Bài viết này kiểm định xem liệu một HĐQT có tính độc lập cao thì có ngăn ngừa hành vi quản trị lợi nhuận của nhà quản lý hay không. Khoản dồn tích bất thường được sử dụng làm thước đo mức độ quản trị lợi nhuận, hiệu quả hoạt động tương đối ở hiện tại và tương lai giúp xác định động cơ điều chỉnh lợi nhuận.
Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 3(SI):S97-S105 Bài Nghiên cứu Open Access Full Text Article Tính độc lập hội đồng quản trị hành vi quản trị lợi nhuận – nghiên cứu doanh nghiệp niêm yết Sở giao dịch chứng khốn Tp.HCM Đồn Phương Nhi, Nguyễn Thu Hiền* TÓM TẮT Use your smartphone to scan this QR code and download this article Tính độc lập hội đồng quản trị (HĐQT) thể nhiều khía cạnh, phổ biến tồn thành viên độc lập tách bạch hai chức danh Chủ tịch HĐQT Tổng giám đốc công ty Nghiên cứu kiểm định xem liệu HĐQT có tính độc lập cao có ngăn ngừa hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) nhà quản lý hay khơng Khoản dồn tích bất thường sử dụng làm thước đo mức độ QTLN, hiệu hoạt động tương đối tương lai giúp xác định động điều chỉnh lợi nhuận Với mẫu nghiên cứu 1230 quan sát thuộc 244 công ty HOSE thuộc rổ VNX Allshare giai đoạn 2012-2017, nghiên cứu tìm chứng có ý nghĩa cho vấn đề quản trị công ty doanh nghiệp niêm yết Việt Nam Cụ thể, kết cho thấy doanh nghiệp có kết kinh doanh dự báo tốt lên tương lai, Giám đốc kiêm nhiệm chức danh Chủ tịch HĐQT họ thực điều chuyển phần lợi nhuận tương lai để đem lại lợi ích cá nhân Đáng tiếc, tất biến liên quan đến tỷ lệ thành viên độc lập HĐQT khơng có ý nghĩa thống kê, chứng khẳng định vai trò mờ nhạt thành viên độc lập việc giám sát, ngăn chặn QTLN nói riêng vấn đề người đại diện nói chung Nghiên cứu đóng góp hàm ý hiệu tính thực chất vai trị độc lập HĐQT doanh nghiệp Việt Nam Từ khoá: Quản trị cơng ty, Quản trị lợi nhuận, Tính độc lập HĐQT GIỚI THIỆU Trường Đại học Bách Khoa, ĐHQG-HCM Liên hệ Nguyễn Thu Hiền, Trường Đại học Bách Khoa, ĐHQG-HCM Email: nthuhien@hcmut.edu.vn Lịch sử • Ngày nhận: 12/06/2019 • Ngày chấp nhận: 15/09/2019 • Ngày đăng: 30/12/2019 DOI : 10.32508/stdjelm.v3iSI.613 Bản quyền © ĐHQG Tp.HCM Đây báo công bố mở phát hành theo điều khoản the Creative Commons Attribution 4.0 International license Thông tin tài chính, đặc biệt lợi nhuận kinh doanh doanh nghiệp xem trọng thường xuyên sử dụng làm thước đo hiệu quản trị nhà quản lý sở để thiết lập mức thù lao, khen thưởng, phúc lợi Vì lẽ đó, đơi nhà quản lý thơng qua số cách thức để thay đổi nội dung báo cáo tài nhằm đạt mục đích riêng hành vi gọi quản trị lợi nhuận Có hai cách để thay đổi số liệu kế toán thay đổi mức độ hoạt động doanh nghiệp (tăng chiết khấu, tăng ca sản xuất, giảm chi phí nghiên cứu phát triển) dùng kế tốn dồn tích để ghi nhận doanh thu, chi phí vào kỳ báo cáo cần thiết mục đích riêng QTLN thực theo cách thứ hai hành vi gây phương hại lợi ích cổ đơng lẽ cung cấp cho nhà đầu tư thơng tin tài sai lệch, ảnh hưởng trực tiếp đến định đầu tư, ngăn cản họ đưa định sáng suốt Khi