và ổn định thị trường vốn, nhiều quốc gia đã áp dụng các biện pháp pháp lý và quản lý nhằm nâng cao chất lượng thông tin kế toán Những cải cách mạnh mẽ trong quy định về quản trị công ty (QTCT) đã được thực hiện để tăng cường tính minh bạch và đáng tin cậy của BCTC (Schipper và Vincent, 2003).

Việc thay đổi các quy định về QTCT đã ảnh hưởng đáng kể đến chất lượng báo cáo tài chính, điều này đã được khẳng định qua nhiều nghiên cứu thực nghiệm trên toàn cầu và tại Việt Nam Một số ví dụ điển hình về tác động này được trình bày trong bảng 1.4.

Bảng 1.4 chỉ ra rằng các nghiên cứu về tác động của việc thay đổi quy định QTCT đến chất lượng thông tin LN công bố cho kết quả không đồng nhất Sự thay đổi chính sách QTCT có thể mang lại hiệu quả tích cực ở một số quốc gia, nhưng lại không đạt được kết quả như mong đợi ở những nơi khác.

Tại Mỹ và Nhật, mặc dù cả hai quốc gia đều áp dụng đạo luật Sarbanes-Oxley (SOX) và có nền kinh tế phát triển, nhưng kết quả thực nghiệm cho thấy chất lượng thông tin tài chính công bố tại các ngân hàng thương mại Mỹ đã cải thiện sau khi áp dụng USA-SOX, trong khi J-SOX tại Nhật lại không đạt được hiệu quả tương tự Sự khác biệt này được lý giải bởi thể chế pháp luật và tính độc lập trong hội đồng quản trị; ở Nhật, hội đồng quản trị thường đông thành viên nhưng phần lớn là người của công ty, trong khi vai trò của kiểm soát nội bộ chủ yếu là đánh giá sự tuân thủ của các quyết định giám đốc và tính hợp lệ của báo cáo tài chính theo quy định kế toán hiện hành.

Tại Trung Quốc, bộ nguyên tắc QTCT được ban hành năm 2002 đã ảnh hưởng đến các công ty niêm yết, tiếp theo là cuộc cải cách phân bổ quyền sở hữu cổ phiếu năm 2005 (SSR) cho phép lưu thông các cổ phiếu thuộc sở hữu nhà nước trước đó Nghiên cứu của Ji, Ahmed, & Lu (2015) chỉ ra rằng chất lượng thông tin LN công bố đã được cải thiện sau khi ban hành bộ nguyên tắc QTCT, nhưng cuộc cải cách năm 2005 lại không tác động nhiều đến chất lượng thông tin này Nguyên nhân có thể là do cải cách 2005 chủ yếu tập trung vào việc nâng cao tính thanh khoản của cổ phiếu nhà nước, trong khi cấu trúc sở hữu của các công ty không thay đổi, với nhà nước vẫn là cổ đông kiểm soát chính, mặc dù tỷ lệ sở hữu đã giảm.

Bảng 1.4 Tác động của việc thay đổi các quy định về QTCT tới chất lượng thông tin LN công bố

(Nguồn: Tổng hợp của nhóm nghiên cứu)

Trong nghiên cứu về thị trường Nga, Ahmed (2013) chỉ ra rằng việc ban hành nguyên tắc QTCT và Luật cho các công ty đại chúng sửa đổi năm 2002 không có ảnh hưởng đáng kể đến tính minh bạch của thông tin kế toán công bố Giai đoạn nghiên cứu từ năm 1998 đến 2003, bao gồm cả thời kỳ trước và sau khủng hoảng tài chính năm 1998, có thể tác động đến kết quả đo lường sự thao túng thông tin nhằm thu hút nguồn tài trợ đầu tư Ngoài ra, tác giả cũng đề cập đến các yếu tố khác, như việc áp dụng chuẩn mực kế toán, cấu trúc vốn dài hạn và ngành nghề của các công ty, có thể ảnh hưởng đến chất lượng thông tin kế toán công bố.

Tại các quốc gia có nền kinh tế phát triển và hệ thống pháp luật chặt chẽ như Mỹ và Tây Âu, các thay đổi trong khung pháp lý về quản lý chất lượng công trình (QTCT) thường đạt hiệu quả cao hơn so với các nước đang phát triển và có nền kinh tế chuyển đổi.

Tại Việt Nam, Thông tư 121/2012/TT-BTC, được Bộ Tài chính ban hành vào ngày 26 tháng 7 năm 2012, quy định về quy trình công bố thông tin (QTCT) áp dụng cho các công ty đại chúng.

Năm 2012 được xem là cột mốc quan trọng trong việc thay đổi khung pháp lý về Quản trị Công ty (QTCT) Nghiên cứu của Nguyen (2016) về 570 công ty niêm yết trong giai đoạn 2010-2014 đã chỉ ra rằng việc công bố và áp dụng bắt buộc Thông tư về QTCT là điều cần thiết.

Năm 2012 không ảnh hưởng đến hiệu quả của Hội đồng quản trị trong việc ngăn chặn các hành vi thao túng lợi nhuận Về lý thuyết, các khung pháp lý về quản trị công ty được kỳ vọng sẽ tăng cường tính minh bạch, cải thiện chất lượng thông tin trên báo cáo tài chính và xây dựng niềm tin cho nhà đầu tư Tuy nhiên, các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy hiệu quả của những thay đổi trong khung pháp lý quản trị công ty vẫn còn là một câu hỏi chưa được giải đáp.

Nghị định 71/2017/NĐ-CP, ban hành ngày 06 tháng 06 năm 2017, hướng dẫn về quản trị công ty (QTCT) cho các công ty đại chúng, nâng cấp từ Thông tư 121 Nghị định này quy định rõ quyền lợi của cổ đông, ngoài các quyền và nghĩa vụ cơ bản theo Luật Doanh nghiệp, còn bổ sung một số quyền và nghĩa vụ cụ thể tại Điều 4, nhằm đảm bảo nguyên tắc đối xử công bằng Đặc biệt, quy chế nội bộ về QTCT phải được Hội đồng quản trị (HĐQT) xây dựng và Đại hội đồng cổ đông thông qua, trong đó yêu cầu 1/3 thành viên HĐQT là thành viên độc lập và cấm Chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm chức năng Tổng giám đốc Những thay đổi này kỳ vọng sẽ nâng cao tính độc lập, minh bạch và hiệu quả trong hoạt động của HĐQT, cải thiện chất lượng thông tin kế toán tài chính được công bố.

Năm 2019-2020, Quốc hội Việt Nam đã ban hành Luật Chứng khoán (Luật số 54/2019/QH14) và Luật Doanh nghiệp (Luật số 59/2020/QH14), có hiệu lực từ ngày 01 tháng 01 năm 2021, tạo tiền đề cho hoạt động quản trị công ty (QTCT) Các bộ luật này được hỗ trợ bởi Thông tư 96/2020/TT-BTC về công bố thông tin trên thị trường chứng khoán Việt Nam và Nghị định 155/2020/NĐ-CP hướng dẫn quy định liên quan đến QTCT Đồng thời, Chính phủ cũng ban hành Nghị định 05/2019/NĐ-CP về kiểm toán nội bộ Việt Nam đã có những bước tiến lớn trong hội nhập quốc tế thông qua việc cải cách chuẩn mực kế toán và kiểm toán, cũng như công bố lộ trình áp dụng Chuẩn mực Kế toán quốc tế (IFRS) bắt đầu từ năm tới.

Năm 2019, mục tiêu chính là nâng cao chất lượng báo cáo tài chính (BCTC) nhằm đảm bảo thông tin công bố đầy đủ và phù hợp, từ đó tạo lợi thế cho doanh nghiệp trong giao dịch quốc tế và thu hút đầu tư nước ngoài Những thay đổi này kỳ vọng sẽ củng cố khung pháp lý về quy trình công bố thông tin, giúp nó trở nên đầy đủ và chặt chẽ hơn.

Sự thay đổi mạnh mẽ về môi trường pháp lý và kinh tế đã nâng cao nhận thức về quản trị công ty (QTCT) tại Việt Nam Năm 2019, Ủy ban Chứng khoán Nhà nước công bố Bộ nguyên tắc QTCT theo thông lệ tốt nhất, đánh dấu bước tiến quan trọng trong việc thúc đẩy thị trường vốn và phát triển bền vững Bộ nguyên tắc này cung cấp hướng dẫn về vai trò và trách nhiệm của Hội đồng Quản trị (HĐQT), hỗ trợ các công ty đại chúng áp dụng các thông lệ QTCT quốc tế Từ năm 2019, Ủy ban cũng tham gia đánh giá QTCT ASEAN, với 35,37% công ty niêm yết đạt từ 50-60 điểm và khoảng 30% đạt trên 60 điểm Đặc biệt, Vinamilk là công ty Việt Nam đầu tiên nhận giải thưởng “Tài sản đầu tư có giá trị của ASEAN” Viện thành viên HĐQT Việt Nam (VIOD) cũng được thành lập nhằm nâng cao nhận thức và thúc đẩy áp dụng chuẩn mực QTCT tốt, đồng thời thiết lập mạng lưới HĐQT độc lập để kết nối doanh nghiệp với các bên liên quan, giúp duy trì niềm tin của nhà đầu tư Việt Nam cũng tổ chức bình chọn cho các công ty niêm yết nhằm thúc đẩy tính minh bạch và chuyên nghiệp trong thông tin công bố.

Bảng 1.5: Điểm QTCT của các công ty niêm yết Việt Nam giai đoạn 2012-2019

Theo bảng chấm điểm của ASEAN

(Nguồn: Vietnam Institute of Directors)

Sau khi Nghị định 71 được ban hành và các quy định pháp lý cho doanh nghiệp niêm yết có hiệu lực từ 01/01/2021, cần thiết phải nghiên cứu đánh giá hiệu quả của các thay đổi trong chính sách quản trị công ty (QTCT) đối với chất lượng thông tin kế toán công bố Nghiên cứu này tập trung phân tích các thay đổi chính trong khung pháp lý về QTCT và tác động của chúng đến chất lượng thông tin kế toán của một số công ty niêm yết trong giai đoạn 2020-2021.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Cách tiếp cận và giả thuyết nghiên cứu của đề tài

2.1.1 Cách tiếp cận trong đo lường chất lượng thông tin LN công bố

Theo P Dechow và cộng sự (2010) cho rằng thông tin lợi nhuận báo cáo có chất lượng cao hơn khi cung cấp nhiều thông tin về tình hình tài chính của công ty, phù hợp với các quyết định kinh tế khác nhau Chất lượng thông tin có thể được xem xét từ hai góc độ: (1) khả năng phản ánh trung thực tình hình tài chính và hoạt động của đơn vị, và (2) mức độ hữu ích cho các quyết định đầu tư hoặc cho vay Hai góc nhìn này tương tác lẫn nhau, với lợi nhuận báo cáo trung thực giúp giải thích tốt hơn sự biến động giá cổ phiếu và dự báo tương lai Chúng tôi kế thừa từ các nghiên cứu trước và sử dụng các thước đo để đánh giá chất lượng lợi nhuận từ cả hai góc độ.

