Thông tin tài liệu
CHƯƠNG áp dụng TTCK Việt Nam không? Câu hỏi 2: Trên TTCK Việt Nam, việc công ty có đặc điểm “Hệ số GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU nợ” khác có ảnh hưởng đáng kể tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay 1.1 Tính cấp thiết đề tài không? “Điều chỉnh lợi nhuận” chủ đề có sức hút lớn phạm vi toàn cầu, từ Câu hỏi 3: Trên TTCK Việt Nam, “Hiệu tài chính” đạt khác cường quốc Mỹ, Pháp…cho tới nước phát triển Malaysia, điều có ảnh hưởng đáng kể tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay Việt Nam Đầu kỷ 21, xuất loạt vụ bê bối gian lận không? nghiêm trọng liên quan tới việc điều chỉnh lợi nhuận che giấu thơng tin kế tốn Enron, WorldCom, Tyco, Xerox, Global Crossing làm hâm nóng chủ Câu hỏi 4: Trên TTCK Việt Nam, khác biệt “Quy mơ cơng ty” có ảnh đề kiểm sốt hành vi điều chỉnh lợi nhuận vốn từ lâu quan tâm lớn hưởng đáng kể tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay không? nhiều bên, từ nhà đầu tư, nhà làm luật, nhà nghiên cứu thân công ty Câu hỏi 5: Trên TTCK Việt Nam, “Quy mơ HĐQT” có ảnh hưởng đáng kể tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay không? Ngay Việt Nam, số lượng lớn cơng ty cổ phần với tình trạng chênh lệch báo cáo tài hàng trăm tỷ đồng trước sau kiểm toán đem đến Câu hỏi 6: Trên TTCK Việt Nam, “Số lượng thành viên độc lập lo ngại việc không minh bạch công bố thông tin tồn can thiệp HĐQT” có ảnh hưởng đáng kể tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay không? mang chủ ý nhà quản lý tới thơng tin kế tốn cơng bố thị trường chứng khốn Nhận thức tầm ảnh hưởng quan trọng hành vi Câu hỏi 7: Trên TTCK Việt Nam, “Sự kiêm nhiệm CEO chủ tịch điều chỉnh lợi nhuận (ĐCLN) tới chất lượng báo cáo tài chính, luận án muốn HĐQT” có ảnh hưởng đáng kể tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay không? sâu phân tích nhân tố ảnh hưởng tới “điều chỉnh lợi nhuận” cơng ty phi tài có cổ phần niêm yết thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Câu hỏi 8: Trên TTCK Việt Nam, “Cấu trúc sở hữu” có ảnh hưởng đáng kể Nam dựa sở trường phái Lý thuyết kế toán thực chứng (Positive tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay không? Accounting Theory - PAT), Lý thuyết đại diện (Agency Theory - AT) Lý thuyết thông tin bất đối xứng (Information Asymmetry - IA) Câu hỏi 9: Trên TTCK Việt Nam, “Kiểm tốn độc lập” có ảnh hưởng đáng kể tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận hay không? 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu Trên sở lý luận tổng quan cơng trình nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu nước, mục tiêu tổng quát luận án thực nghiên cứu thực nghiệm Đối tượng nghiên cứu luận án nhân tố tác động đến hành nhằm làm rõ mối quan hệ nhân tố liên quan tới đặc điểm doanh vi điều chỉnh lợi nhuận cơng ty phi tài niêm yết TTCK Việt nghiệp, đặc điểm quản lý – kiểm soát với hành vi điều chỉnh lợi nhuận Nam giai đoạn 2010 - 2014 TTCK Việt Nam Phạm vi nghiên cứu - Về mặt không gian: nghiên cứu lựa chọn Công ty Cổ phần phi tài 1.3 Câu hỏi nghiên cứu TTCK Việt Nam (không bao gồm đơn vị đặc thù ngân hàng hay tổ chức tín dụng) Dựa vào mục tiêu nghiên cứu, câu hỏi nghiên cứu đặt sau: Câu hỏi 1: mơ hình ĐCLN phức tạp có tính học thuật cao có phù hợp - Về mặt thời gian: nguồn liệu phục vụ nghiên cứu báo cáo tài xấu khó để phân biệt việc bóp méo lợi cơng ty cổ phần phi tài niêm yết TTCK Việt Nam giai nhuận để thực hành vi gian lận với việc nhà quản trị cố gắng điều đoạn từ 2010 – 2014 tiết chi phí phạm vi dự tốn để đạt mục tiêu mặt doanh số - Về mặt nội dung: luận án nghiên cứu nhân tố tác động tới điều chỉnh Trên quan điểm tác giả, “điều chỉnh lợi nhuận” hành vi lợi nhuận bao gồm nhóm nhân tố thuộc đặc điểm cơng ty nhóm nhân tố thuộc thực phạm vi cho phép quy định, chuẩn mực, chế quản lý - kiểm soát độ kế toán nhằm giúp nhà quản trị đạt mục tiêu lợi nhuận thông qua công cụ, phương pháp kế toán 1.5 Phương pháp nghiên cứu Là chủ đề trung tâm nghiên cứu kế toán nhiều thập kỷ Luận án sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng khoa học kế từ năm 1970 (Watts Zimmerman, 1986), ngày nay, “điều chỉnh toán thực chứng Dữ liệu thu thập TTCK Việt Nam giai đoạn 2010- lợi nhuận” (ĐCLN) đề tài nóng hổi nói Việt Nam 