đó, nhà quản lý đạt mục đích riêng gây thiệt hại cho cổ đơng (những người làm chủ) nên xem QTLN vấn đề người đại diện Một số nghiên cứu đặc điểm HĐQT, cụ thể tính độc lập HĐQT giúp hạn chế kiểm sốt vấn đề người đại diện Tính độc lập cao thể nhiều khía cạnh, phổ biến tồn thành viên HĐQT độc lập HĐQT công ty tách bạch hai chức danh Chủ tịch HĐQT Tổng giám đốc công ty (CEO) Xie ctg , Peasnell ctg Jaggi ctg chứng minh vai trị kìm hãm hành vi QTLN thành viên độc lập diện HĐQT, nghiên cứu tượng kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT Tổng giám đốc lại cho kết hỗn hợp Peasnell ctg tìm thấy mối quan hệ thuận chiều Xie ctg , Jaggi ctg Rahman & Ali lại tìm thấy quan hệ ngược chiều với QTLN, nhiên tất không đạt mức ý nghĩa thống kê QTLN cho gây phương hại đến lợi ích cổ đơng, nên HĐQT có mong muốn loại bỏ hành vi nhà quản lý có khả bị sa thải bị phát giác Thực điều chỉnh lợi nhuận ẩn chứa nhiều rủi ro nên nhà quản lý cần có động mạnh mẽ thúc đẩy, thuyết phục họ chấp nhận mạo hiểm Phản ứng tự nhiên nhà quản lý muốn làm mượt lợi nhuận nhằm mục tiêu lấy tín nhiệm hội đồng giữ thời gian nhậm chức lâu dài, lập luận sở để Chung ctg phát triển mơ hình đo lường động Trích dẫn báo này: Doan P N, Nguyen T H Tính độc lập hội đồng quản trị hành vi quản trị lợi nhuận – nghiên cứu doanh nghiệp niêm yết Sở giao dịch chứng khoán Tp.HCM Sci Tech Dev J - Eco Law Manag.; 3(SI1):S97-S105 S97 Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 3(SI):S97-S105 QTLN dựa hiệu hoạt động tương đối tương lai Kết thực nghiệm cho thấy kết hoạt động tương lai dự đốn cải thiện nhà quản lý có xu hướng điều chỉnh tăng lợi nhuận năm nhằm cứu vãn tình hình kinh doanh ngược lại Tại Việt Nam, hành vi QTLN tồn tại, chứng khơng trường hợp doanh nghiệp cơng bố thơng tin tài thiếu trung thực trường hợp PNJ phải điều chỉnh khoản liên quan đến trích lập dự phịng cho dự án đầu tư dài hạn vào Ngân hàng Đông Á, làm tăng 79 tỷ đồng lợi nhuận sau thuế chưa phân phối sau hồn thành kiểm tốn hay Chiếu xạ An Phú (APC) với bảng cân đối kế tốn có tài khoản “tiền khoản tương đương tiền” bị giảm 75 tỷ đồng sau kiểm toán số trùng khớp với khoản trả trước cho công ty thành lập Hồng Kông khiến giá cổ phiếu APC sau lao dốc khơng phanh Chính phủ nước ta có số hành động ban hành Nghị định 71 quy định từ ngày 01/08/2020 Chủ tịch HĐQT không kiêm nhiệm chức danh giám đốc (Tổng giám đốc) công ty hay quy định công ty niêm yết phải đảm bảo tỷ lệ thành viên độc lập tối thiểu 1/3 HĐQT đến ngày 1/8/2017, theo Khoản 5, Điều 13 Nghị định 71/2017/NĐ-CP tỷ lệ 1/3 chuyển sang áp dụng cho tất công ty niêm yết Về mặt học thuật, nghiên cứu hành vi QTLN Việt Nam mức nhận thức diện hành vi nghiên cứu Nguyễn & Phạm , Nguyễn & Nguyễn 10 chứng minh có tồn hành vi QTLN công ty niêm yết Việt Nam Dang ctg 11 nghiên cứu yếu tố tác động đến hành vi QTLN mẫu 260 doanh nghiệp phi tài niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam với liệu thu thập từ 2012 đến 2016, qua cho thấy báo cáo tài hợp