- Đánh giá mức độ bị thao túng của LN :

Các nghiên cứu trước đã tập trung vào động cơ và mục đích thao túng số liệu để xây dựng mô hình đo lường khả năng và mức độ thao túng lợi nhuận (LN) Những động cơ phổ biến bao gồm thao túng số liệu kế toán nhằm ổn định LN báo cáo, tránh báo cáo lỗ, hoặc đáp ứng yêu cầu từ các bên liên quan như nhà đầu tư và cơ quan quản lý Mặc dù phương pháp này giúp xác định rõ ràng con đường thao túng, nhưng nó cũng gặp hạn chế về tính khả thi và sự phù hợp của giả định về động cơ thao túng Hơn nữa, nghiên cứu có thể không cung cấp bức tranh toàn diện nếu bỏ qua những hình thức thao túng LN chưa được xác định hoặc chưa được xây dựng trong mô hình nghiên cứu.

Các nhà nghiên cứu đã chỉ ra rằng việc phân tích động cơ thao túng trong báo cáo tài chính cần tập trung vào chất lượng của các khoản dồn tích, được xác định bởi chênh lệch giữa lợi nhuận và dòng tiền báo cáo Nếu số liệu kế toán bị bóp méo, điều này sẽ ảnh hưởng đến giá trị của các khoản dồn tích, dẫn đến rủi ro cao hơn về việc thao túng số liệu Tuy nhiên, việc chỉ dựa vào quy mô các khoản dồn tích để đánh giá chất lượng thông tin là không hợp lý, vì quy mô này phụ thuộc vào đặc điểm hoạt động và tài chính của đơn vị báo cáo Do đó, một tiêu chí thay thế được đề xuất là giá trị dồn tích bất thường, phản ánh những điều chỉnh số liệu không thể giải thích qua các biến số kinh tế Các khoản dồn tích bất thường thường là kết quả của việc điều chỉnh cố ý hoặc sai sót vô tình, và chúng có thể được đo bằng phần dư của hàm hồi quy giữa giá trị dồn tích và các biến phản ánh đặc điểm hoạt động của đơn vị.

Các tiêu chí cơ bản để đánh giá mức độ thao túng lợi nhuận (LN) trong các nghiên cứu trước đây bao gồm: (1) phân tích phân phối thống kê của LN nhằm phát hiện việc tránh báo cáo lỗ, (2) xem xét mối quan hệ giữa LN và dòng tiền để đánh giá thao túng số liệu nhằm ổn định LN, và (3) đánh giá chất lượng của các biến kế toán dồn tích.

- Đánh giá mức độ hữu ích của thông tin LN báo cáo

Nghiên cứu về mức độ cung cấp thông tin của lợi nhuận kế toán cho thấy nếu lợi nhuận công bố phản ánh trung thực kết quả hoạt động của đơn vị, thông tin này sẽ hữu ích trong việc dự báo tương lai và giải thích biến động giá cổ phiếu Tuy nhiên, do thời gian nghiên cứu chỉ so sánh giữa năm 2020 và 2021, nghiên cứu không có dữ liệu về dòng tiền và lợi nhuận tương lai của năm 2021, dẫn đến việc không thể phân tích mức độ hữu ích của lợi nhuận kế toán cho dự báo tương lai Mức độ hữu ích của thông tin sẽ được phân tích dựa trên giá trị thích hợp của lợi nhuận báo cáo, cụ thể là mối quan hệ giữa lợi nhuận và giá cổ phiếu cũng như lợi tức từ đầu tư cổ phiếu Đây là hướng nghiên cứu phổ biến, đặc biệt tại các quốc gia có thị trường chứng khoán phát triển như Mỹ và các nước Anglo-Saxon.

2.1.2 Cách tiếp cận để đánh giá tác động của thay đổi trong QTCT đến chất lượng thông tin LN kế toán công bố và giả thuyết nghiên cứu

Các nghiên cứu trước ở Việt Nam đã đánh giá tác động của một số nhân tố của quản trị công ty (CG) đến hiệu quả quản lý (EM), nhưng kết quả không nhất quán do các nhân tố có sự tác động qua lại Sự thay đổi trong khung pháp lý về quản trị công ty được kỳ vọng sẽ cải thiện chất lượng thông tin tài chính công bố Nghiên cứu này kế thừa cách tiếp cận trước đó để đánh giá tác động của thay đổi quy định về quản trị công ty và chế độ kế toán đến chất lượng thông tin kế toán, so sánh giữa hai giai đoạn trước và sau khi có sự thay đổi Giai đoạn 2015-2016 chứng kiến nhiều thay đổi lớn với việc ban hành Luật kế toán mới, chuẩn bị cho việc áp dụng IFRS Thông tư 200 và 202 cũng được ban hành vào cuối năm 2014, có hiệu lực từ 2015, với nhiều sửa đổi phù hợp hơn với IFRS Do đó, nghiên cứu tập trung phân tích từ năm 2017 trở đi để loại trừ tác động của những thay đổi chế độ kế toán.

Trong giai đoạn này, những thay đổi lớn trong khung pháp lý về QTCT có thể kể đến:

Năm 2017, Chính phủ ban hành Nghị định số 71/2017/NĐ-CP ngày 6/6/2017 hướng dẫn về quản trị công ty (QTCT) áp dụng cho công ty đại chúng, góp phần hoàn thiện khung pháp lý cho các công ty niêm yết Thông tư 95/2017/TT-BTC ngày 22/9/2017 đã hướng dẫn cụ thể về việc xây dựng điều lệ công ty và quy chế nội bộ liên quan đến QTCT Từ 2017-2020, Ủy ban Chứng khoán Nhà nước (UBCKNN) và các cơ quan quản lý đã tích cực nâng cao nhận thức về vai trò của QTCT trong doanh nghiệp, tham gia vào dự án thẻ điểm quản trị ASEAN và công bố các đơn vị có điểm QTCT tốt nhất hàng năm từ 2018 đến 2020.

Luật Doanh Nghiệp 2020 và Luật Chứng Khoán mới, có hiệu lực từ 1/1/2021, được thông qua tại kỳ họp thứ 9 Quốc hội khóa XIV, đã tạo ra khung pháp lý cao nhất cho hoạt động quản trị công ty Luật Chứng Khoán mới đã hủy bỏ Nghị định 71 năm 2017 và ban hành Thông tư hướng dẫn Nghị định 155/2020/NĐ-CP, quy định chi tiết thi hành một số điều của Luật Chứng Khoán năm 2019.

Vào năm 2019, Uỷ ban Chứng khoán Nhà nước và IFC đã ban hành Bộ nguyên tắc Quản trị Công ty (QTCT) theo thông lệ tốt nhất của Việt Nam, nhằm thúc đẩy thị trường vốn và phát triển bền vững cho nền kinh tế Bộ nguyên tắc này đưa ra khuyến nghị về các thông lệ QTCT tốt nhất theo tiêu chuẩn OECD, tập trung vào các công ty đại chúng Việt Nam Mặc dù không mang tính pháp lý, các thông lệ này đóng vai trò hướng dẫn cho doanh nghiệp niêm yết, giúp họ áp dụng tiêu chuẩn QTCT quốc tế, nâng cao chất lượng hoạt động và củng cố niềm tin của nhà đầu tư.

Thay đổi trong khung pháp lý về quản lý chất lượng công trình (QTCT) liên quan đến các văn bản luật được ban hành vào năm 2020 và đầu năm 2021, với hiệu lực bắt đầu từ năm 2021 Điều này có nghĩa là sự thay đổi này chính thức có hiệu lực từ đầu năm 2021.

Năm 2021, đại dịch COVID-19 đã ảnh hưởng sâu rộng đến nền kinh tế Việt Nam kể từ cuối năm 2019 Nghiên cứu này tập trung vào việc so sánh tình hình kinh tế giữa năm 2020, trước khi có sự thay đổi, và năm 2021, sau khi có những biến động do đại dịch.

Giả thuyết nghiên cứu chính của đề tài cho rằng chất lượng thông tin báo cáo tài chính công bố của các công ty niêm yết tại Việt Nam đã được cải thiện đáng kể sau khi có những thay đổi trong khung pháp lý về quản trị công ty Những thay đổi này không chỉ nâng cao tính minh bạch mà còn tăng cường trách nhiệm giải trình của các doanh nghiệp, từ đó tạo ra niềm tin hơn cho nhà đầu tư và các bên liên quan.

Giả thuyết này sẽ được cụ thể hóa thành các giả thuyết nhỏ gắn với các thước đo chất lượng thông kế toán công bố như sau:

H1: Sau các thay đổi trong khung pháp lý về QTCT, mối quan hệ giữa LN và giá cổ phiếu được củng cố

H2: Sau các thay đổi trong khung pháp lý về QTCT, chất lượng biến kế toán dồn tích được củng cố

H3: Sau các thay đổi trong khung pháp lý về QTCT, hiện tượng thao túng LN để tránh báo cáo lỗ có xu hướng giảm đi

H4: Sau các thay đổi trong khung pháp lý về QTCT, hiện tượng thao túng số liệu để ổn định LN có xu hướng giảm đi.

Mô hình nghiên cứu thực chứng

2.2.1 Mô hình đo lường các khoản dồn tích bất thường Để xác định giá trị các khoản dồn tích bất thường, mô hình của Jones (1991) được sử dụng phổ biến trong các nghiên cứu trước Tuy nhiên, mô hình này cũng vấp phải nhiều tranh luận về tính đáng tin cậy và sự phù hợp với điều kiện ở các nước đang phát triển, các nhà nghiên cứu trước cũng đưa ra nhiều hướng khác nhau để cải thiện mô hình này Trong đó điển hình nhất là việc xem xét mối quan hệ giữa LN và dòng tiền theo mô hình của Dechow and Dichev (2002) và việc kiểm soát tác động của kết quả hoạt động trong mô hình theo cách tiếp cận của Kothari (2005) (Đào Nam Giang và Nguyễn Thị Khánh Phương, 2022) Tuy nhiên, với mô hình của Dechow và Dichev

Để đánh giá chất lượng biến kế toán dồn tích, nhóm nghiên cứu cần dữ liệu về dòng tiền từ hoạt động kinh doanh trong 3 năm liên tiếp Tuy nhiên, tại thời điểm nghiên cứu vào nửa đầu năm 2022, chưa có số liệu để ước tính mô hình cho năm 2021 Do đó, nhóm sẽ sử dụng kết hợp hai tiêu chí: (1) Độ lớn các khoản dồn tích.

(2) Mô hình của Kothari (2005) điều chỉnh mô hình của Jones (1991)

(a) Độ lớn của biến kế toán dồn tích

Biến kế toán dồn tích được đo bằng 2 chỉ tiêu:

Tổng dồn tích (TA) được tính bằng cách lấy lợi nhuận ròng (LN ròng) trừ đi lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động kinh doanh (OCF) Công thức này được xác định theo nghiên cứu của Dechow (2010), Barth và các cộng sự (2008), cùng nhiều nghiên cứu khác: TA = LN ròng – OCF.

Tổng dồn tích ngắn hạn (TCA) là khoản dồn tích dài hạn lớn nhất của doanh nghiệp phi tài chính, chủ yếu là khấu hao tài sản cố định Các nhà nghiên cứu có thể xác định TCA bằng công thức: TCA = TA + Chi phí khấu hao, trong đó chi phí khấu hao được lấy từ báo cáo lưu chuyển tiền tệ theo phương pháp gián tiếp Để so sánh giữa các nhóm công ty có quy mô khác nhau và giảm thiểu tác động của phương sai sai số, cả hai biến TA và TCA đều được chia cho tổng tài sản đầu kỳ của đơn vị.