2014 kiểm chứng với mơ hình hồi quy bình phương bé (OLS), mơ nghiên cứu chủ đề hạn chế hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM), mơ hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên - Động điều chỉnh lợi nhuận nhà quản trị (REM) mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định FEM (robust SE) Kết thu phục vụ việc đánh giá giả thuyết mà luận án đặt Đề cập đến động điều chỉnh lợi nhuận, nghiên cứu chủ yếu tập trung vào khía cạnh chủ quan, tư lợi nhà quản trị Thông thường, động CHƯƠNG điều chỉnh lợi nhuận hình thành có xuất số kiện phát sinh doanh nghiệp Trong luận án này, tác giả khái quát số động điều CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU chỉnh lợi nhuận phổ biến sau: VỀ HÀNH VI ĐIỀU CHỈNH LỢI NHUẬN CỦA DOANH NGHIỆP + Điều chỉnh lợi nhuận nhằm thu hút đầu tư từ bên + Điều chỉnh lợi nhuận chế độ lương thưởng dành cho nhà quản lý 2.1 Những vấn đề điều chỉnh lợi nhuận + Điều chỉnh lợi nhuận có ưu đãi từ phủ (giảm thuế thu nhập doanh nghiệp, nới lỏng quy định…) - Khái niệm điều chỉnh lợi nhuận + Điều chỉnh lợi nhuận số tình khác (mua lại cổ phiếu, trì hỗn việc cơng bố thông tin xấu, nới lỏng giới hạn tỷ lệ nợ…) Với xuất nhiều khái niệm điều chỉnh lợi nhuận, nghiên - Cơ sở hành vi điều chỉnh lợi nhuận (Cơ sở dồn tích kế tốn, việc lựa cứu kế tốn phân biệt ranh giới việc thực thay đổi kế tốn ước chọn vận dụng sách kế tốn) tính kế tốn phạm vi quy định, chuẩn mực với việc nhà quản lý làm sai 2.2 Các lý thuyết vận dụng để nghiên cứu hành vi ĐCLN doanh nghiệp lệch thông tin, vi phạm nguyên tắc trung thực hợp lý kế toán - Lý thuyết Kế toán thực chứng nghiên cứu ĐCLN - Lý thuyết đại diện nghiên cứu ĐCLN Theo Healy Wahlen (1999), “điều chỉnh lợi nhuận” việc nhà quản - Lý thuyết thông tin bất đối xứng nghiên cứu ĐCLN trị sử dụng đánh giá chủ quan trình bày thơng tin tài hay q trình hình thành giao dịch để thay đổi BCTC nhằm cung cấp thông tin sai lệch cho cổ đơng tình hình tài chính, nhằm thay đổi kết hợp đồng mà có điều khoản ràng buộc dựa số liệu kế toán Cùng quan điểm trên, Schipper (1989) mô tả điều chỉnh lợi nhuận “sự can thiệp” có chủ ý vào quy trình cơng bố thơng tin bên ngồi nhằm đạt mục đích cá nhân chừng mực Ronen Yaari (2007) lại bày tỏ quan điểm trung lập “điều chỉnh lợi nhuận” lúc 2.3 Mơ hình đo lường điều chỉnh lợi nhuận doanh nghiệp Từ đó, phần giá trị dồn tích NDA DA tính sau: Chênh lệch phát sinh kết hoạt động kinh doanh báo cáo NDAit = a x + a x ∆REVit + a x PPEit KQKD dòng tiền Báo cáo lưu chuyển tiền tệ phần lợi nhuận kế Ait-1 Ait-1 Ait-1 tốn khơng tiền trình bày Báo cáo KQKD, chênh lệch gọi phần giá trị dồn tích DAit = TAit /Ait-1 - NDAit Tổng giá trị dồn tích gồm: Trong đó: + Phần dồn tích khơng thể điều chỉnh (Non-discretionary accruals) NDAit: Phần dồn tích khơng điều chỉnh công ty i năm t a1, a2, a3: tham số ước tính (Căn vào α 1, α 2, α ) + Phần dồn tích điều chỉnh (Discretionary accruals) Các tham số a1, a2, a3 ước tính phương pháp OLS Luận án trình bày số mơ hình liên quan tới việc đo lường hành Tổng dồn tích = Phần dồn tích khơng + Phần dồn tích vi điều chỉnh lợi nhuận doanh nghiệp (thơng qua giá trị dồn tích điều (TA) thể điều chỉnh (NDA) điều chỉnh (DA) chỉnh DA) Trong phạm vi luận án, mơ hình gốc Jones (1991) lựa chọn để xác định phần giá trị dồn tích DA mơ hình gốc quan trọng, Trong luận án này, tác giả phân tích số mơ hình phổ biến từ đơn sở cho xuất nhiều mơ hình đo lường ĐCLN phổ biến hành (gọi giản đến phức tạp nhằm đánh giá phần dồn tích DA Tuy nhiên, luận án sử chung mơ hình điều chỉnh từ Jones) Việc lựa chọn mơ hình gốc Jones dụng mơ hình gốc Jones (1991) để phục vụ cho việc kiểm chứng tồn (1991) để kiểm chứng TTCK Việt Nam cần thiết tiền đề cho điều chỉnh lợi nhuận Các mơ hình thực chất nhằm tính tốn phần NDA nghiên cứu sau Việt Nam ứng dụng tiếp mơ hình Jones (1991) mơ hình phát triển từ Jones (1991) Mơ hình Jones (1991) Khắc phục nhược điểm mơ hình trước Healy (1985), 2.4 Tổng quan nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng tới điều chỉnh lợi DeAngelo (1986), Jones (1991) xây dựng mơ hình tính đến ảnh nhuận doanh nghiệp hưởng mức độ hoạt động kinh doanh đơn vị tới NDA Mơ hình Jones (1991) tính tốn phần tổng dồn tích năm kiện t sau: Ngồi việc tổng quan mơ hình đo lường