nhất, Tổng giám đốc kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT, hiệu tài chính, quy mơ cơng ty có mối quan hệ chiều có ý nghĩa thống kê kiểm tốn Big 4, địn bẩy tài có quan hệ ngược chiều với hành vi QTLN Bùi & Ngô 12 nghiên cứu liệu năm 2010-2015 430 cơng ty phi tài niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam, kết cho thấy tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập không điều hành lẫn tượng kiêm nhiệm không ảnh hưởng đến hành vi QTLN người quản lý, trái ngược với xu hướng chung giới Nhằm bổ sung cho nghiên cứu thị trường Việt Nam, cần có nghiên cứu với góc nhìn hơn, gắn liền vai trị tính độc lập HĐQT với bối cảnh nhà quản lý có động thực QTLN S98 CƠ SỞ LÝ THUYẾT Vấn đề người đại diện xảy có mâu thuẫn lợi ích cổ đông (người làm chủ) nhà quản lý (người thuê để đại diện cho quyền lợi cổ đơng) 13 Khi đó, nhà quản lý mục tiêu tư lợi nên có hành động gây phương hại đến lợi ích cổ đơng QTLN biểu vấn đề người đại diện, hiểu cụ thể “…hành vi người quản lý áp đặt cho trình làm báo cáo điều chỉnh cấu trúc giao dịch nhằm thay đổi báo cáo tài để đánh lừa số bên liên quan hiệu kinh tế công ty ảnh hưởng đến kết hợp đồng phụ thuộc vào số liệu kế toán báo cáo” Cơ sở để nhà quản lý thực QTLN tác động vào việc ghi chép kiện kế toán phát sinh Các tác giả Phan ctg 14 , Nguyễn & Nguyễn 10 , Nguyễn & Phạm dùng nhiều cụm từ khác để gọi tên tất thống phân QTLN dựa tiêu chí có hay khơng có tác động đến tiền mặt thành hai nhóm QTLN thực thu tiền tác động đến dịng tiền mặt thơng qua chiết khấu để khuyến khích khách hàng mua nhiều nhằm tăng doanh thu ghi nhận kỳ, cố tình tăng mức độ sản xuất nhằm giảm giá thành đơn vị, hay cắt giảm chi phí nghiên cứu phát triển để tăng lợi nhuận báo cáo QTLN dồn tích cách sử dụng thủ thuật kế tốn để phân bổ lại chi phí, doanh thu “mượn nhờ” phần doanh thu tương lai “gửi nhờ” phần doanh thu kỳ cho tương lai nhằm đạt số liệu kế toán mong muốn, khơng làm thay đổi lượng tiền mặt doanh nghiệp Trong nghiên cứu này, để đại diện cho hành vi QTLN, tác giả tập trung xác định khoản QTLN dựa sở dồn tích gọi chung QTLN Khi kết kinh doanh trở thành yếu tố định lợi ích mà nhà quản lý hưởng, thời điểm ghi nhận thu nhập trở nên quan trọng họ có động phù hợp để thực QTLN Teoh ctg 15 doanh nghiệp đưa điều khoản việc dùng số liệu lợi nhuận làm sở để định tiền lương, thù lao, phúc lợi vào hợp đồng lao động, hầu hết nhà quản lý QTLN có hội Chung ctg đề cập đến việc cho dù không bị ràng buộc điều khoản hợp đồng hay lợi ích tài chính, nhà quản lý có xu hướng thực QTLN có hội nhằm mục tiêu làm mượt kết kinh doanh, tăng tín nhiệm HĐQT kéo dài nhiệm kỳ công việc Chung ctg kế thừa mô hình nghiên cứu động làm mượt thu nhập cách thực QTLN dồn tích phát triển Fudenberg Tirole 16 Theo đó, nhà quản lý xem xét tín hiệu thị trường, cảm nhận, dự báo tính hình tương lai Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 3(SI):S97-S105 doanh nghiệp (so với ngành), sau so sánh với tình hình kinh doanh Nếu xấu tương