Ta = TA/Tổng tài sản đầu kỳ (Basset)

Tca = TCA/Tổng tài sản đầu kỳ (Basset)

Mô hình Kothari và các cộng sự (2005) đã điều chỉnh mô hình Jones (1991) nhằm cải thiện khả năng giải thích và giảm thiểu rủi ro nhận diện sai các đơn vị thao túng số liệu kế toán Để đạt được điều này, họ đã bổ sung thêm hằng số và biến tỷ lệ vào mô hình.

Mô hình hiệu chỉnh LN trên tổng tài sản năm trước (ROAt-1) được áp dụng để kiểm soát ảnh hưởng của kết quả hoạt động trong quá khứ So với mô hình của Jones, mô hình này cho kết quả mạnh mẽ hơn và được sử dụng rộng rãi trong các nghiên cứu thực chứng về thao túng LN (Ronen, 2008).

Ta it = λ 0 + λ 1 * (1/Basset it ) + λ 2 * dsales.ar it + λ 3 *nppe it + λ 4 *ROAlag it + e

Trong đó, các biến sử dụng được định nghĩa như sau:

Tait: Biến kế toán dồn tích năm t công ty i, bằng LN sau thuế trừ luồng tiền từ hoạt động kinh doanh (NI – CF)

Bassetit: Tổng tài sản công ty i đầu năm t

Biến động doanh thu của công ty i trong năm t được xác định bằng cách loại trừ các khoản phải thu Tài sản cố định của công ty i trong năm t cũng đóng vai trò quan trọng trong việc đánh giá hiệu quả kinh doanh.

ROAlagit: Tỷ lệ LN trên tổng tài sản năm t-1 của công ty i

Các biên Ta, dsales.ar và ppe đều được chia cho tổng tài sán đầu năm t để hạn chế hiện tượng phương sai sai số (PSSS) thay đổi

Biến kế toán dồn tích bất thường, còn gọi là không giải thích được, được đánh giá thông qua hai thang đo: phần dư của mô hình và trị tuyệt đối của phần dư.

2.2.2 Các biến và thang đo sử dụng trong mô hình đánh giá mức độ thao túng số liệu để ổn định LN

Lợi nhuận và luồng tiền báo cáo chịu ảnh hưởng từ các đặc điểm hoạt động và tình hình tài chính, cùng với các yếu tố phi tài chính như phong cách lãnh đạo và triết lý kinh doanh của công ty Vì vậy, việc so sánh trực tiếp độ dao động của hai biến này là cần thiết để hiểu rõ hơn về hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.

Báo cáo lợi nhuận (LN) và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh là công cụ quan trọng để đánh giá mức độ thao túng số liệu, tuy nhiên, việc ổn định LN không phải lúc nào cũng thỏa đáng Dựa trên nghiên cứu của C Leuz và các cộng sự (2003, 2006), độ dao động của LN và dòng tiền được xác định thông qua phần dư từ mô hình hồi quy, với cùng một nhóm biến phản ánh đặc điểm hoạt động của đơn vị Các nghiên cứu trước đó (Barth, Landsman, & Lang, 2008; Ahmed, Neel, & Wang, 2013; Dimitropoulos, Asteriou, Kousenidis, & Leventis, 2013) đã sử dụng các biến kiểm soát như quy mô, tăng trưởng, thay đổi trong nợ phải trả, thay đổi mức vốn đầu tư của chủ sở hữu, đòn bẩy tài chính, vòng quay tài sản, dòng tiền từ hoạt động kinh doanh năm trước và LN báo cáo năm trước Mô hình nghiên cứu cụ thể sẽ được trình bày trong bài viết.

Mô hình phân tích tăng/giảm lợi nhuận (LN) được xác định thông qua công thức: dni it = α 0 + α 2 *size it + α 3 *growth it + α 3 *dissue it + α 4 *eissue it + α 5 *lev it + α 6 *turn it Mô hình này cho phép đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến sự dao động của lợi nhuận, bao gồm kích thước công ty, tăng trưởng, phát hành nợ, phát hành cổ phiếu, đòn bẩy tài chính và lưu lượng giao dịch.

Mô hình phân tích tăng/giảm của luồng tiền được xác định qua công thức docf it = α 0 + α 2 *size it + α 3 *growth it + α 3 *dissue it + α 4 *eissue it + α 5 *lev it + α 6 *turn it, trong đó các yếu tố như kích thước (size), tăng trưởng (growth), phát hành nợ (dissue), phát hành cổ phiếu (eissue), đòn bẩy tài chính (lev), và vòng quay tài sản (turn) đều ảnh hưởng đến độ dao động của luồng tiền.

Trong bài viết này, chúng tôi sẽ phân tích các yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến hiệu suất của công ty i trong năm t Quy mô của công ty được xác định bằng logarit của tổng tài sản (size it) Tốc độ tăng trưởng doanh thu (growth it) được tính bằng công thức (DT năm t – DT năm t-1)/DT năm t-1 Thay đổi trong nợ phải trả (dissue it) phản ánh tình hình phát hành thêm công cụ nợ hoặc vay mượn Đối với vốn đầu tư của chủ sở hữu (eissue it), chúng tôi sẽ xem xét sự thay đổi trong vốn cổ phần của công ty i năm t Đòn bẩy tài chính (lev it) được tính bằng nợ phải trả chia cho tổng vốn chủ sở hữu Cuối cùng, vòng quay tài sản (turn it) được xác định bằng doanh thu thuần chia cho tổng tài sản.

Dòng tiền thuần từ hoạt động kinh doanh trên tổng tài sản của công ty i trong năm t-1 được ký hiệu là Bocf it, trong khi lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản của công ty i trong năm t-1 được ký hiệu là bni it Độ dao động của lợi nhuận và dòng tiền được xác định thông qua phương sai phần dư của hai mô hình trên.

- Độ dao động của LN: Var(dni): Phương sai của phần dư từ mô hình 1

- Độ dao động của dòng tiền từ HĐKD: Var(docf): Phương sai của phần dư mô hình 2

Mức độ thao túng số liệu để ổn định lợi nhuận (LN) được đánh giá qua hai tiêu chí chính: (1) so sánh mức độ dao động của LN qua các năm, với kỳ vọng rằng độ dao động thấp hơn sẽ chỉ ra mức độ thao túng thấp hơn; và (2) tính toán tỷ lệ dao động tương đối giữa LN và dòng tiền thông qua công thức Var(dni)/Var(docf) Theo quy luật số lớn, dao động của LN và dòng tiền có xu hướng tương đồng, tức là tỷ lệ Var(dni)/Var(docf) sẽ tiệm cận 1 Nếu LN ít dao động hơn dòng tiền, điều này có thể được coi là bằng chứng cho việc thao túng số liệu kế toán nhằm báo cáo LN ổn định Do đó, tỷ lệ Var(dni)/Var(docf) càng nhỏ hơn 1 thì mức độ thao túng LN càng lớn; ngược lại, khi tỷ lệ này giảm, mức độ thao túng LN sẽ tăng.

2.2.3 Các biến và thang đo sử dụng trong nghiên cứu về thao túng LN nhằm tránh báo cáo lỗ

Khái quát mẫu nghiên cứu

Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ cơ sở dữ liệu CapitalIQ của SP Global, tập trung vào các công ty niêm yết tại Việt Nam Nhóm nghiên cứu đã loại bỏ các quan sát thiếu dữ liệu và chỉ sử dụng dữ liệu tài chính năm 2021, do các quy định pháp lý mới có hiệu lực từ 1/1/2021 Để loại trừ ảnh hưởng của Covid-19 và đảm bảo tính cân xứng giữa các giai đoạn, dữ liệu năm 2020 cũng được xem xét Nghiên cứu chỉ diễn ra trong hai năm (2020-2021) với dữ liệu công bố không đầy đủ, do đó, nhóm nghiên cứu đã phân tách các mẫu theo mô hình dựa trên số liệu có sẵn Đặc biệt, để đánh giá mức độ thao túng số liệu và chất lượng biến kế toán dồn tích, mẫu nghiên cứu loại trừ các công ty trong lĩnh vực tài chính, dẫn đến 267 công ty có đủ dữ liệu cho tất cả các biến trong mô hình Đối với mô hình phân tích mối quan hệ giữa lợi nhuận (LN) và giá cổ phiếu cũng như phân tích phân phối ROA, số lượng biến nghiên cứu ít hơn, cho phép mẫu nghiên cứu lớn hơn Quy mô từng mẫu sẽ được phân tích chi tiết trong các phần tiếp theo.

2.3.1 Mẫu nghiên cứu đánh giá về chất lượng biến kế toán dồn tích và thao túng số liệu để ổn định LN

Hai năm đại dịch Covid-19 đã đặt ra nhiều thách thức cho nền kinh tế và các ngành nghề Để đánh giá mức độ thao túng số liệu nhằm ổn định lợi nhuận và chất lượng biến kế toán dồn tích, nghiên cứu đã loại trừ các quan sát từ lĩnh vực tài chính Kết quả là tổng số công ty có đủ dữ liệu cho tất cả các biến trong mô hình nghiên cứu cho hai năm 2020 và 2021 là 267 công ty Cơ cấu mẫu nghiên cứu về chất lượng biến kế toán dồn tích và thao túng số liệu được trình bày trong các bảng 2.2 và 2.3.

Phân tích bảng 2.2 và bảng 2.3 cho thấy cơ cấu số lượng công ty trong hai năm qua tương đối đồng đều, với sự tập trung lớn nhất ở ngành công nghiệp, tiếp theo là ngành vật liệu, bất động sản và hàng tiêu dùng thiết yếu.

Về cơ cấu tổng tài sản, ngành bất động sản đứng đầu bảng xếp hạng, tiếp theo là ngành công nghiệp ở vị trí thứ hai Năm 2020, hàng tiêu dùng thiết yếu xếp thứ ba và ngành vật liệu thứ tư Tuy nhiên, đến năm 2021, ngành vật liệu đã vươn lên vị trí thứ ba, trong khi hàng tiêu dùng thiết yếu tụt xuống thứ tư Kết quả này cũng phản ánh sự tương đồng trong cơ cấu vốn chủ sở hữu của hai năm 2020 và 2021.

Ngành bất động sản vẫn giữ vị trí dẫn đầu về giá trị vốn hóa thị trường, mặc dù chỉ chiếm hơn 10% tổng số công ty niêm yết Tiếp theo là nhóm ngành hàng tiêu dùng thiết yếu, sau đó là ngành công nghiệp và vật liệu Trong hai năm 2020 và 2021, ngành dịch vụ viễn thông có tỉ trọng thấp nhất khi xem xét theo số lượng công ty, tổng tài sản, vốn chủ sở hữu và giá trị vốn hóa thị trường.

Bảng 2.2 Cơ cấu mẫu nghiên cứu đánh giá về chất lượng biến kế toán dồn tích và thao túng số liệu để ổn định LN năm 2020

(Nguồn: tổng hợp của nhóm nghiên cứu)

Bảng 2.3 Cơ cấu mẫu nghiên cứu đánh giá về chất lượng biến kế toán dồn tích và thao túng số liệu để ổn định LN năm 2021

(Nguồn: tổng hợp của nhóm nghiên cứu)

Trong hai năm 2020 và 2021, tỉ lệ ROAE bình quân giữa các ngành tương đối đồng đều Ba ngành có tỉ lệ ROAE cao nhất là công nghệ thông tin, vật liệu và chăm sóc sức khỏe, trong khi ngành công nghiệp và năng lượng có tỉ lệ ROAE thấp nhất.