ĐCLN, luận án tập trung vào việc tổng kết nghiên cứu liên quan nhân tố ảnh hưởng tới ĐCLN Từng TAit = α x + α x ∆REVit + α x PPEit + ɛit nhân tố xem xét nhiều nhóm quan điểm khác (ảnh hưởng Ait-1 Ait-1 Ait-1 Ait-1 thuận/nghịch hay không tác động), cách đo lường biến tổng kết chi tiết Nhóm nhân tố bao gồm: Trong đó: TAit : tổng dồn tích năm t công ty i 2.4.1 Các nhân tố thuộc đặc điểm doanh nghiệp ∆REVit: Doanh thu năm t trừ Doanh thu năm t-1 công ty i - Hệ số nợ - Hiệu tài PPEit: Ngun giá TSCĐ hữu hình cuối năm t công ty i - Quy mô công ty Ait-1: Tổng tài sản cuối năm t -1 công ty i α , α , α 3: tham số ước tính 2.4.2 Các nhân tố thuộc chế quản lý – kiểm sốt ɛit : sai số ước tính năm t công ty i - Quy mô HĐQT - Số lượng thành viên HĐQT độc lập - Sự kiêm nhiệm CEO chủ tịch HĐQT Quy mô hội đồng - Cấu trúc sở hữu (Tỷ lệ sở hữu nhà nước Tỷ lệ sở hữu nước ngoài) - Kiểm toán độc lập H4 quản trị (BOARD) 2.4.3 Khoảng trống nghiên cứu Tổng quan cơng trình nghiên cứu ngồi nước nhân tố - Số lượng thành viên ảnh hưởng tới ĐCLN cho thấy khoảng trống nghiên cứu trước hồn thiện luận án này: H5 HĐQT độc lập (IDV) Trước tiên, cơng trình nghiên cứu Việt Nam, H1 - bối cảnh đặc thù TTCK nghiên cứu ĐCLN chưa Hệ số nợ (DEBT) + H6 Sự kiêm nhiệm CEO chủ tịch HĐQT nhiều Thứ hai, luận án thực nhằm khắc phục hạn chế ĐIỀU CHỈNH + nghiên cứu trước (đặc biệt Việt Nam) lựa chọn mơ hình đo Hiệu tài H2 (DUAL) lường ĐCLN, hạn chế sở lý thuyết, lựa chọn quy mô biến (PERF) phương pháp Thứ ba, phương pháp nghiên cứu định lượng, việc - LỢI NHUẬN H7a thực mơ hình hồi quy bình phương bé (OLS) giống nhiều ( nghiên cứu khác, mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM), mơ hình hồi Quy mô công ty H3 + Cấu trúc SH (Tỷ lệ SH nhà nước - quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (SIZE) H7b FEM (robust SE) thực + OWN1) CHƯƠNG - XÂY DỰNG GIẢ THUYẾT KHOA HỌC VÀ H8 Cấu trúc SH (Tỷ lệ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 Xây dựng giả thuyết khoa học SH nước - Trên sở tổng quan cơng trình nghiên cứu, luận án đề xuất mơ hình OWN2) nghiên cứu giả thuyết khoa học sau: - Kiểm toán độc lập (AUDIT) Sơ đồ 3.1 Mơ hình nghiên cứu giả thuyết đề xuất (Nguồn: Tác giả xây dựng) 3.2 Phương pháp nghiên cứu 3.2.1 Xây dựng phương trình hồi quy bội Dữ liệu thu thập liệu bảng Do đó, nghiên cứu tiến hành xây dựng hai phương trình cho mơ hình hồi quy theo OLS hồi quy theo FEM, REM Hồi quy (1): DA = α0 + α1 DEBT it + α2 PERF it + α3 SIZE it + α4 BOARD it + α5 IDV it + α6 DUAL it + α7 OWN1 it + α8 OWN2 it + α9 AUDIT it + εit Hồi quy (2): DA = α0 + α1 DEBT it + α2 PERF it + α3 SIZE it + α4 BOARD it + α5 IDV it + α6 DUAL it + α7 OWN1 it + α8 OWN2 it + α9 AUDIT it + ωit Trong : ωit = εit + ʋi Bước 1: εit sai số có phân phối chuẩn biến thiên theo i t ʋi đại diện cho tác động riêng biệt không đổi theo thời gian không quan Sử dụng mẫu gồm 3.004 quan sát để tính tốn, ước tính giá trị NDA sát doanh nghiệp i DA theo mô hình gốc Jones (1991) Mơ hình Jones (1991) mơ hình phù hợp sử dụng TTCK Việt Nam (Nguyễn Hữu Ánh Nguyễn Hà Linh, Bảng 3.1 Định nghĩa thước đo biến mô hình nghiên cứu 2016) kết ước tính DA sử dụng cho việc chạy hồi quy bước Giá trị DA chia nhóm DA dương DA âm DA dương BIẾN TÊN BIẾN THƯỚC ĐO đồng nghĩa với việc có tượng điều chỉnh lợi nhuận tăng (income- DA Phần dồn tích điều chỉnh (*) Mơ hình Jones (1991) increasing) DA âm nghĩa có tượng điều chỉnh lợi nhuận giảm DEBT Hệ số nợ Tỷ lệ Nợ/ Vốn CSH (income-decreasing) (Abbott cộng sự, 2006) PERF Hiệu tài ROE = LN/Vốn CSH bình quân Bước SIZE Quy mô công ty Log Tổng tài sản BOARD Quy mô hội đồng quản trị Số lượng thành viên Sau xác định giá trị DA, biến phụ thuộc mơ hình mơ IDV Số lượng thành viên HĐQT độc lập Số lượng thành viên tả mục 2.3 (chương 2), tác giả tiến hành rà soát giá trị biến mô DUAL Sự kiêm nhiệm CEO chủ tịch Gán CEO Chủ tịch hình để loại bỏ quan sát khơng đủ điều kiện có DA = 0, số quan sát HĐQT có tách biệt lại liệu bảng không cân với 2.132 quan sát giai đoạn 2010 -2014 OWN1 Cấu trúc sở hữu (Tỷ lệ SH nhà Tỷ lệ % sở hữu nhà nước Việc ước tính DA với mẫu sang Hồi quy lại có mẫu số với 2.132 nước) quan sát không ảnh hưởng tới việc chạy hồi quy bước (Yoon cộng sự, OWN2 Cấu trúc sở hữu (Tỷ lệ SH nước Tỷ lệ % sở hữu nhà đầu tư 