lai tốt tốt tương lai xấu, họ có động thực QTLN để cải thiện tình hình Mặc dù khơng trực tiếp nghiên cứu đặc điểm HĐQT, nghiên cứu Chung ctg tham khảo cung cấp mơ hình sở cho việc đo lường động QTLN CÁC NGHIÊN CỨU CÓ TRƯỚC Xie ctg cho thấy cơng ty có tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập cao có khoản dồn tích bất thường thấp Đặc biệt, hiệu giám sát tăng cao thành viên độc lập có kiến thức tài chính, điển hình thành viên có kinh nghiệm làm việc tập đồn hay ngân hàng đầu tư Tuy nhiên, không kỳ vọng ban đầu, nghiên cứu khơng tìm thấy mối quan hệ kiêm nhiệm CEO Chủ tịch HĐQT với hành vi QTLN Nghiên cứu 97 công ty niêm yết sàn chứng khoán Malaysia năm 2002-2003, Rahman Ali tìm thấy chứng cho thấy HĐQT đơng hiệu Các tác giả cho thành viên độc lập bên có vai trị mờ nhạt phần họ khơng có đầy đủ kiến thức, am hiểu cần thiết với tình hình cơng ty, ngành nghề mà cơng ty kinh doanh Jaggi, Leung Gul nghiên cứu 943 quan sát thu thập thị trường chứng khốn Hong Kong giai đoạn tài 1998-2000 tìm mối quan hệ nghịch có ý nghĩa thống kê tỷ lệ thành viên HĐQT quy mô công ty với QTLN Tại Việt Nam, có Bùi Ngơ 12 nghiên cứu mối quan hệ tính độc lập HĐQT với mức độ QTLN chưa có nghiên cứu quan tâm đến động thực điều chỉnh lợi nhuận nhà quản lý Thu thập liệu từ công ty phi tài niêm yết sàn chứng khốn Việt Nam bao gồm HNX HOSE từ năm 2012 đến năm 2015, nghiên cứu cho thấy công ty có kích thước HĐQT lớn, tỷ lệ thành viên nữ HĐQT cao, tỷ lệ thành viên có chun mơn tài HĐQT cao có khoản dồn tích bất thường cao Ngược lại, cơng ty lớn, có tỷ số ROA cao, địn bẩy tài cao có khoản dồn tích bất thường thấp Ngồi ra, tỷ lệ thành viên độc lập HĐQT, số lần họp HĐQT đặc biệt CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT khơng có quan hệ với hành vi QTLN DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Nghiên cứu thực qua hai bước ước lượng khoản dồn tích bất thường (DA) dựa mơ hình Jones cải tiến Dechow ctg 17 kiểm chứng mô hình nghiên cứu phương pháp hồi quy đa biến Nghiên cứu sử dụng mơ hình Jones cải tiến Dechow ctg 17 cho việc tính tốn khoản dồn tích bất thường Trước tiên, tổng khoản dồn tích (TA) tính tốn dựa cơng thức sau: TA jt = (△CA jt − △Cash jt ) −(△CL jt − △ST D jt − △T Pjt ) − Dep jt (1) Trong đó, TAjt tổng khoản dồn tích năm t, ∆CAjt khoảng thay đổi tài sản ngắn hạn năm t so với năm t-1, ∆Cashjt khoảng thay đổi tiền khoản tương đương tiền năm t so với năm t-1, ∆CLjt thay đổi nợ ngắn hạn năm t so với năm t-1, ∆STDjt thay đổi tài khoản nợ bao gồm nợ ngắn hạn năm t so với năm t-1, ∆TPjt thay đổi thuế phải trả năm t so với năm t-1 Depjt chi phí khấu hao khấu trừ năm t Tuy nhiên, dùng TA làm thước đo trực tiếp cho hành vi QTLN có khoản dồn tích hợp lý Vì vậy, TA tách thành phần khoản dồn tích khơng tự định (viết tắt NDA) - khoản dồn tích hợp lý thực theo quy định kế tốn, phản ánh tình hình kinh doanh doanh nghiệp khoản dồn tích tự định (hay cịn gọi khoản dồn tích bất thường, viết tắt DA) khoản nhà quản lý cố tình tác động vào