2.3.2 Mẫu nghiên cứu đánh giá về mối quan hệ giữa LN và giá cổ phiếu

Nhóm nghiên cứu đã kiểm định mối quan hệ giữa lợi nhuận (LN) và giá cổ phiếu bằng cách sử dụng mẫu các công ty có dữ liệu phân tích đầy đủ trong hai năm 2020 và 2021 Do số biến nghiên cứu hạn chế, mẫu nghiên cứu được mở rộng để bao gồm cả các đơn vị niêm yết trong lĩnh vực tài chính, nhằm tăng số lượng quan sát Tuy nhiên, dữ liệu về giá cổ phiếu vào ngày 31/3 chỉ phù hợp với các công ty có kỳ báo cáo kết thúc vào ngày 31/12 năm trước, dẫn đến việc loại bỏ 9 công ty có kỳ báo cáo khác Cuối cùng, mẫu nghiên cứu bao gồm 385 công ty trong năm 2020 và 349 công ty trong năm 2021, với cơ cấu chi tiết được trình bày trong bảng 2.4.

Số lượng công ty trong mẫu nghiên cứu năm 2021 đã giảm so với năm 2020 ở tất cả các ngành nghề Dù vậy, cơ cấu số lượng công ty giữa hai năm vẫn tương đồng, với ngành công nghiệp chiếm tỷ trọng lớn nhất khoảng 30%, tiếp theo là vật liệu, tài chính, bất động sản và hàng tiêu dùng thiết yếu.

Trong cơ cấu tổng tài sản, VCSH và giá trị vốn hóa thị trường, năm 2020 và 2021 cho thấy sự tương đồng rõ rệt Ngành tài chính chiếm tỉ trọng lớn nhất, vượt qua 75%, trong khi bất động sản đứng thứ hai Mặc dù ngành tài chính có tỉ trọng tài sản lớn, nhưng chỉ chiếm khoảng 10% tổng số công ty niêm yết, cho thấy sự chênh lệch đáng kể giữa giá trị tài sản và số lượng doanh nghiệp trong lĩnh vực này.

Theo cơ cấu vốn cổ phần, ngành tài chính chiếm ưu thế với khoảng 38%, tiếp theo là bất động sản với khoảng 22%, trong khi các ngành khác chỉ dao động từ 1-10% Kết quả này phù hợp với cơ cấu giá trị vốn hóa thị trường.

Ngành tài chính chiếm tỉ lệ lớn nhất trong cơ cấu vốn hóa thị trường, cho thấy sự ổn định giữa những biến động kinh tế trong hai năm qua Việc gia tăng tỷ trọng của nhóm cổ phiếu ngành tài chính chứng tỏ khả năng chống chịu tốt trước các cú sốc kinh tế, đặc biệt khi so sánh với các ngành như bất động sản và hàng tiêu dùng thiết yếu, vốn có tỷ trọng giảm Thành quả này của ngành tài chính xứng đáng được ghi nhận.

Tỉ lệ ROE bình quân giữa các ngành không có sự chênh lệch lớn, dao động từ 6-16% Ngành chăm sóc sức khỏe luôn có tỉ trọng cao nhất trong hai năm qua, mặc dù chỉ chiếm khoảng 3% tổng số công ty niêm yết Năm 2020, ngành hàng tiêu dùng thiết yếu, tài chính và vật liệu xếp sau ngành chăm sóc sức khỏe, trong khi ngành năng lượng có tỉ lệ thấp nhất chỉ đạt 6,1%.

2021, ngành xếp thứ hai là tài chính, vật liệu, công nghệ thông tin và dịch vụ công ích và thấp nhất là ngành bất động sản 6.0%

Bảng 2.4 Cơ cấu mẫu nghiên cứu đánh giá về mối quan hệ giữa LN và giá cổ phiếu năm 2020 và 2021

(Nguồn: tổng hợp của nhóm nghiên cứu) 2.3.3 Mẫu nghiên cứu đánh giá về thao túng số liệu tránh báo cáo lỗ

Nhóm nghiên cứu đã tiến hành đánh giá mối quan hệ giữa lợi nhuận và giá cổ phiếu, đồng thời xem xét vấn đề thao túng số liệu nhằm tránh báo cáo lỗ Để thực hiện nghiên cứu, họ đã sử dụng mẫu các công ty có đầy đủ dữ liệu phân tích trong hai năm 2020 và 2021 Kết quả là số quan sát đủ để tạo ra một mẫu nghiên cứu lớn hơn, bao gồm cả lĩnh vực tài chính, với 433 công ty trong năm 2020 và 385 công ty trong năm 2021.

2021) Cơ cấu mẫu nghiên cứu đánh giá về thao túng số liệu tránh báo cáo lỗ được trình bày trong bảng 2.5

Bảng 2.5 Cơ cấu mẫu nghiên cứu đánh giá về thao túng số liệu tránh báo cáo lỗ năm 2020 và 2021

(Nguồn: tổng hợp của nhóm nghiên cứu)

Bảng 2.5 cho thấy kết quả phân tích cơ cấu tương tự như khi kiểm định mối quan hệ giữa LN và giá cổ phiếu Trong hai năm, ngành công nghiệp chiếm tỉ trọng lớn nhất với khoảng 30%, tiếp theo là vật liệu với khoảng 16%, và sau đó là tài chính, hàng tiêu dùng thiết yếu và bất động sản.

Xét về cơ cấu theo tổng tài sản, ngành tài chính chiếm tỉ trọng lớn nhất (trên

Ngành tài chính chiếm khoảng 10% tổng số công ty niêm yết, trong khi đó, tỷ lệ đầu tư vào ngành này lên tới 75% Khoảng cách giữa ngành tài chính và bất động sản là khá xa, với tỷ lệ đầu tư vào bất động sản chỉ khoảng 9%, còn các ngành khác chiếm từ 1-5%.

Về cơ cấu theo VCSH thì ngành tài chính vẫn đứng ở vị trí đầu tiên (khoảng

Kết quả thực nghiệm về thay đổi của chất lượng biến kế toán dồn tích sau các

3.2.1 Kết quả phân tích hồi quy xác định biến kế toán dồn tích bất thường năm 2020 3.2.1.1 Thống kê mô tả và hệ số tương quan giữa các biến Để xác định biến kế toán dồn tích bất thường, nhóm nghiên cứu kế thừa mô hình của Kothari và các công sự, hồi quy biến Tổng dồn tích (Ta) với các biến theo lý thuyết sẽ giải thích sự biến động của các khoản dồn tích là TSCĐ (ppe), biến động trong doanh thu bán chịu, xác định bằng thay đổi của doanh thu sau khi loại trừ biến động của các khoản phải thu (dsales.ar), tổng tài sản đầu năm (basset = 1/tổng tài sản đầu kỳ) và kết quả hoạt động kinh doanh năm trước (ROAlag) Thống kê mô tả của các biến được trình bay trong bảng 3.2 , và hệ số tương quan giữa các biến được thể hiện trong hình 3.2

Bảng 3.2 Thống kê mô tả các biến trong mô hình xác định biến kế toán dồn tích bất thường - năm 2020

(Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Hình 3.2: Hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình xác định biến kế toán dồn tích bất thường - Năm 2020

(Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Trong mẫu nghiên cứu, các công ty có ROA trung bình năm 2019 đạt 6,7%, với biên độ dao động từ -41,8% đến 46,8% Biến dsales.ar có giá trị trung bình là -0,071 và trung vị là -0,025, cho thấy các khoản phải thu có xu hướng tăng nhanh hơn so với doanh thu Tỷ trọng tài sản cố định (ppe) trên tổng tài sản đầu kỳ trung bình khoảng 50%, dao động từ 1% đến 300% Các biến Ta, dsales.ar và ROAlag phân phối gần với phân phối chuẩn, tuy nhiên, hệ số tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc tương đối thấp, cũng như giữa các biến độc lập với nhau.

3.2.1.2 Kết quả phân tích hồi quy

Kết quả hồi quy của mô hình xác định biến kế toán dồn tích bất thường được thể hiện trong bảng 3.3, cho thấy mô hình có ý nghĩa thống kê với p-value kiểm định F là 0,0048.

Mô hình có thể giải thích được khoảng 4% sự biến động của biến kế toán dồn tích

Bảng 3.3: Kết quả hồi quy mô hình xác định biến kế toán dồn tích bất thường

(Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Kiểm định VIF xác nhận rằng mô hình không gặp phải vấn đề đa cộng tuyến Kết quả kiểm định Breusch-Godfrey (BG) và Durbin-Watson đều cho thấy p-value lớn, chứng tỏ không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình Ngoài ra, kiểm định BG cũng chỉ ra rằng không có dấu hiệu của hiện tượng phương sai sai số thay đổi.

Mô hình này có ý nghĩa thống kê và đáng tin cậy, trong đó biến kế toán dồn tích bất thường (Acq1 và Acq) sẽ được xác định thông qua phần dư và trị tuyệt đối của phần dư từ mô hình.

3.2.2 Kết quả phân tích hồi quy xác định biến kế toán dồn tích bất thường năm 2021 Để có dữ liệu so sánh chất lượng biến kế toán dồn tích giữa 2 năm, mô hình của Kothari và các cộng sự tiếp tục được áp dụng với mẫu nghiên cứu là các công ty niêm yết trong năm 2021 Các tham số thống kê mô tả của các biến và hệ sô tương quan giữa các biến được báo cáo trong bảng 3.4 và hình 3.3

Bảng 3.4 Thống kê mô tả các biến trong mô hình xác định biến kế toán dồn tích bất thường – năm 2021

Hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình xác định biến kế toán dồn tích bất thường năm 2021 đã được tính toán bởi nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R Hình 3.3 minh họa rõ ràng mối quan hệ này.

(Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Biến ROAlag trong năm 2020 ghi nhận mức bình quân 5,9%, thấp hơn so với 6,7% của năm trước, trong khi trung vị giảm 4,4% so với 5,4% năm 2019, cho thấy tác động tiêu cực của COVID-19 đến hoạt động kinh doanh Ngược lại, biến dsales.ar năm 2021 cho thấy sự phục hồi, với cả trung bình và trung vị đều lớn hơn 0 (0,085 và 0,037), cho thấy mức tăng trưởng tổng doanh thu lớn hơn so với khoản phải thu.

DT thấp hơn so với giảm của các khoản phải thu có thể được giải thích bởi rủi ro kinh tế gia tăng, dẫn đến khả năng thu hồi các khoản phải thu giảm và mức tín dụng cấp cho khách hàng cũng thấp hơn So với năm 2020, hệ số tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mô hình đã tăng, phù hợp với kết quả hồi quy trong bảng 3.5 Cụ thể, khả năng giải thích cho biến động của biến tổng dồn tích trong năm 2021 đã tăng lên gần 12%, so với chỉ 4% trong năm 2020.

Bảng 3.5: Kết quả hồi quy mô hình xác định biến kế toán dồn tích bất thường –

(Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Mô hình thống kê cho thấy p-value của hệ số F rất nhỏ, cho thấy ý nghĩa của nó Hai biến dsales.ar và ppe có ý nghĩa thống kê trong mô hình Tương tự như năm 2020, các kiểm định thống kê xác nhận rằng mô hình không gặp phải lỗi tự tương quan và PSSS thay đổi Do đó, phần dư của mô hình có thể được sử dụng để đo lường biến kế toán dồn tích bất thường.