2006) ngoài) nước ngồi AUDIT Kiểm tốn độc lập Gán kiểm toán Big Tiếp theo, tác giả tiến hành chạy hồi quy, liệu bảng nên sau kiểm toán thực theo phương pháp bình phương bé (OLS), mơ hình ước đơn vị khác lượng theo hiệu ứng cố định (FEM), mơ hình ước lượng theo hiệu ứng ngẫu nhiên (REM), mơ hình ảnh hưởng cố định FEM (robust SE) thực (Nguồn: Tác giả tổng hợp) CHƯƠNG 3.2.2 Chọn mẫu thu thập liệu THỰC TRẠNG VỀ SỰ TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ Mẫu nghiên cứu ban đầu gồm 3.195 quan sát (Các công ty phi tài niêm yết TTCK Việt Nam 2010 - 2014) Tại bước 1, số quan sát bị loại ĐẾN HÀNH VI ĐIỀU CHỈNH LỢI NHUẬN TẠI CÁC CƠNG TY PHI thiếu thơng tin, cịn lại 3.004 quan sát (Hồi quy bước 1) Sau đó, loại tiếp bước 2, 2.132 quan sát (Hồi quy bước 2) TÀI CHÍNH NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG 3.2.3 Phương pháp sử dụng mơ hình hồi quy CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Phần mềm Stata ver.12 sử dụng q trình phân tích liệu 4.1 Thực trạng điều chỉnh lợi nhuận thị trường chứng khốn Việt Nam Các bước phân tích thực sau: Theo thống kê Vietstock (2015), báo cáo trước sau kiểm toán công ty sai lệch với tỷ lệ lớn qua nhiều năm Những khoản mục thường phải điều chỉnh số liệu chủ yếu liên quan đến đến ước tính kế tốn trích lập dự phòng, khấu hao, phân bổ, hàng tồn kho việc ghi nhận doanh thu chi phí 10 không niên độ Xét từ năm 2012 sáu tháng đầu năm 2015 tình 4.2.2 Kết hồi quy theo mơ hình ảnh hưởng cố định FEM trạng doanh nghiệp niêm yết phải điều chỉnh số liệu sau kiểm tốn có thời kỳ lên tới 82 % (năm 2012) Tuy tỷ lệ có giảm dần số Mô hình ảnh hưởng cố định FEM cho kết hồi quy theo Bảng 4.2: báo động chất lượng, minh bạch thông tin BCTC Điều khiến người sử dụng thông tin, đặc biệt nhà đầu tư lo ngại tin cậy Bảng 4.2 Kết hồi quy theo FEM thơng tin kế tốn, tài TTCK Việt Nam cần có thay đổi tích cực để trở thành kênh huy động đầu tư hiệu cho doanh nghiệp nhà đầu tư Số quan sát = 2.132 F (9,1586) = 30,17 Prob >F = 0,0000 4.2 Kết thực phân tích nhân tố tác động đến hành vi điều chỉnh R2 (overall) = 0,4059 lợi nhuận công ty niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam Hệ số Ý nghĩa thống kê 4.2.1 Kết hồi quy theo mơ hình bình phương bé OLS Biến (Coef) (p-value) Mơ hình OLS (Hồi quy 1) cho kết hồi quy biến theo bảng biểu đây: Hằng số - 5,8964 0,000 BOARD - 0,0258 0,165 Bảng 4.1 Kết hồi quy theo OLS IDV - 0,0084 0,615 DUAL 0,543 Số quan sát = 2.132 OWN1 0,0198 0,180 OWN2 0,0011 0,074 F (9, 2122) = 201,53 AUDIT - 0,0025 0,002 DEBT - 0,131 0,000 Prob >F = 0,0000 PERF 0,069 0,000 R2 = 0,4608 SIZE 0,976 0,000 R2 điều chỉnh = 0,4586 Biến phụ thuộc: DA 0,5008 Biến Hệ số Ý nghĩa thống kê Đa cộng tuyến F-test v_i=0: F(536, 1586)= 8,73 (p-value) (Coef) (Collinearity Statistics) 0,000 0,109 VIF Tolerance 0,166 Hằng số - 10,5411 0,849 0,149 BOARD - 0,0258 0,015 1,82 0,548400 0,000 IDV - 0,0208 0,424 1,91 0,523102 0,000 DUAL 0,0056 0,000 1,20 0,832508 Prob > F = 0,000 (Nguồn: Tác giả xử lý liệu) OWN1 0,0008 1,09 0,916470 OWN2 - 0,0033 1,19 0,837907 AUDIT - 0,206 1,37 0,731069 DEBT 0,0061 1,20 0,830384 PERF 0,8878 1,04 0,959190 SIZE 0,9145 1,60 0,624259 Biến phụ thuộc: DA (Nguồn: Tác giả xử lý liệu) Mơ hình hồi quy OLS không phù hợp với liệu bảng nên ta thực hồi quy FEM REM 11 12 4.2.3 Kết hồi quy theo mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên REM 4.2.4 Kiểm định Hausman, giả thiết tự tương quan phương sai không đổi Để kiểm định việc lựa chọn FEM REM, kiểm định Mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên REM cho kết hồi quy biến theo bảng biểu đây: Hausman, giả thuyết đưa ra: H0: Mơ hình REM phù hợp H1: Mơ hình FEM phù hợp Bảng 4.3 Kết hồi quy theo REM Bảng 4.5 Kiểm định Hausman Số quan sát = 2.132 Wald chi2(9)= 812,25 Chi square Prob Chi square Ghi 33,11 0,0001 Prob > chi2 = 0,0000 R2 (overall) = 0,4568 Biến Hệ số Ý nghĩa thống kê (Nguồn: Tác giả xử lý) (Coef) (p-value) Nhìn vào Bảng 4.5, giá trị Chi2 (9) = 33,11 với p-value = 0,0001 < 0,01, ta bác bỏ H0 chấp nhận H1, mơ hình FEM phù hợp mơ hình Hằng số - 10,5144 0,000 REM BOARD - 0,0273 0,099 IDV - 0,0096 0,519 Ngoài ra, nghiên cứu tiến hành kiểm định vi phạm giả thiết DUAL 0,0133 0,647 tượng tự tương quan, phương sai sai số không đổi Kết trình bày OWN1 0,0008 0,189 Bảng 4.6 OWN2 - 0,0032 0,010 AUDIT - 0,1487 0,000 Bảng 4.6 Kiểm định phương sai không đổi tự tương quan DEBT 0,0351 0,000 PERF 0,9355 0,000 Phương sai không đổi Prob Chi square Ghi SIZE 0,9014 0,000 Chi2 (537) Biến phụ thuộc: DA 5,1 E+34 0,0000 (Nguồn: Tác giả xử lý liệu) Tự tương quan Prob.