nhằm mục đích điều chỉnh thơng tin báo cáo tài Bởi NDA số hợp lý chấp nhận nên chất QTLN khoản dồn tích bất thường Do đó, DA thước đo phù hợp để đánh giá hành vi QTLN Để tính tốn biến DA, sau tính tổng khoản dồn tích cơng thức (1), ta thực hồi quy với mơ hình (2) để trích xuất phần dư cho quan sát, phần dư giá trị DA TA jt /A jt−1 = a j [1/A jt−1 ] +β1 j [(△REV jt − △REC jt )/A jt−1 ] +β2 j [PPE jt = A jt−1 ] + ε jt (2) Với TAjt tổng khoản dồn tích năm t, tính cơng thức (1), Ajt-1 giá trị tổng tài sản năm t-1, ∆REVjt biến động doanh thu năm t so với năm t-1, PPEjt nguyên giá tài sản cố định hữu hình năm t, ∆RECjt thay đổi tài khoản khoản phải thu khách hàng năm t so với năm t-1 ROAjt lợi nhuận tổng tài sản năm t Khi kết kinh doanh trái ngược với kết kinh doanh dự báo tương lai (hiện tốt – tương lai xấu xấu – tương lai tốt) nhà quản lý có động điều chỉnh lợi nhuận (giảm tăng) hòng làm mượt dòng lợi nhuận qua năm để nhận S99 Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 3(SI):S97-S105 tín nhiệm từ HĐQT QTLN biểu vấn đề người đại diện , HĐQT độc lập giúp giảm thiểu QTLN, qua hạn chế vấn đề người đại diện 18 Lập luận mà nghiên cứu đưa động QTLN phát sinh, tính độc lập HĐQT phát huy vai trị kìm hãm hành vi nhằm đảm bảo quyền lợi cổ đơng khơng bị nguy hại Từ đó, nghiên cứu đặt giả thuyết sau: Giả thuyết H1: Khi kết kinh doanh tốt, tương lai (I(Cg.Fp)) CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT (DUAL) CEO có xu hướng điều chỉnh giảm lợi nhuận Giả thuyết H2: Khi kết kinh doanh kém, tương lai tốt (I(Cp.Fg) CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT (DUAL) CEO có xu hướng điều chỉnh tăng lợi nhuận Giả thuyết H3: Khi kết kinh doanh tốt, tương lai (I(Cg.Fp)), cơng ty có tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập (B_IND) cao động điều chỉnh giảm lợi nhuận CEO giảm Giả thuyết H4: Khi kết kinh doanh kém, tương lai tốt (I(Cp.Fg)), cơng ty có tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập (B_IND) cao động điều chỉnh tăng lợi nhuận CEO giảm Kế thừa nghiên cứu Chung ctg , mơ hình nghiên cứu đề xuất sau: DA jt = δ0 + δ1 DUAL jt + δ2 I(Cp.Fg)∗jt DUAL jt +δ3 I(Cg.F p)∗jt DUAL jt + δ4 B_IND jt +δ5 I(Cp.Fg)∗jt B_IND jt + δ6 I(Cg.F p)∗jt B_IND jt +δ7 I(Cp.Fg) jt + δ8 I(Cg.F p) jt + δ9 B_SIZE jt +δ10 FEMALE jt + δ11 FINBACK jt + δ12CF_IND jt +δ13 F_SIZE jt + δ14 GROW T H jt + δ15 LEV jt +δ16 ROA jt + δ17 BIG4 jt + δ18CONS jt +δ19 lagDA jt + e jt (3) Như trình bày trên, biến phụ thuộc DA Đại diện cho tính độc lập HĐQT, biến DUAL nhận giá trị Chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm CEO ngược lại, B_IND tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập công ty j năm t Động QTLN đo hai biến I(Cp Fg)(cho năm xấu, tương lai tốt) I(Cg Fp) (cho năm tốt, tương lai xấu) Sự tương tác tính độc lập HĐQT động QTLN thể qua tích I(Cp.Fg)*DUAL, I(Cg.Fp)*DUAL, I(Cp.Fg)* B_IND I(Cg.Fp)*B_IND Cuối cùng, số biến kiểm sốt đưa vào mơ hình nhằm làm rõ nét cho mối quan hệ biến độc lập biến