3.2.3 Phân tích so sánh chất lượng biến kế toán dồn tích trước và sau thay đổi trong khung pháp lý về QTCT

Để đánh giá chất lượng biến kế toán dồn tích, nhóm nghiên cứu đã xem xét từ hai khía cạnh, như đã phân tích trong chương 2 - phương pháp nghiên cứu.

(1) Quy mô khoản dồn tích, đại diện bởi 2 biến:

Ta - Tổng dồn tích (bằng chênh lệch giữa LN và dòng tiền từ HĐKD

Tca – Tổng dồn tích ngắn hạn (= Tổng dồn tích + chi phí khấu hao);

Cả 2 biến Ta và Tca sẽ được chi cho tổng tài sản đầu kỳ để loại trừ tác động của quy mô đơn vị báo cáo

Biến kế toán dồn tích bất thường là phần dư từ mô hình phân tích chất lượng biến kế toán dồn tích do Kothari và các cộng sự phát triển, điều chỉnh dựa trên mô hình gốc của Jones Kết quả chạy mô hình Kothari cho năm 2020 và 2021 cùng các kiểm định chi tiết được trình bày trong phần 3.2.1 và 3.2.2 Dựa trên mô hình này, nhóm nghiên cứu đã xác định hai biến phản ánh chất lượng khoản dồn tích.

+ Acq: phần dư của mô hình Kothari

+ Acq1: Trị tuyệt đối phần dư từ mô hình Kothari

Thống kê mô tả của 4 biến trên được trình bày trong bảng 3.6

Bảng 3.6 Thống kê mô tả các biến phản ánh chất lượng các khoản dồn tích

(Nguồn: Tổng hợp của nhóm nghiên cứu với hỗ trợ của phần mềm R)

Từ bảng 3.6 có thể thấy so với năm 2020, trung bình và trung vị của cả 4 biến năm

Năm 2021 ghi nhận độ cao hơn và sự dao động tăng của các biến, với độ lệch chuẩn và khoảng biến thiên lớn hơn Điều này cho thấy, trái với giả định rằng chất lượng biến kế toán dồn tích sẽ cải thiện khi các văn bản pháp quy về QTCT có hiệu lực, thực tế lại cho thấy xu hướng đi xuống Nhóm nghiên cứu đã thực hiện các kiểm định thống kê t và Wincoson để so sánh số bình quân của hai mẫu năm 2020 và 2021, nhằm xác định ý nghĩa thống kê của những khác biệt này Kết quả cho thấy sự khác biệt giữa quy mô các khoản dồn tích trong năm 2020 và 2021.

(Nguồn: Tổng hợp của nhóm nghiên cứu với hỗ trợ của phần mềm R)

Kết quả thực nghiệm về thay đổi của xu hướng thao túng số liệu để ổn định LN

Để đánh giá mức độ thao túng số liệu nhằm ổn định lợi nhuận (LN), cần thực hiện hồi quy giữa biến thay đổi của LN (dni) và thay đổi của luồng tiền (docf) với các biến phản ánh tình hình tài chính và hoạt động của đơn vị báo cáo Việc xác định và so sánh phương sai phần dư của hai mô hình này sẽ được trình bày trong phần 3, kèm theo kết quả hồi quy để phân tích độ dao động của luồng tiền và LN trong năm.

2020 (phần 3.3.1) và năm 2021 (phần 3.3.2), và so sánh kết quả giữa 2 năm để xác định xu hướng trong hoạt động này (phần 3.3.3)

3.3.1 Kết quả phân tích hồi quy xác định độ dao động của LN và luồng tiền năm

Kết quả báo cáo tương tự như phân tích ở phần 3.2, bao gồm thống kê mô tả và hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình (xem bảng 3.6 và hình 3.4), cùng với kết quả hồi quy và các kiểm định (xem bảng 3.7).

Bảng 3.6 Thống kê mô tả các biến trong mô hình phân tích biến động của LN và dòng tiền - Năm 2020

(Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Trong năm 2020, các công ty trong mẫu nghiên cứu có hệ số bình quân là 1,2 và trung vị là 0,862, với giá trị âm duy nhất là -4,831 của Công ty Gỗ Trường Thành (TTF) do vốn chủ sở hữu âm Tốc độ tăng trưởng doanh thu trung bình đạt 4,5%, nhưng có sự biến động lớn với độ lệch chuẩn là 0,911 Các công ty cũng ghi nhận mức tăng nợ trung bình là 6,8%, với dao động từ giảm gần 90% đến tăng hơn 300% và độ lệch chuẩn 46% Vốn đầu tư của chủ sở hữu tăng trung bình 4,1% Các đặc điểm này cho thấy hoạt động kinh doanh của các công ty có sự biến động mạnh Hai biến nghiên cứu chính là độ dao động của LN (dni) và độ dao động của luồng tiền (docf) có bình quân lần lượt là -0,007 và 0,006, với docf có độ biến thiên và độ lệch chuẩn lớn hơn nhiều so với dni.

Hình 3.4 Hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình phân tích độ dao động của LN và dòng tiền – Năm 2020

Hình 3.4 cho thấy các biến độc lập như growth, lev, bni và bocf có hệ số tương quan thống kê có ý nghĩa với các biến phụ thuộc Hầu hết các biến có phân phối gần tiệm cận phân phối chuẩn Hệ số tương quan giữa các biến độc lập tương đối thấp, ngoại trừ bni và bocf có hệ số tương quan đạt 0,46, trong khi các biến khác đều dưới 0,3 Điều này cho thấy mô hình không bị ảnh hưởng bởi hiện tượng đa cộng tuyến.

Bảng 3.7 Kết quả hồi quy mô hình phân tích độ dao động của LN và luồng tiền –

(Nguồn: Tổng hợp của nhóm nghiên cứu với hỗ trợ của phần mềm R)

Kết quả kiểm định mô hình phân tích độ dao động của LN năm 2020 cho thấy mô hình này không bị ảnh hưởng bởi hiện tượng đa cộng tuyến (VIF) và không có hiện tượng tự tương quan, được xác nhận qua kiểm định Breusch-Godfrey và Durbin.

Watson) Tuy nhiên, mô hình có dấu hiệu của hiện tượng PSSS thay đổi (kiểm định Breusch-Pagan)

Kết quả kiểm định mô hình phân tích độ dao động của dòng tiền năm 2020 cho thấy mô hình gặp vấn đề về PSSS thay đổi.

Nhóm nghiên cứu đã áp dụng phương pháp robust standard errors để khắc phục lỗi PSSS cho cả hai mô hình, và kết quả hồi quy điều chỉnh được trình bày trong bảng 3.8.

Bảng 3.8 Kết quả hồi quy mô hình phân tích độ dao động của LN và luồn tiền (đã khắc phục PSSS thay đổi) – Năm 2020

Kết quả sau khi khắc phục hiện tượng PSSS cho thấy có sự thay đổi trong mức ý nghĩa thống kê của một số biến, nhưng kết quả chung vẫn không thay đổi nhiều Cả hai mô hình đều có ý nghĩa thống kê với p-value của kiểm định F rất nhỏ, cho thấy khả năng giải thích trên 30% sự biến động của LN và hơn 50% sự biến động của luồng tiền từ hoạt động kinh doanh Tất cả các biến trong mô hình, ngoại trừ biến quy mô (size), đều ảnh hưởng đến sự tăng/giảm của LN, trong đó hệ số đòn bẩy và LN năm trước có hệ số hồi quy âm, cho thấy rằng sự gia tăng của các biến này sẽ làm giảm LN.

Hệ số nợ tăng có thể làm gia tăng rủi ro và chi phí tài chính, ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận (LN) Các yếu tố như vòng quay tài sản, tăng trưởng doanh thu, dòng tiền năm trước và phát hành thêm công cụ nợ và vốn đều hỗ trợ cho sự gia tăng của LN, phù hợp với lý thuyết kinh tế Đặc biệt, biến LN năm trước có hệ số hồi quy 0,424 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, cho thấy nếu LN năm trước trên tổng tài sản tăng 1%, tỷ lệ LN năm nay trên tổng tài sản sẽ giảm 0,4% Điều này có thể là bằng chứng cho hiện tượng thao túng số liệu nhằm ổn định LN, khi LN năm trước cao thì mức tăng LN năm nay sẽ thấp và ngược lại, để đảm bảo sự ổn định của dòng LN.

Kết quả hồi quy cho thấy cả hai mô hình (biến động của LN và dòng tiền) đều có ý nghĩa thống kê và đáng tin cậy, với hệ số hồi quy có thể giải thích bằng các lý thuyết kinh tế Các mô hình này giải thích hơn 30% sự thay đổi của biến phụ thuộc, cho phép sử dụng phương sai của phần dư như thước đo đánh giá độ dao động của LN và dòng tiền.

+ Độ dao động của LN được xác định bằng phương sai phần dư của mô hình phân tích sự biến động của LN, và bằng: var(ni) 2020 = 0,002390892

+ Độ dao động của dòng tiền được xác định bằng phương sai phần dư của mô hình phân tích sự biến động của dòng tiền, và bằng: var(cash) 2020 = 0,01334107

3.3.2 Kết quả phân tích hồi quy xác định độ dao động của LN và luồng tiền năm 2021

Phần này phân tích kết quả cho năm 2021, tương tự như phần 3.2.1, với thống kê mô tả các biến được trình bày trong bảng 3.9 Hệ số tương quan giữa các biến được thể hiện ở hình 3.5, trong khi kết quả hồi quy được trình bày trong bảng 3.10.

Bảng 3.9 Thống kê mô tả các biến trong mô hình phân tích biến động của LN và dòng tiền - Năm 2021

(Nguồn: Tổng hợp của nhóm nghiên cứu với hỗ trợ của phần mềm R)

So sánh số liệu trong Bảng 3.9 với năm 2020 cho thấy biến quy mô không thay đổi nhiều, trong khi hệ số đòn bẩy tăng cả về giá trị trung bình và trung vị, với độ lệch chuẩn cao cho thấy sự phân hóa giữa các công ty Vốn đầu tư của chủ sở hữu và nợ vay đều tăng mạnh hơn năm trước, trong khi vòng quay tài sản giảm nhẹ nhưng doanh thu lại tăng cao Đáng chú ý, LN báo cáo có xu hướng tăng nhẹ (0,6%) với biên thiên hẹp hơn và độ lệch chuẩn giảm Ngược lại, dòng tiền từ hoạt động kinh doanh trên tổng tài sản giảm 2,4% Mặc dù doanh thu và LN tăng, nhưng dòng tiền giảm cho thấy rủi ro tài chính gia tăng và hiệu quả quản trị tài sản giảm nhẹ, cảnh báo khả năng thao túng hoặc điều chỉnh LN và doanh thu báo cáo.

Hình 3.5 Hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình phân tích độ dao động của LN và dòng tiền – Năm 2021

Hình 3.5 cho thấy mối quan hệ tương quan giữa các biến trong mô hình năm

Kết quả hồi quy ở bảng 3.10 cho thấy cả hai mô hình đều có ý nghĩa thống kê, giải thích khoảng 18% độ dao động của LN và khoảng 50% độ dao động của luồng tiền So với năm 2020, khả năng giải thích của mô hình cho sự biến động của dòng tiền không thay đổi, trong khi khả năng giải thích cho sự biến động của LN giảm Kết quả này phù hợp với phân tích thống kê mô tả của các biến.