>F Ghi F(1, 375) 15,772 0,0001 (Nguồn: Tác giả xử lý) Bảng 4.4 Kiểm định Lagrangian Multiplier Nhìn vào Bảng 4.6, ta thấy có tượng hiệp phương sai không đồng tồn tự tương quan sai số mơ hình Khi giả thiết Chibar Prob Chibar Ghi tượng tự tương quan phương sai đồng bị vi phạm, mơ hình ảnh 1013,29 0,0000 hưởng cố định FEM chưa phải mơ hình tốt (Nguồn: Tác giả xử lý) 4.2.5 Kết hồi quy FEM theo sai số chuẩn vững (robust SE) Với vi phạm giả định phương sai không đổi tượng tự tương quan, tác giả tiến hành rà soát mối quan hệ biến Dựa vào việc 13 14 kiểm tra tương quan biến, nhận thấy biến BOARD IDV có CHƯƠNG quan hệ chặt chẽ với nhau, đưa biến khỏi mơ hình kết cho thấy BOARD giữ lại loại IDV THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU, Để khắc phục nhược điểm phương sai thay đổi tự tương quan, CÁC KHUYẾN NGHỊ VÀ KẾT LUẬN mơ hình hồi quy FEM theo sai số chuẩn vững (robust SE) thực (www.stata.com) Sau chạy hồi quy FEM (robust SE) ta thấy số 5.1 Thảo luận kết nghiên cứu mơ hình lựa chọn biến cịn lại (sau loại IDV) có biến DUAL khơng có ý nghĩa Ta tiếp tục loại biến DUAL mơ hình FEM theo sai số chuẩn vững (robust SE) cho Mơ hình FEM (Robust SE) mơ hình lựa chọn Dựa vào Bảng 4.7 kết hồi quy biến theo bảng đây: (chương 4), hệ số mơ hình hồi quy mức ý nghĩa p-value thông số quan trọng để đưa kết luận mối quan hệ Bảng 4.7 Kết hồi quy FEM theo sai số chuẩn vững (robust SE) biến mô hình hồi quy Số quan sát = 2,132 5.2.1 “Hệ số nợ” (DEBT) điều chỉnh lợi nhuận (DA) F (7,536)= 11,83 Biến “Hệ số nợ” (DEBT) có quan hệ thuận chiều với giá trị dồn tích có thể điều chỉnh (DA), hệ số = 0,0693 với p-value = 0,000 < 0,001 Điều Prob > F = 0,0000 có nghĩa doanh nghiệp có địn bảy tài cao điều chỉnh lợi nhuận nhiều, ta chấp nhận giả thuyết H1 Kết luận án tương đồng với kết R2 overall = 0,4057 nghiên cứu thuộc dòng thực chứng nghiên cứu điều chỉnh lợi nhuận Press Weintrop, (1990); Dichev Skinner (2002); Charfeddine, Biến Hệ số Ý nghĩa thống kê Riahi Omri (2013) kết luận hệ số nợ có quan hệ thuận chiều với điều chỉnh lợi nhuận (Coef) (p-value) Kết giải thích Lý thuyết PAT (Watts & Hằng số - 5,8619 0,001 Zimmerman, 1986) liên quan tới giả thuyết Hệ số nợ/Vốn CSH cho rằng, BOARD - 0,0312 0,045 hợp đồng vay nợ với điều khoản hạn chế giới hạn tỷ lệ nợ giúp đảm OWN1 0,089 bảo an toàn cho chủ nợ, tránh việc nhà quản lý đầu tư vào dự án rủi ro OWN2 0,001 0,077 hay huy động thêm vốn để pha loãng nợ…Tuy nhiên, muốn nới lỏng tỷ lệ AUDIT - 0,0025 0,015 nợ, nhà quản trị sử dụng thủ tục kế toán để chuyển lợi nhuận từ tương DEBT - 0,1323 0,000 lai PERF 0,000 SIZE 0,0693 0,001 5.2.2 “Hiệu tài chính” (PERF) điều chỉnh lợi nhuận (DA) Biến phụ thuộc: DA 0,978 0,4986 Biến “Hiệu tài chính” (PERF) có quan hệ thuận chiều với giá trị dồn tích điều chỉnh (DA), hệ số = 0,978 với p-value = 0,000 < 0,001 (Nguồn: Tác giả xử lý liệu) Điều có nghĩa doanh nghiệp hoạt động hiệu doanh nghiệp có xu hướng điều chỉnh lợi nhuận để giữ hình ảnh thể Trên sở lựa chọn mơ hình FEM (robust SE), mơ hình hồi quy bền vững giá trị doanh nghiệp Như vậy, mối quan hệ có ý nghĩa thiết lập sau: thống kê giả thuyết H2 lại ngược chiều với kết đạt Mối quan hệ DA = - 5,8619 + 0,0693 * DEBT it + 0,978 * PERF it + 0,4986 * 16 SIZE it - 0,0312 * BOARD it + 0,001 * OWN1 it - 0,0025 * OWN2 it - 0,1323 * AUDIT it + ωit 15 PERF DA mối quan thuận chiều, trái với nhiều nghiên cứu trước 5.2.5 “Cấu trúc sở hữu” (OWN) điều chỉnh lợi nhuận (DA) Fathi (2013), Charfeddine, Riahi Omri (2013), Fathi (2013), Chen cộng (2006); Chen, Cheng Wang (2010) “Tỷ lệ SH nhà nước” (OWN1) điều chỉnh lợi nhuận (DA) Với kết này, vận dụng Lý thuyết PAT (Watts Zimmerman, Biến “Cấu trúc sở hữu” OWN1 (Tỷ lệ SH nhà nước) giá trị dồn tích có 1986) liên quan đến giả thuyết kế hoạch thưởng giải thích lý thể điều chỉnh (DA), hệ số = 0,001 với p-value = 0,089 < 0,1 Điều có cơng ty hoạt động có hiệu ĐCLN nhiều Với giả thuyết kế nghĩa giả thuyết đưa mối quan hệ cấu trúc sở