phụ thuộc Biến B_SIZE đại diện cho độ lớn HĐQT, tức số thành viên HĐQT công j năm t, tương tự, FEMALE tỷ lệ thành viên nữ HĐQT FINBACK tỷ lệ thành viên HĐQT có chun mơn tài F_SIZE nhận giá trị logarit tự nhiên tổng tài sản năm t, đại diện cho quy mô công ty, GROWTH thể tốc S100 độ tăng trưởng doanh nghiệp ((Doanh thu năm – Doanh thu năm trước)/Doanh thu năm trước), LEV địn bẩy tài chính, ROAđại diện cho khả sinh lời Nếu công ty sử dụng dịch vụ kiểm toán Ernst & Young, Pricewaterhouse Coppers, Deloite KPMG, biến BIG4 nhận giá trị Biến CONS nhận giá trị công ty lập báo cáo tài hợp vào năm t nhận giá trị trường hợp ngược lại LagDA khoản dồn tích bất thường cơng ty j năm t-1 Riêng với biến dòng tiền hoạt động tương đối (CF_IND), trước hết ta phải tính tốn dịng tiền hoạt động (OCF) năm t cơng ty j cách chia dòng tiền hoạt động cho tổng tài sản, sau xác định giá trị OCF trung vị nhóm ngành năm (mẫu nghiên cứu phân loại theo Stockplus thành nhóm ngành) Cuối cùng, với quan sát, thực phép trừ OCF công ty j năm t cho OCF trung vị năm t nhóm ngành cơng ty đó, kết giá trị CF_IND công ty j năm t Dữ liệu nghiên cứu gồm 1230 quan sát doanh nghiệp theo năm 244 doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khốn TP.HCM (HOSE) từ năm 2012 đến 2017, tồn doanh nghiệp rổ số VNX-All share HOSE niêm yết năm 2012 Hồi quy Pooled OLS, hồi quy ảnh hưởng cố định (Fixed effect), hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random effect) sử dụng để kiểm định giả thuyết nghiên cứu Ngoài ra, kiểm định Hausman kiểm định Lagrange Multiplier nhằm xác định kỹ thuật hồi quy phù hợp cho nghiên cứu KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Thống kê mơ tả Bảng trình bày phân phối liệu biến nghiên cứu Quan sát có mức QTLN thấp Cơng ty Cổ phần Tập đồn Xây dựng Hịa Bình (HBC) vào năm 2012 với giá trị -0,7939193 Công ty Cổ phần Đầu tư Kinh doanh nhà Khang Điền (KDH) vào năm 2014 có mức QTLN cao (0,6709555) Đa số quan sát có tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập thấp (biến B_IND có giá trị trung bình 0,1147565), giá trị lớn biến B_IND 0,8 thuộc quan sát năm 2015 2016 Công ty Cổ phần Chiếu xạ An Phú (APC) Công ty Cổ phần Đầu tư Xây dựng Bưu điện (PTC) Năm 2015, Công ty Cổ phần Chứng khoán APG (APG) đạt mức tăng trưởng gần 400%, giá trị cao mẫu Biên biến GROWTH trường hợp cổ phiếu SJS Công ty Cổ phần Đầu tư Phát triển Đô thị Khu Cơng nghiệp Sơng Đà vào năm 2017 Biến địn bẩy Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 3(SI):S97-S105 Bảng 1: Thống kê mô tả liệu nghiên cứu Số quan sát Trung bình Trung vị Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ Giá trị lớn DA 1230 -0,0519848 -0,0436527 0,2158309 -0,7939193 0,6709555 DUAL 1230 0,304065 0,4601974 B_IND 1230 0,1147565 0,1570163 0,8 I(Cp.Fg) 1230 0,1512195 0,3584084 I(Cg.Fp) 1230 0,1463415 0,353592 B_SIZE 1230 5,773171 1,260179 11 FEMALE 1230 0,1468857 0,1428571 0,1627384 FINBACK 1230 0,2402958 0,2 0,2077145 CF_IND 1230 0,0117716 0,1299491 -0,60961 0,62 F_SIZE 