Bảng 3.10 Kết quả hồi quy mô hình phân tích độ dao động của LN và luồn tiền –

Variability of NI and Cash dni Docf

Các kiểm định mô hình đánh giá độ dao động của LN năm 2021 cho thấy tính đáng tin cậy của mô hình, không bị ảnh hưởng bởi đa cộng tuyến (VIF các biến nhỏ hơn 2), đồng thời không có hiện tượng tự tương quan hoặc PSSS thay đổi.

Kết quả tương tự cũng được báo cáo với các kiểm định của mô hình đánh giá độ dao động của dòng tiền năm 2021:

Kết quả hồi quy cho thấy cả hai mô hình (biến động của LN và dòng tiền) đều có ý nghĩa thống kê và đáng tin cậy, với hệ số hồi quy có thể giải thích theo lý thuyết kinh tế Các mô hình này giải thích hơn 18% sự thay đổi của biến phụ thuộc, cho phép chúng ta sử dụng phương sai của phần dư như thước đo đánh giá độ dao động của LN và dòng tiền.

+ Độ dao động của LN được xác định bằng phương sai phần dư của mô hình phân tích sự biến động của LN, và bằng: var(ni) 2021 = 0,002449617

+ Độ dao động của dòng tiền được xác định bằng phương sai phần dư của mô hình phân tích sự biến động của dòng tiền, và bằng: var(cash) 2021 = 0,01033328

Kết quả thực nghiệm về thay đổi của xu hướng thao túng số liệu để tránh báo cáo lỗ sau các thay đổi trong khung pháp lý về QTCT

Xu hướng thao túng số liệu nhằm tránh báo cáo lỗ đã có sự thay đổi đáng kể sau khi khung pháp lý về Quản trị Công ty (QTCT) được điều chỉnh trong năm 2020 và 2021, thể hiện rõ qua biến ROAA Số liệu chi tiết được trình bày trong bảng 3.11.

Bảng 3.11 trình bày thống kê mô tả về các biến phân tích liên quan đến sự thay đổi xu hướng thao túng số liệu nhằm tránh việc báo cáo lỗ, đặc biệt sau những thay đổi trong khung pháp lý.

Biến Quan sát TB Độ lệch chuẩn Nhỏ nhất Trung vị Lớn nhất ROAA - 2021 385 6.302 8.099 -25.417 4.800 55.609 ROAA - 2020 433 5.461 6.891 -27.337 4.108 42.851

(Nguồn: tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Hình 3.6 Phân phối ROAA các công ty niêm yết năm 2020

Hình 3.7 Phân phối ROAA các công ty niêm yết năm 2021

Hình 3.6 và 3.7 đã trình bày phân phối ROAA của các công ty niêm yết trong

Trong hai năm 2020 và 2021, có sự tập trung bất thường của nhóm quan sát với mức LN báo cáo nhỏ (ROAA từ 0-10%), đặc biệt khi so sánh với số quan sát có mức LN báo cáo nhỏ (-10% đến 0) Điều này cho thấy xu hướng thao túng số liệu để tránh báo cáo lỗ vẫn tồn tại, mặc dù có sự giảm nhẹ, và hiện tượng này phổ biến ở cả hai năm.

Kết quả thực nghiệm về thay đổi của mối quan hệ gữa LN và giá cổ phiếu sau các thay đổi trong khung pháp lý về QTCT

3.5.1 Kết quả phân tích hồi quy mối quan hệ giữa LN và giá cổ phiếu năm 2020 3.5.1.1 Thống kê mô tả và hệ số tương quan giữa các biến

Dựa trên bộ số liệu thu thập, nhóm tác giả đã tổng hợp bảng thống kê mô tả các chỉ tiêu quan trọng như giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu (BVPS), lợi nhuận trên mỗi cổ phiếu (EPS), giá cổ phiếu (Share Price), đòn bẩy tài chính (LEV), lợi nhuận chia cho giá cổ phiếu đầu kỳ (NI.Share), lợi tức từ đầu tư cổ phiếu (Share Gain) và quy mô doanh nghiệp (SizeM), được trình bày trong bảng 3.12.

Bảng 3.12 Thống kê mô tả mối quan hệ giữa LN và giá cổ phiếu sau các thay đổi trong khung pháp lý về QTCT

(Nguồn: tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Bảng 3.8 cho thấy sự biến động đáng kể của giá cổ phiếu theo thời gian, với giá trị trung bình năm 2020 là 29,110.19, trong khi giá thấp nhất là 2,420 và cao nhất lên đến 248,000 Giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu (bvps) cũng có sự thay đổi lớn, với chênh lệch giữa giá trị lớn nhất và nhỏ nhất là 112,246.088 Chỉ tiêu LN trên mỗi cổ phiếu (eps) có độ lệch chuẩn 3,171.491, với giá trị nhỏ nhất là -7,704.368 và giá trị lớn nhất là 20.019, phản ánh sự biến động của nền kinh tế do đại dịch COVID-19 LN chia cho giá cổ phiếu đầu kỳ (ni.share) có giá trị trung bình 33.633, với giá trị nhỏ nhất là 474.108 và giá trị lớn nhất gấp khoảng 2,5 lần giá trị nhỏ nhất Chỉ tiêu lợi tức từ đầu tư cổ phiếu (share.gain) có giá trị trung bình là 0.345, với chênh lệch giữa giá trị nhỏ nhất và lớn nhất là 3.854 Cuối cùng, chỉ tiêu quy mô doanh nghiệp (Sizem) cho thấy giá trị trung bình là 13.885, với độ lệch chuẩn 2.040 và giá trị lớn nhất gấp 2,1 lần giá trị nhỏ nhất Những thông tin này được minh họa rõ hơn qua biểu đồ Histogram trong hình 3.8 và 3.9.

Hình 3.8: Hệ số tương quan mô hình giá cổ phiếu – LN

(Nguồn: tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Hình 3.5 cho thấy sự dao động giữa LN và giá cổ phiếu có hệ số tương quan thống kê cao (p < 0,01) với LN trên mỗi cổ phiếu (eps), giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu (bvps) và quy mô doanh nghiệp (Sizem) Biến bvps có tương quan dương với eps với độ tin cậy 99% Quy mô doanh nghiệp (sizem) cũng có tương quan dương với các biến như giá cổ phiếu, eps và lev, trong đó tương quan với eps đạt mức tin cậy 95% Hệ số tương quan lớn nhất giữa các biến độc lập trong mô hình là 0.79, cho thấy mô hình không bị ảnh hưởng lớn bởi hiện tượng đa cộng tuyến.

Hình 3.9 Hệ số tương quan các biến trong mô hình LN và lợi tức từ đầu tư cổ phiếu

Mô hình cho thấy mức độ tin cậy đạt 99%, với các biến độc lập có mối quan hệ tương quan dương Hệ số tương quan giữa các biến độc lập đều nhỏ hơn 0,5, với giá trị cao nhất là 0,46, cho thấy mô hình không bị ảnh hưởng đáng kể bởi hiện tượng đa cộng tuyến.

3.5.1.2 Kết quả phân tích hồi quy mô hình mối quan hệ LN và giá cổ phiếu năm 2020

Kết quả hồi quy mối quan hệ LN và giá cổ phiéu cho năm 2020 được trình bày trong bảng 3.14 với các kiểm định mô hình ở bảng 3.15

Bảng 3.13 Kết quả phân tích hồi quy mô hình LN và giá cổ phiếu năm 2020

(Nguồn: tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Hệ số R2 đạt 72,57% cho thấy mô hình có khả năng giải thích hơn 70% sự biến động giá cổ phiếu của các doanh nghiệp niêm yết Kiểm định F với p-value rất nhỏ chứng minh ý nghĩa tổng thể của mô hình Ngoài ra, kiểm định t cho thấy các biến “eps”, “bvps”, “lev” và “sizem” đều có ý nghĩa thống kê cao với p-value rất thấp.

Bảng 3.14 Các kết quả kiểm định mô hình LN và giá cổ phiếu năm 2020

(Nguồn: tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Hệ số VIF nhỏ hơn 2 cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình Hệ số Durbin Watson đạt 1.9003, nằm trong khoảng 1,5 đến 2,5, cho thấy không có hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất Kiểm định Breusch-Godfrey và Durbin-Watson cũng xác nhận không có tự tương quan Tuy nhiên, mô hình có dấu hiệu của hiện tượng PSSS thay đổi theo kiểm định Breusch-Pagan.

Vậy sau khi khắc phục lỗi thì kết quả mô hình sẽ được thể hiện qua bảng 3.16

Bảng 3.15 Kết quả mô hình sau khi khắc phục lỗi phương sai sai số thay đổi:

(Nguồn: tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Sau khi khắc phục lỗi phần dư tự tương quan, hệ số R2 điều chỉnh đạt 72,57%, cho thấy các biến eps, bvps, lev và sizem đều có ý nghĩa thống kê và ảnh hưởng đến giá cổ phiếu Trong đó, eps, bvps và sizem có mối tương quan dương với giá cổ phiếu, trong khi đó, đòn bẩy tài chính (lev) lại có quan hệ ngược chiều.

3.5.1.3 Kết quả phân tích hồi quy mô hình mối quan hệ LN và lợi tức từ đầu tư cổ phiếu năm 2020 Để kiểm chứng mối quan hệ giữa LN và lợi tức từ đầu tư cổ phiếu năm 2020, nhóm nghiên cứu đã tiến hành kiểm định mô hình hồi quy thông qua bảng 3.17 và 3.18 như sau:

Bảng 3.16: Kết quả hồi quy mô hình mối quan hệ giữa lợi nhận và lợi tức từ đầu tư cổ phiếu năm 2020

(Nguồn: tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Hệ số R2 điều chỉnh đạt 2,955%, cho thấy mô hình chỉ giải thích gần 3% mối quan hệ giữa LN và lợi tức từ đầu tư cổ phiếu Kiểm định F với p-value rất nhỏ khẳng định ý nghĩa tổng thể của mô hình Trong khi đó, kiểm định t cho thấy chỉ biến “ni.share” có ý nghĩa thống kê, còn các biến sizem và lev không có ý nghĩa thống kê do p-value cao.

Bảng 3.17 Các kiểm định của mô hình mối quan hệ giữa lợi nhận và lợi tức từ đầu tư cổ phiếu năm 2020

(Nguồn: tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Hệ số VIF nhỏ hơn 2 cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình Kiểm định Breusch-Godfrey (BG) và Durbin-Watson có p-value lớn, chứng tỏ mô hình không gặp hiện tượng tự tương quan Kiểm định BG cũng chỉ ra rằng không có dấu hiệu về hiện tượng phương sai sai số thay đổi Như vậy, mô hình được xem là có ý nghĩa thống kê và đáng tin cậy.

3.5.2 Kết quả phân tích hồi quy mối quan hệ giữa LN và giá cổ phiếu năm

3.5.2.1 Thống kê mô tả và hệ số tương quan giữa các biến

Bảng 3.19 trình bày các tham số thống kê cơ bản liên quan đến các biến trong mô hình, bao gồm giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu (bvps), LN trên mỗi cổ phiếu (eps), giá cổ phiếu (Share.price), đòn bẩy tài chính (lev), LN chia cho giá cổ phiếu đầu kỳ (ni.share), lợi tức từ đầu tư cổ phiếu (share.gain) và quy mô doanh nghiệp (sizem).