hữu (tỷ lệ SH nhà hoạch thưởng, nhà quản trị lợi ích cá nhân, kế hoạch thưởng nước) ĐCLN mối quan hệ thuận chiều có ý nghĩa thống kê, ta chấp công ty mà thực ĐCLN để ln trì kết khả quan, vừa thu hút nhận giả thuyết H7a Kết nghiên cứu đồng với kết đầu tư lại vừa hưởng quyền lợi liên quan tới kế hoạch thưởng nghiên cứu trước (Guo & Ma, 2015; Zhang, Uchida, & Bu, 2011; Cheng, cơng ty dành cho Wang & Wei, 2014) 5.2.3 “Quy mô công ty” (SIZE) điều chỉnh lợi nhuận (DA) Tỷ lệ SH nhà nước đặc trưng TTCK Việt Nam xuất phát điểm Việt Nam kinh tế kế hoạch tập trung, hoạt động doanh Biến “Quy mô cơng ty” (SIZE) có quan hệ thuận chiều với giá trị dồn tích nghiệp theo đạo nhà nước Do đó, định, người sử điều chỉnh (DA), hệ số = 0,4986 với p-value = 0,001 < 0,01 Với kết dụng thông tin cần ý đến kết quả này, doanh nghiệp có quy mơ lớn khả điều chỉnh lợi nhuận nhiều Như vậy, kết luận án chấp thuận giả thuyết H3 cho “Tỷ lệ SH nước ngoài” (OWN2) điều chỉnh lợi nhuận (DA) “Quy mô công ty có quan hệ thuận chiều với điều chỉnh lợi nhuận” Kết đồng với kết nghiên cứu nhiều tác giả (Alves, 2012; Biến “Cấu trúc sở hữu” OWN2 (Tỷ lệ SH nước ngồi) giá trị dồn tích Fakhfakh Nasfi, 2012; Charfeddine, Riahi Omri, 2013) điều chỉnh (DA), hệ số = - 0,0025 với p-value = 0,077 < 0,1 Điều có nghĩa giả thuyết đưa mối quan hệ cấu trúc sở hữu (tỷ lệ SH Bên cạnh có, giả thuyết chi phí trị lý thuyết PAT (Watts nước ngoài) ĐCLN mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa thống kê, ta Zimmerman, 1986) để luận án giải thích mối quan hệ chấp nhận giả thuyết H7b Kết nghiên cứu đồng với kết “Quy mô công ty” điều chỉnh lợi nhuận (DA) nghiên cứu trước Guo cộng (2015), Beyselinck, Blanco & Lara (2013) 5.2.4 “Quy mô hội đồng quản trị” (BOARD) điều chỉnh lợi nhuận (DA) Kết nghiên cứu thể vai trị tích cực tỷ lệ SH nước ngồi Biến “Quy mơ HĐQT” (BOARD) giá trị dồn tích điều chỉnh việc giảm khả ĐCLN DN niêm yết, điều giải thích vai (DA) tương quan với hệ số = - 0,0312 p-value = 0,045 < 0,05 Với kết trò ngày lớn dòng vốn doanh nghiệp nói chung này, ta thấy quan hệ BOARD DA ngược chiều Như vậy, kết TTCK Việt Nam nói riêng Việc thu hút vốn từ nhà đầu tư ngoại vừa luận án chấp nhận giả thuyết H4 cho “Quy mơ HĐQT có quan hệ giúp tăng cường nguồn lực tài vừa thể uy tín doanh nghiệp ngược chiều với điều chỉnh lợi nhuận” Kết đồng với kết Nhiều nghiên cứu sở hữu nước coi chế hiệu nghiên cứu nhiều tác giả kết luận số thành viên HĐQT nhiều nhằm cải thiện quản trị công ty, nâng cao chất lượng quản lý chất lượng ĐCLN thấp (Fathi, 2013; Xie cộng sự, 2003; Bradbury cộng sự, thông tin cung cấp nhà đầu tư nước thường có chuẩn mực 2006) cao đánh giá thông tin tài chính, kế tốn (Dahlquist Robertson, 2001; Aggarwal, Klapper & Wysocki, 2003) Đây lý quy định 17 18 Việt Nam tỷ lệ SH nước nới lỏng tối đa nhằm phát Yêu cầu đặt cần có hoàn chỉnh quy định thành viên độc lập, huy lợi tích cực việc hồn thiện TTCK nói chung vấn đề đặc biệt từ khía cạnh pháp luật sửa đổi, bổ sung, cập nhật quy định ĐCLN DN nói riêng mẫu hình 5.2.6 “Kiểm toán độc lập” (AUDIT) điều chỉnh lợi nhuận (DA) 5.2.8 “Sự kiêm nhiệm CEO chủ tịch HĐQT” (DUAL) điều chỉnh lợi nhuận (DA) Biến “Kiểm toán độc lập” (AUDIT) tương quan với giá trị dồn tích điều chỉnh (DA) theo hệ số = - 0,1323 với p-value = 0,015 < 0,05 Với kết Biến “Sự kiêm nhiệm CEO chủ tịch HĐQT” (DUAL) khơng thấy có này, ta thấy mối quan hệ ngược chiều AUDIT DA Như vậy, kết ảnh hưởng có ý nghĩa với DA, luận án bác bỏ giả thuyết H6 cho “Sự kiêm luận án chấp nhận giả thuyết H8 cho “Kiểm tốn độc lập có quan hệ nhiệm có quan hệ thuận chiều với điều chỉnh lợi nhuận” Kết đồng ngược chiều với điều chỉnh lợi nhuận” Kết đồng với kết với kết nghiên cứu nhiều tác giả (Fathi, 2013; Rahman & Ali, 2006) nghiên cứu nhiều tác giả (Xie cộng sự, 2003; Fakhfakh Nasfi, 2012) Tại Việt Nam, “sự kiêm nhiệm” hay “sự tách biệt” nhiều không Tuy nhiên, so với quốc gia khác tỷ lệ kiểm tốn Big thực rõ ràng vậy, thông tin biến DUAL thị trường non trẻ Việt Nam thấp, chiếm 22 % tổng số quan sát tỷ Việt Nam chưa phải thơng tin tốt lệ cao quốc gia khác Do tỷ lệ kiểm toán Big Việt Nam thấp nên để hạn chế điều chỉnh lợi nhuận công ty niêm yết Tóm lại, kết cho thấy biến thuộc đặc điểm doanh nghiệp TTCK Việt Nam, cơng ty xem xét điều kiện