1230 28,1213 28,01113 1,270827 25,6136 32,99602 GROWTH 1230 0,154011 0,0867893 0,5232587 -0,9105569 3,975899 LEV 1230 0,4934152 0,5132169 0,1976375 0,0072118 0,9048104 ROA 1230 0,060742 0,0465435 0,065366 -0,2441598 0,3 BIG4 1230 0,3869919 0,4872599 CONS 1230 0,659349 0,4741207 (Nguồn: liệu tính tốn từ Phần mềm STATA 13) tài (LEV) có giá trị lớn cao (hơn 90%) thuộc quan sát năm 2013 Cơng ty Cổ phần xây dựng 47 (C47) Ngồi giá trị đặc biệt trên, biến lại có giá trị lớn nhỏ phân bổ vùng giá trị phổ biến thường gặp, không cho thấy quan sát có dấu hiệu bất thường Các khoản dồn tích bất thường DA cho kết hợp hiệu hoạt động giai đoạn giai đoạn tương lai trình bày Bảng Nghiên cứu tập trung vào trường hợp đối nghịch kết tương lai, tức ô I(Cg.Fp) I(Cp.Fg), hai tình mà ban điều hành có động quản trị điều tiết lợi nhuận Ơ I(Cg.Fp) cho thấy có đa số doanh nghiệp điều chỉnh giảm thu nhập (giá trị trung bình mang dấu âm có 28% có DA>0), hoàn toàn phù hợp với lập luận tác giả nhà quản lý có động trích bớt lợi nhuận năm chuyển sang năm với mong muốn làm mịn thu nhập Ô I(Cp.Fg) kỳ vọng có giá trị trung bình dương số lượng quan sát có DA>0 chiếm đa số, hàm ý tình hình tương lai dự đốn tốt động mượn nhờ lợi nhuận tương lai phát sinh, tức nhà quản lý điều chỉnh tăng thu nhập năm Tuy nhiên kết mẫu phân tích lại khơng hỗ trợ cho quan điểm Khi xem xét cụ thể, liệu nghiên cứu bao phủ giai đoạn hậu khủng hoảng nên khủng hoảng kinh tế nguyên nhân dẫn đến tâm lí bi quan nhà quản lý Cụ thể, ban điều hành giai đoạn có xu hướng bi quan tương lai, nên không điều chỉnh lợi nhuận tương lai dự đoán Tác giả thống kê lại phân bố giá trị nhóm I(Cp.Fg) theo năm trình bày Bảng Rõ ràng, giá trị trung bình biến DA ban đầu có giá trị âm, sau có khuynh hướng giảm âm tăng lên dần năm kinh tế bắt đầu khởi sắc sau giai đoạn khủng hoảng kinh tế, tức 2015 2016, nhiên mức tăng không cao khiến cho trung bình âm tâm lý ban điều hành cịn bi quan khơng chắn tương lai Trong phần kiểm định mơ hình giả thuyết, tác giả xem xét liệu tính độc lập HĐQT có ngăn cản việc sử dụng hội QTLN với tình I(Cp.Fg) hay khơng Trong phân tích tương quan (khơng trình bày báo cáo với mục đích rút gọn) cho thấy khơng có tương quan mạnh biến độc lập mơ hình Các kiểm định Hausman kiểm định Lagrange Multiplier cho thấy mô hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random effect) phù hợp với liệu S101 Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 3(SI):S97-S105 Bảng 2: Các khoản dồn tích bất thường DA phân chia theo hiệu hoạt động tương đối tương lai Hiệu hoạt động tương đối Hiện xấu Hiện tốt (OCF năm thấp trung vị ngành) (OCF năm cao trung vị ngành) Tổng I(Cp.Fp) I(Cg.Fp) Tương lai xấu Trung bình -0,044** -0,081** -0,057** (OCF tương lai thấp Trung vị -0,027** -0,069** -0,044** trung vị ngành) Số quan sát 338 181 519 % DA>0 43% 29% 38% I(Cp.Fg) I(Cg.Fg) Trung bình -0,044* -0,074** -0,063** Tương lai tốt Trung vị -0,027 -0,065** -0,052** (OCF tương lai cao Số quan sát 186 298 484 