Bảng 3.18 Thống kê mô tả các biến về mối quan hệ giữa LN và giá cổ phiếu năm 2021

(Nguồn: tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Khi đối chiếu so sánh số liệu trong Bảng 3.19 với số liệu tương ứng của năm

Bảng 3.12 năm 2020 cho thấy hầu hết các biến trong năm 2021 đều có giá trị trung bình, độ lệch chuẩn và trung vị tăng so với năm trước, đặc biệt là biến giá cổ phiếu Share.price với giá trị trung bình tăng mạnh từ 29,110 năm 2020 lên 40,225 năm 2021, và trung vị cũng tăng từ 20,050 lên 31,250 Tuy nhiên, quy mô công ty lại có giá trị trung bình và độ lệch chuẩn giảm so với năm 2020, điều này được minh họa rõ hơn qua biểu đồ Histogram của từng biến trong hình 3.10 và hình 3.11.

Hình 3.10 Hệ số tương quan giữa các biến sử dụng trong mô hình nghiên cứu mối quan hệ giữa LN và giá cổ phiếu

(Nguồn: tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Hình 3.10 chỉ ra rằng có sự tương quan mạnh mẽ và có ý nghĩa thống kê giữa LN và giá cổ phiếu, với LN trên mỗi cổ phiếu (eps), giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu (bvps) và quy mô doanh nghiệp (sizem) Hệ số tương quan cao nhất giữa các biến độc lập trong mô hình đạt 0.64, cho thấy mô hình không bị ảnh hưởng nghiêm trọng bởi hiện tượng đa cộng tuyến.

Hình 3.11 Hệ số tương quan giữa các biến sử dụng trong mô hình nghiên cứu mối quan hệ giữa LN và lợi tức đầu tư từ cổ phiếu

(Nguồn: tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Hệ số tương quan cao nhất giữa các biến độc lập trong mô hình là 0.48, cho thấy rằng hiện tượng đa cộng tuyến không ảnh hưởng lớn đến mô hình.

3.5.2.2 Kết quả phân tích hồi quy mô hình mối quan hệ LN và giá cổ phiếu năm 2021

Kết quả hồi quy mối quan hệ LN và giá cổ phiéu cho năm 2021 được trình bày trong bảng 3.20 với các kiểm định mô hình ở bảng 3.21

Bảng 3.19 Kết quả phân tích hồi quy mô hình LN và giá cổ phiếu năm 2021

(Nguồn: tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

Hệ số R2 đạt 58.23% cho thấy mô hình có khả năng giải thích gần 60% sự biến động giá cổ phiếu của các doanh nghiệp niêm yết Kiểm định F với p-value rất nhỏ chứng minh ý nghĩa tổng thể của mô hình Ngoài ra, kiểm định t cho thấy các biến “eps”, “bvps”, “lev” và “sizem” đều có ý nghĩa thống kê cao với p-value rất thấp.

Bảng 3.20 Các kết quả kiểm định mô hình LN và giá cổ phiếu năm 2021

(Nguồn: tính toán của nhóm nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm R)

THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ CÁC KHUYẾN NGHỊ

Thảo luận kết quả nghiên cứu

Kết quả nghiên cứu ở chương 3 cho thấy, sau khi khung pháp lý về QTCT có hiệu lực từ 1/1/2021, chất lượng thông tin lợi nhuận công bố không có sự cải thiện đáng kể So với năm 2020, các chỉ số phản ánh chất lượng kế toán dồn tích có xu hướng giảm, nhưng không đạt ý nghĩa thống kê Hiện tượng thao túng số liệu để tránh báo cáo lỗ vẫn phổ biến trong cả hai năm Bằng chứng thống kê về dao động lợi nhuận và dòng tiền cho thấy sự trái ngược về mức độ thao túng số liệu nhằm ổn định lợi nhuận trong năm 2021.

Lợi nhuận (LN) đang có xu hướng ổn định hơn, với các phân tích thống kê cho thấy LN và doanh thu báo cáo đều tăng, nhưng dòng tiền từ hoạt động kinh doanh lại giảm Khả năng giải thích sự thay đổi của LN từ các biến số tài chính và hoạt động công ty cũng giảm, cho thấy nguy cơ thao túng lợi nhuận cao hơn Mặc dù vậy, độ dao động của dòng tiền giảm, xét theo biến “docf” (thay đổi dòng tiền trên tổng tài sản) và biến “var (cash)” – phương sai phần dư của mô hình hồi quy “docf” Tỷ lệ so sánh giữa độ dao động LN và độ dao động của dòng tiền năm 2021 đã tăng so với năm trước.

Năm 2021, mức độ thao túng số liệu để ổn định lợi nhuận (LN) đã giảm từ 18% xuống 24%, nhưng hiện tượng này vẫn phổ biến trong cả hai năm Mối quan hệ giữa LN báo cáo và các biến tài chính, hoạt động của đơn vị cho thấy dấu hiệu thao túng dữ liệu Kết quả hồi quy cho thấy khả năng giải thích giá cổ phiếu của LN giảm trong năm 2021, với mô hình hồi quy giữa giá cổ phiếu, LN và các thông tin kế toán khác.

Năm 2021, khả năng giải thích của mô hình cho sự biến động của lợi nhuận (LN) giảm từ 70% xuống 50%, trong khi hệ số hồi quy của biến "eps" vẫn có ý nghĩa thống kê ở mức 1% nhưng giảm khoảng một nửa Kiểm định tác động của kỳ nghiên cứu đến mối quan hệ giữa LN và giá cổ phiếu cho thấy hệ số hồi quy âm với biến tương tác, cho thấy tác động tiêu cực Tương tự, mối quan hệ giữa LN và lợi tức từ đầu tư cổ phiếu cũng không có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi quy năm 2021 Hệ số âm ở biến tương tác trong hồi quy dữ liệu của cả hai năm cho thấy tác động tiêu cực của thay đổi kỳ nghiên cứu đến mối quan hệ giữa LN và lợi tức đầu tư T

Kết quả nghiên cứu của Nguyen, T H (2016) cho thấy Quy chế QTCT của Việt Nam năm 2012 không ảnh hưởng đến chất lượng thông tin kế toán công bố Từ 2012 đến 2021, nhiều thay đổi trong khung pháp lý về kế toán – kiểm toán và QTCT đã diễn ra, bao gồm Luật KTĐL, chuẩn mực kiểm toán, Luật kế toán, chế độ kế toán và việc áp dụng IFRS Các cơ quan quản lý như Ủy ban chứng khoán nhà nước đã chú trọng đến QTCT, yêu cầu báo cáo QTCT trong báo cáo thường niên và vinh danh các đơn vị có QTCT tốt Tuy nhiên, mặc dù có nhiều thay đổi pháp lý về QTCT có hiệu lực từ 1/2021, chất lượng thông tin vẫn chưa được cải thiện như mong đợi.

So sánh với các nghiên cứu trước đây, các nghiên cứu tại thị trường phát triển như Mỹ, Châu Âu và Úc ghi nhận tác động tích cực của việc thay đổi trong khung pháp lý về quản trị công ty (QTCT) Wang, J L., Sheu, H J., và Chung, H (2011) cùng với Leventis & Dimitropoulos (2012) khẳng định rằng đạo luật Sarbanes-Oxley Act (SOX Act) năm 2002 đã góp phần hạn chế thao túng lợi nhuận ở cả công ty phi tài chính và ngân hàng thương mại Mỹ Tương tự, Hutchinson, M.R., Percy, M và Erkurtoglu, L (2008) cho thấy cải cách QTCT khuyến khích các công ty áp dụng nguyên tắc và thông lệ QTCT tốt hơn, từ đó hạn chế thao túng lợi nhuận Tuy nhiên, một số cơ chế QTCT mới được giới thiệu trong quá trình cải cách pháp lý đã củng cố chất lượng thông tin kế toán công bố, trong khi một số khác không phát huy được hiệu quả như mong muốn Điều này có thể giải thích lý do mà Sun, Lan và Farooque, Omar Al (2017) thực hiện nghiên cứu về tác động của thay đổi trong quy định QTCT và công bố thông tin trong cùng giai đoạn.

2006) tại Úc và Niu Di Lân đã cho thấy kết quả ngược lại, với việc xu hướng thao túng

Theo nghiên cứu của Sun và các cộng sự (2017), việc ban hành chính sách mới có thể ảnh hưởng đến động cơ thao túng lợi nhuận của các nhà quản lý Đặc biệt, trong giai đoạn trước khi các luật và quy định pháp luật có hiệu lực, những tác động này trở nên rõ ràng hơn.

Doanh nghiệp thường có xu hướng điều chỉnh số liệu để báo cáo lợi nhuận thấp hoặc vừa phải nhằm tránh sự chú ý từ các cơ quan quản lý Ngược lại, sau khi các quy định mới được áp dụng, lợi nhuận thường được điều chỉnh để ổn định và tăng dần, nhằm ghi nhận hiệu quả của chính sách mới Tại Châu Âu, nghiên cứu của Campa, D và Donnelly, R (2014) cho thấy cải cách quy trình kiểm toán tài chính đã giúp hạn chế việc thao túng lợi nhuận ở Ý, với mức độ tác động của quy trình này tại Ý cao hơn so với Anh quốc.

Kết quả nghiên cứu này nhất quán với các nghiên cứu trước đây về tác động của cải cách quy định về QTCT tại các nước chuyển đổi và châu Á, có nét tương đồng văn hóa và thể chế với Việt Nam Ví dụ, Ahmed (2013) cho rằng các thay đổi quy định QTCT tại Nga năm 2002 không cải thiện chất lượng biến kế toán dồn tích Tương tự, An (2009) chỉ ra rằng cải cách khung pháp lý QTCT của Hàn Quốc sau khủng hoảng tài chính châu Á 1997-1998 không nâng cao chất lượng thông tin, mà cần có sự cân bằng giữa các cơ chế QTCT và vai trò giám sát bên ngoài Nghiên cứu của Ji, Ahmed và Lu (2015) về các công ty niêm yết Trung Quốc cho thấy thay đổi quy chế QTCT năm 2002 củng cố mối quan hệ giữa LN công bố và giá cổ phiếu, nhưng các cải cách năm 2005 về cơ cấu sở hữu không có tác động tương tự Các tác giả khuyến nghị cần đánh giá lại sự phù hợp của việc sao chép cơ chế QTCT từ phương Tây đối với môi trường kinh doanh châu Á.

D A (2015) cũng đưa ra bằng chứng về việc những cải cách trong QTCT với việc ban hành đạo luật Japanese Sarbanes-Oxley Act (J-SOX) không giảm thiểu được thao túng

LN nhưng có củng cố được mối quan hệ giữa LN và giá cổ phiếu

Machuga, S., & Teitel (2007) đã chỉ ra rằng việc áp dụng các quy định về quản trị công ty mới tại Mexico vào năm 2000 đã giúp hạn chế tình trạng thao túng lợi nhuận Tiếp theo, trong nghiên cứu năm 2009, các tác giả phân tích tác động của các quy định liên quan đến Hội đồng quản trị trong chế độ quản trị công ty đối với chất lượng thông tin kế toán Kết quả cho thấy các công ty có cổ đông lớn là gia tộc hoặc nhà quản lý có mức cải thiện chất lượng thông tin thấp hơn Các tác giả cũng đưa ra khuyến nghị tương tự như Ji, X và Ahmed.