để sử dụng có khả lớn việc ảnh hưởng tới điều chỉnh lợi nhuận dịch vụ chất lượng quốc tế kế toán kiểm toán biến thuộc chế quản lý kiểm sốt có biến thuộc quản trị công ty IDV DUAL ý nghĩa, lý vấn đề quản trị công ty Việt 5.2.7 “Số lượng thành viên HĐQT độc lập” (IDV) điều chỉnh lợi nhuận (DA) Nam chưa thực quan tâm chặt chẽ, thông tin HĐQT hay số thành viên độc lập chưa thực tin cậy số “trên Biến “Số lượng thành viên HĐQT độc lập” (IDV) Mơ hình bị giấy tờ” khó đảm nhiệm vai trị theo chất cần phải có loại có tương quan chặt chẽ với biến BOARD Tuy khơng thể kết luận hệ số, chiều tác động, mức ý nghĩa luận án cố gắng tìm hiểu lý giải thích cho không phù hợp biến “Số lượng thành viên HĐQT độc Dựa số đánh giá quản trị công ty nước ASEAN (do lập” (IDV) Diễn đàn thị trường vốn nước ASEAN, ACMF, thực Ngân hàng phát triển Asean), thẻ điểm Việt Nam so với nước khu vực Đa số công ty cổ phần Việt Nam vai trị IDV mờ nhạt thấp, năm 2014 thẻ điểm Việt Nam đạt (35,14/100) (thấp khu có bị xem nhẹ Tại Việt Nam, cấu sở hữu tập trung cao, sở hữu vực) nước cao Thái Lan (84,5/100), Philippins (67,02/100), Nhà nước, cổ đông lớn thường giữ vai trị thành viên HĐQT, chí chủ Indonesia (57,27/100) tịch chủ tịch kiêm tổng giám đốc, đặc biệt với DNNN chuyển đổi sang công ty cổ phần, công ty nhà nước thường chiếm tỷ lệ sở hữu cổ Như vậy, Việt Nam cần củng cố chất lượng quản trị công ty nhằm đạt phần chi phối thực chất việc Đại hội cổ đông bầu HĐQT máy quản trị tốt, từ đóng góp cho phát triển TTCK Việt Nam, thức hóa danh sách quan chủ quản Nhà nước phê duyệt việc tăng khả bảo vệ nhà đầu tư phát huy tốt vai trò quản trị có IDV mặt hình thức (Lê Hoàng Tùng, 2009; Bùi Thị Thủy, công ty quản trị hoạt động doanh nghiệp nói chung vấn đề điều 2015) chỉnh lợi nhuận nói riêng 19 20 5.3 Một số khuyến nghị người sử dụng - Các đơn vị, quan điều hành thị trường 5.3.1 Khuyến nghị nhà đầu tư Để hạn chế điều chỉnh lợi nhuận, giảm tình trạng thơng tin bất đối xứng, Luận án kết thực nghiệm đáng tin cậy có đóng góp hữu ích giúp hạn chế chi phí đại diện quan hệ đại diện, việc cơng bố thông tin minh cho nhà đầu tư việc nâng cao kiến thức lý luận ĐCLN, hiểu biết bạch chất lượng điều cần thiết Vì vậy, ủy ban chứng khốn nhà nước mơ hình phát ĐCLN, hiểu biết nhận diện nhân tố quan quan liên quan cần ban hành quy định, sách, cải thiện môi trọng phải ý xem xét thơng tin kế tốn tài nhằm hỗ trợ trường pháp lý, quy định niêm yết, tăng cường cơng tác phân tích đưa định đầu tư hay sử dụng vốn Việc nhà đầu tư có hiểu biết kỹ lưỡng cảnh báo kịp thời, chế xử phạt nhằm hạn chế hành vi ngược TTCK vấn đề liên quan đến ĐCLN góp phần làm giảm thiểu lại lợi ích chung tình trạng bất đối xứng, tình trạng bất cơng thơng tin TTCK Việt 5.3.4 Khuyến nghị nhóm đối tượng khác Nam từ an tồn nhà đầu tư đảm bảo (Các đơn vị đào tạo bồi dưỡng nâng cao lực chuyên môn) 5.3.2 Khuyến nghị doanh nghiệp Cùng với khuyến nghị đưa cho nhà đầu tư, doanh nghiệp quan nhà nước nhóm đối tượng khác đơn vị đào tạo, Bản thân doanh nghiệp Việt Nam từ xưa đến phụ thuộc chủ bồi dưỡng nâng cao lực chun mơn cần phải có hành động yếu vào kênh ngân hàng giới kênh tạo vốn thức tương ứng để hỗ trợ bên tham gia vào thị trường, nhằm hướng tới chuyên thường huy động qua TTCK, thị trường tài Vì vậy, trước tiên, nghiệp bền vững TTCK Việt Nam doanh nghiệp cần xác định chiến lược huy động vốn lâu dài bền vững phải 5.4 Những đóng góp luận án qua TTCK Việt Nam, ý đầu tư đào tạo, ứng dụng công cụ phát 5.4.1 Về mặt khoa học lý luận ĐCLN, nâng cao chất lượng thông tin cung cấp ý tới tác động nhân tố ảnh hưởng tới ĐCLN Luận án đóng góp phần làm phong phú thêm sở liệu lĩnh vực kế toán, đặc biệt nội dung “điều chỉnh lợi nhuận” kinh tế 5.3.3 Khuyến nghị quan chức phát triển, mảng nghiên cứu trước vốn thực nhiều - Bộ Tài nước phát triển Úc, UK, Canada hay Pháp Trên sở lý thuyết đại Bộ Tài có điều chỉnh phù hợp để xây dựng hệ diện, lý thuyết thông tin bất đối xứng, luận án cung cấp cho người nghiên cứu kế toán Việt Nam kiến thức tảng nguồn gốc xung thống kế tốn đảm bảo tính trung thực, hợp lý thông tin mà chặt chẽ đột quan hệ đại diện bên đại diện bên ủy nhiệm tác động ảnh tránh việc lợi dụng khoảng trống cho hành vi ĐCLN Ngồi ra, Bộ Tài hưởng tới hành vi điều chỉnh lợi nhuận cần xây dựng