trung vị ngành) % DA>0 42% 32% 36% Trung bình -0,044** -0,077** Trung vị -0,027** -0,067** Số quan sát 524 479 % DA>0 43% 31% Hiệu hoạt động tương đối kỳ vọng tương lai Tổng (**), (*) - giá trị Trung bình Trung vị khác biệt đáng kể với giá trị mức ý nghĩa 1% 5%.Kiểm định t-test thực cho giá trị Trung bình kiểm định Wilcoxon thực cho giá trị Trung vị Nguồn : tác giả Bảng 3: Phân bố liệu quan sát nhóm I(Cp.Fg) theo năm 2012 2013 2014 2015 2016 Số quan sát I(Cp.Fg) 33 35 39 37 42 Số quan sát năm 194 200 201 203 209 -0,04814573 0,003345395 0,001019155 0,012966677 -0,00070698 Trung bình (DA) Nguồn: tác giả Kết hồi quy lợi nhuận tương lai để làm tăng lợi nhuận năm Kết kiểm chứng mơ hình nghiên cứu trình bày Bảng Với hệ số δ = 0,0318172 p = 0,068, đạt ý nghĩa thống kê mức 0,1 thấy mối quan hệ thuận chiều tượng Chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm CEO với hành vi QTLN Kết trùng khớp với nghiên cứu Dang ctg 11 270 doanh nghiệp niêm yết Việt Nam thời đoạn 2012-2016 Khi tình hình kinh doanh tương lai dự đoán có kết tốt, tượng kiêm nhiệm tồn tại, CEO (cũng Chủ tịch HĐQT) có xu hướng điều chuyển phần tại, thể qua hệ số δ = 0,0593119 với p = S102 0,086, đạt ý nghĩa thống kê mức 0,1, cho phép ta kết luận mối quan hệ ủng hộ giả thuyết H2 Ta thấy biến I(Cp.Fg) khơng có hệ số dương kỳ vọng, CEO vừa Chủ tịch HĐQT có động QTLN mạnh mẽ hơn, làm cho hệ số biến tương tác (tức δ ) dương Bằng chứng củng cố thêm tác động biến DUAL Ngoài ra, khơng tìm thấy chứng cho phép kết luận ủng hộ giả thuyết cịn lại Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 3(SI):S97-S105 Với biến kiểm soát, biến FINBACK có hệ số δ 11 = 0,0695404, p = 0,04, đạt mức ý nghĩa thống kê 0,05 Kết trùng khớp với nghiên cứu Việt Nam Bùi & Ngơ 12 chứng tỏ HĐQT có nhiều thành viên có chun mơn tài dẫn đến thiếu tập trung, khơng đồng thuận, chí có nhiều mâu thuẫn, tạo hội cho nhà quản lý thực QTLN Cũng tương tự kết nghiên cứu Bùi & Ngơ 12 , LEV có mối quan hệ nghịch chiều với QTLN mức ý nghĩa 0,1 (δ 15 = -0,1447119, p = 0,000) Cuối cùng, doanh nghiệp quy mơ (F_SIZE) lớn có xu hướng thực QTLN Bảng 4: Tác động tính độc lập HĐQT đến hành vi QTLN nhà quản lý có động Dấu kỳ vọng Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa δ (+) 0,0318172* [0,068] I(Cp.Fg)*DUAL δ (+) 0,0593119* [0,086] I(Cg.Fp)*DUAL δ (-) 0,0192704 [0,598] δ (-) 0,0153772 [0,760] I(Cp.Fg)*B_IND δ (-) 0,0732096 [0,464] I(Cg.Fp)*B_IND δ (+) -0,0482334 [0,651] I(Cp.Fg) δ (+) -0,0337156 [0,164] I(Cg.Fp) δ (-) -0,0449393* [0,056] B_SIZE δ (-) -0,0020457 [0,717] FEMALE δ 10 (-) -0,0133283 [0,754] FINBACK δ 11 (-) 0,0695404** [0,040] CF_IND δ 12 (-) 0,0141584 [0,785] F_SIZE δ 13 (-) 0,0382105*** [0,000] GROWTH δ 14 (+) 0,0003787 [0,973] LEV δ 15 (+) -0,1447119*** [0,000] ROA δ 16 (+) 0,0687763 [0,560] BIG4 δ 17 (-) -0,0112069 [0,474] CONS δ 18 (+) 0,0024647 [0,872] lagDA δ 19 -0,2832103*** [0,000] Constant δ0 -1,079739*** [0,000] DUAL B_IND Số quan sát Mức độ phù hợp mô hình (R-sq) 1230 0,2593 * p