K and Lu, W (2015) là áp dụng các thay đổi trong quy định liên quan đến HDQT mà không có sự cân nhắc về môi trường pháp luật và văn hóa (cụ thể với điều kiện của Mexico vai trò kiểm soát của các gia tộc và pháp luật bảo vệ quyền tài sản còn yếu) có thể hạn chế tác động của những thay đổi trong khung pháp lý

Malaysia là quốc gia tại Đông Nam Á có những cải cách mạnh mẽ về quản trị công ty (QTCT) sau cuộc khủng hoảng tài chính châu Á 1997-1998, với nhiều nghiên cứu đánh giá tác động của những cải cách này đến chất lượng thông tin kế toán Theo nghiên cứu của Đào Nam Giang và các cộng sự (2020), chất lượng thông tin kế toán của các công ty niêm yết tại Malaysia vượt trội hơn so với các công ty Việt Nam, đặc biệt trong việc hạn chế các hiện tượng thao túng số liệu như báo cáo lỗ và ổn định lợi nhuận So sánh kết quả nghiên cứu này với các nghiên cứu về tác động của cải cách QTCT tại Malaysia sẽ cung cấp thông tin hữu ích để lý giải các nguyên nhân có thể hạn chế hiệu quả của những thay đổi trong khung pháp lý về QTCT tại Việt Nam.

Theo nghiên cứu của Jamaluddin, A., Mastuki, N và Elmiza Ahmad, A (2009), thông tin kế toán của các công ty Malaysia có thể giải thích sự biến động của giá cổ phiếu Tuy nhiên, mối quan hệ giữa lợi nhuận (LN) và giá cổ phiếu không thay đổi sau khi Malaysia ban hành Quy chế QTCT năm 2000 Nguyên nhân có thể là do các công ty niêm yết chủ yếu chỉ thực hiện các yêu cầu tối thiểu của quy chế này, trong khi một số công ty đã chuẩn bị và thực hiện các yêu cầu trước khi quy chế có hiệu lực.

Nghiên cứu của Abdullah, S N., Che A Halim, N F., và Puat Nelson, S (2014) phân tích tác động của quy định giám sát kiểm toán và sự ra đời của Audit Oversight Board (AOB) từ năm 2009 đến 2011, cho thấy AOB đã nâng cao chất lượng kiểm toán thông qua việc giám sát chặt chẽ hơn, buộc các kiểm toán viên thực hiện quy trình kiểm toán và tài liệu một cách chuẩn xác hơn, đồng thời giảm thiểu tình trạng thao túng lợi nhuận Kết quả này cũng tương đồng với nghiên cứu của Đào Nam Giang và cộng sự (2020), chỉ ra rằng dù tỷ lệ công ty niêm yết tại Việt Nam được kiểm toán bởi nhóm Big 4 cao hơn Malaysia, nhưng chất lượng thông tin công bố lại kém hơn Điều này nhấn mạnh tầm quan trọng của cơ chế để củng cố hiệu lực chính sách trong việc cải cách khung pháp lý Ngoài ra, nghiên cứu của Lim, M., How, J., và Verhoeven, P (2014) cho thấy các báo cáo tài chính của các công ty niêm yết tại Malaysia được công bố kịp thời hơn sau khi Quy chế QTCT ra đời, nhưng ảnh hưởng của điều này đến giá cổ phiếu vẫn chưa rõ ràng.

QTCT Malaysia (MCCG) năm 2001, Ismail, W A W., Dunstan, K., & Van Zijl, T

Nghiên cứu năm 2010 sử dụng dữ liệu từ 2003-2007 để kiểm tra tác động của hai cơ chế quản trị công ty (QTCT), bao gồm quy mô Hội đồng Quản trị (HĐQT) và quy mô Ủy ban Kiểm toán (UBKT) theo quy định của MCCG, đến chất lượng thông tin Kết quả cho thấy quy mô UBKT có tác động nhất quán trên các nhóm công ty khác nhau, trong khi quy mô HĐQT chỉ ảnh hưởng đến các công ty có vốn nhà nước Các tác giả khuyến nghị rằng việc áp dụng các quy tắc QTCT mà không xem xét khung thể chế địa phương có thể không đạt được hiệu quả như mong đợi.

Phân tích nguyên nhân có thể liên quan đến tác động của cải thiện môi trường pháp lý liên quan đến QTCT và chất lượng thông tin lợi nhuận

So với các kết quả nghiên cứu trước được phân tích trong phần 4.1 và bối cảnh thực hiện nghiên cứu này, có một số nguyên nhân có thể giải thích cho việc chất lượng thông tin báo cáo tài chính không được cải thiện sau khi các thay đổi trong khung pháp lý về quản trị công ty có hiệu lực.

Thời gian nghiên cứu chưa đủ dài có thể là nguyên nhân khiến các quy định mới chưa phát huy hiệu quả mong muốn Như đã phân tích, các văn bản pháp quy liên quan đến khung pháp lý về QTCT có hiệu lực từ 1/1/2021, nhưng chỉ có một năm để đánh giá tác động sau khi có hiệu lực Nhóm nghiên cứu chọn giai đoạn này vì các văn bản đã được ban hành trước đó ít nhất một năm, cho phép các công ty niêm yết chuẩn bị và quan sát tác động ngay trong năm đầu tiên Hơn nữa, các quy định mới thường thể hiện hiệu quả rõ nét trong 1-2 kỳ đầu tiên do các chủ thể chưa có đủ thông tin để lợi dụng khe hở trong quy định Tuy nhiên, một số thay đổi trong khung pháp lý có thể cần thời gian để tạo ra sự thay đổi thực chất trong hoạt động của các chủ thể trên thị trường Do đó, các nghiên cứu tương lai nên xem xét lại tác động của những thay đổi khung pháp lý về QTCT trong giai đoạn 2020-2021 với thời gian khảo sát dài hơn.

Giai đoạn 2020-2021, nền kinh tế Việt Nam và thế giới chịu ảnh hưởng nặng nề từ đại dịch Covid-19, dẫn đến tình hình tài chính của nhiều doanh nghiệp bị suy giảm Nghiên cứu của Aldamen và Duncan (2016) cho thấy quản trị công ty tốt có thể nâng cao chất lượng thông tin kế toán, đặc biệt trong thời kỳ khủng hoảng tài chính toàn cầu Do đó, nhóm nghiên cứu đã quyết định so sánh chất lượng thông tin kế toán trong hai năm 2020 và 2021, với hy vọng đạt được kết quả tương tự như nghiên cứu trước đó của Aldamen và Duncan.

Trong giai đoạn khó khăn, vai trò của quản trị công ty (QTCT) trở nên rõ ràng hơn, nhưng những thách thức trong hoạt động kinh doanh có thể cản trở việc thực hiện các quy định pháp luật mới Các cơ quan quản lý nhà nước cần cân nhắc giữa việc giám sát chặt chẽ và gánh nặng tài chính cho doanh nghiệp, đặc biệt là trong bối cảnh bị ảnh hưởng bởi Covid Hệ quả là việc áp dụng các quy định mới có thể không triệt để, dẫn đến việc chất lượng thông tin kế toán công bố chưa đạt hiệu quả mong muốn.

Thứ ba thiếu các chủ thể (tổ chức) và cơ chế thực hiện quyền giám sát của các bên có liên quan

Nghiên cứu này nhất quán với các kết quả của Đào Nam Giang và cộng sự (2020) cũng như nghiên cứu của Nguyen, T H (2016), cho thấy rằng việc ban hành Luật kế toán và chế độ kế toán doanh nghiệp mới cùng với các thay đổi trong khung pháp lý về kiểm toán và quản trị công ty trong giai đoạn 2015-2016 chưa cải thiện đáng kể tình trạng thao túng lợi nhuận kế toán Một vấn đề chung được ghi nhận là tính hiệu lực của các văn bản quy phạm pháp luật trong lĩnh vực kế toán, kiểm toán và quản trị công ty vẫn còn thấp Nguyên nhân chính dẫn đến tình trạng này là chất lượng thông tin không được cải thiện, mặc dù có các quy định pháp lý gần hơn với thông lệ tốt nhất của thế giới Thiếu sự tham gia của các tổ chức và cơ chế giám sát từ các bên liên quan cũng hạn chế hiệu lực của các văn bản pháp quy Hiện tại, Việt Nam chưa có cơ quan chuyên trách về quản trị công ty, trong khi Ủy ban Chứng khoán Nhà nước vẫn là đầu mối chính, cùng với sự hỗ trợ từ Bộ Tài chính và Ngân hàng Nhà nước.

WB cảnh báo rằng việc Ủy ban chứng khoán đảm nhận trách nhiệm quản lý hoạt động QTCT có thể dẫn đến tình trạng quá tải công việc và thiếu nguồn lực cho QTCT, đồng thời thiếu sự độc lập cần thiết với Bộ Tài chính theo tiêu chuẩn quốc tế Trong khi đó, Malaysia đã thành lập cơ quan quản lý về quản trị doanh nghiệp MICG sau khủng hoảng tài chính 1997-1998, và MSWG được thành lập từ năm 2000, trở thành tổ chức đầu mối chuyên trách về hoạt động QTCT, góp phần quan trọng trong việc củng cố hoạt động này.

Một số yếu tố khác đã ảnh hưởng trực tiếp đến chất lượng thông tin kế toán, nhưng chưa phát huy được vai trò như mong đợi Điều này đã hạn chế tác động của quy trình kiểm toán đến việc thao túng lợi nhuận và làm giảm tính hữu ích của thông tin kế toán.

Việt Nam vẫn chưa triển khai hệ thống chuẩn mực kế toán quốc tế IFRS, và quá trình này đang gặp khó khăn do ảnh hưởng của Covid-19.

Vai trò của kiểm toán độc lập (KTĐL) trong việc nâng cao chất lượng thông tin kế toán vẫn chưa được làm rõ và còn gây tranh cãi trong các nghiên cứu trước đây, như nghiên cứu của Đào Nam Giang và các cộng sự (2020).

Chức năng giám sát chất lượng thông tin trong báo cáo tài chính (BCTC) của các cơ quan quản lý, như Bộ Tài chính, vẫn chưa rõ nét tại Việt Nam Ví dụ, Ủy ban Báo cáo tài chính của Anh (FRC) không chỉ ban hành các chuẩn mực và hướng dẫn trong kế toán kiểm toán mà còn thực hiện các đánh giá chất lượng báo cáo tài chính thông qua các báo cáo thường niên và quy trình chọn mẫu cụ thể FRC có ủy ban giám sát chịu trách nhiệm đánh giá chất lượng BCTC của các công ty niêm yết, với quy trình rõ ràng và phương pháp thực hiện soát xét Khi phát hiện vấn đề nghi ngờ, ủy ban có quyền yêu cầu giải trình và áp dụng chế tài nếu cần Các cơ quan giám sát thực thi sẽ quyết định việc tuân thủ chính sách kế toán mới và nâng cao chất lượng thông tin Tuy nhiên, các hoạt động giám sát này vẫn chưa được cụ thể hóa và thực hiện hiệu quả tại Việt Nam.

Tác động của các chính sách mới đến các công ty niêm yết có thể khác nhau tùy thuộc vào đặc điểm như sở hữu, quy mô và thời gian hoạt động Việc khảo sát chung cho tất cả các công ty niêm yết có thể dẫn đến việc không ghi nhận được những tác động bù trừ giữa các nhóm khác nhau.