chuẩn mực nhằm tăng cường việc công bố thông tin tự nguyện bắt buộc, giảm hội hành vi ĐCLN Về mặt khoa học, mơ hình có tính học thuật ĐCLN giới thiệu ứng dụng luận án Là nghiên cứu điển hình thuộc dịng lý thuyết kế - Cơ quan kiểm tốn toán thực chứng, xu hướng cần phát triển Việt Nam, luận án Mặc dù báo cáo kiểm toán kiểm toán kiểm toán độc lập, sử dụng mơ hình kinh tế lượng đa dạng phù hợp với liệu bảng nhằm cung mơ hình phát ĐCLN phát huy tác dụng cấp chứng thực nghiệm nhân tố tác động đến hành vi ĐCLN báo cáo sau kiểm tốn thể có hành vi ĐCLN nhiều công ty Trước hành vi ĐCLN ngày phức tạp, trách nhiệm quan kiểm 22 toán kiểm tốn viên làm để giảm thiểu rủi ro xuống mức tối đa, đảm bảo tin cậy, trung thực hợp lý thông tin cung cấp cho 21 cơng ty phi tài có cổ phiếu niêm yết thị trường chứng khoán (TTCK) 5.6 Hướng nghiên cứu Việt Nam Trên sở kết đạt hạn chế luận án, hướng 5.4.2 Về mặt thực tiễn nghiên cứu đề xuất liên quan tới phương pháp nghiên cứu (sử dụng mơ hình đa dạng hơn, cơng cụ phân tích tốt hơn…) liên quan tới Hành vi điều chỉnh lợi nhuận cần biết đến đánh giá hướng nghiên cứu (đa dạng hóa chủ đề nghiên cứu, khai thác sâu nhân tố, nghiên cứu thực chứng thay viết góc độ lý thuyết Vì thế, kết hợp chủ đề ĐCLN nội dung khác ĐCLN phí kiểm nghiên cứu thực chứng chi tiết liên quan tới TTCK Việt Nam vấn đề điều toán, ĐCLN sách cổ tức… ) chỉnh lợi nhuận cần thiết để nhà nghiên cứu, nhà quản lý, nhà làm luật, cá nhân tham gia vào thị trường hiểu chất KẾT LUẬN lượng thơng tin kế tốn công ty niêm yết Việt Nam cấp độ tin cậy Từ có giải pháp cụ thể cho việc nâng cao chất lượng thông tin Luận án nghiên cứu điều chỉnh lợi nhuận công ty niêm yết giúp TTCK phát triển lành mạnh tăng trưởng tốt Và hết, thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2010-2014 qua việc sử dụng Mơ sở để nhà đầu tư bảo vệ trình định đầu tư hình gốc Jones (1991), tượng điều chỉnh lợi nhuận tăng/giảm thông qua phần giá trị dồn tích điều chỉnh phát Bên cạnh đó, dựa vào Dựa kết thực nghiệm với số liệu từ TTCK Việt Nam giai đoạn tổng quan lý thuyết, luận án nghiên cứu tác động nhóm nhân tố thuộc đặc 2010 – 2014, luận án đã: điểm doanh nghiệp đặc điểm chế quản lý, kiểm soát tới điều chỉnh lợi nhuận công ty Với mơ hình hồi quy từ đơn giản OLS đến phức (1) góp phần chứng minh TTCK Việt Nam, áp dụng tạp FEM, REM, FEM (robust SE); luận án lựa chọn mơ hình hồi quy phù mơ hình phát ĐCLN (mơ hình phức tạp có tính học thuật cao) hợp FEM (robust SE) để đưa kết thực nghiệm với độ tin cậy cao Trong số biến nghiên cứu với mơ hình hồi quy FEM (robust SE) (2) đưa chứng tác động mạnh nhóm biến “đặc điểm doanh “Quy mô HĐQT” (BOARD), “Cấu trúc sở hữu” (OWN1 – Tỷ lệ SH nhà nước; nghiệp” (DEBT, PERF, SIZE) tới ĐCLN, kết phù hợp với giả OWN2 – Tỷ lệ SH nước ngoài), “Hệ số nợ” (DEBT), “Hiệu tài chính” thuyết dịng Lý thuyết kế tốn thực chứng PAT hệ số nợ, kế hoạch (PERF), “Quy mơ cơng ty” (SIZE) “Kiểm tốn độc lập” (AUDIT) thưởng chi phí trị, quan trọng cho việc định biến có ý nghĩa, có tác động tới điều chỉnh lợi nhuận công ty niêm yết TTCK Việt Nam (3) cung cấp kết mối quan hệ có ý nghĩa biến thuộc “đặc điểm quản lý – kiểm soát” ĐCLN (BOARD, OWN1, OWN2, AUDIT), kết Kết luận án đóng góp giá trị cho nghiên cứu đưa gợi ý việc lựa chọn quy mô tối ưu cho hội đồng quản trị, khẳng quốc gia phát triển có đặc điểm giống Việt Nam, hiểu điểm yếu định thực nghiệm chủ trương tái cấu cấu trúc sở hữu cho DNNN chế quản trị công ty nước phát triển nhân phủ nâng cao tỷ lệ sử dụng dịch vụ kiểm toán uy tín cao Đồng thời, kết tố ảnh hưởng tới ĐCLN cho thấy doanh nghiệp cần hoàn thiện chế quản trị cơng ty mục tiêu phát triển phạm vi quốc gia mà hội nhập với Luận án kỳ vọng tài liệu hữu ích cho nhà đầu tư, công ty, quốc tế nhà làm luật, sách, cơng ty kiểm tốn học giả việc nghiên 5.5 Những hạn chế luận án cứu phân tích nhân tố ảnh hưởng tới điều chỉnh lợi nhuận thị trường chứng khoán Việt Nam nhằm xây dựng thị trường mạnh, kênh dẫn vốn Luận án số hạn chế việc chưa ý đến việc áp dụng mô tốt cho kinh tế theo xu thế giới tương lai hình đo lường giá trị dồn tích điều chỉnh DA khác để so sánh Một hạn chế khác việc cập nhật liệu theo thời gian nghiên cứu chi tiết 24 theo ngành, nhóm ngành cụ thể 23
Ngày đăng: 02/03/2024, 08:46
Xem thêm:
