Trong mọi điều kiện kinh tế, hay bất kỳ tổ chức nào, gian lận trên báo cáo tài chính luôn tồn tại, khi nó xảy ra gây thiệt hại lớn đối với tổ chức, cá nhân và thị trường tài chính [10, 15]. Giả thuyết nghiên cứu này đặt ra là, các yếu tố dẫn đến có rủi ro gian lận ảnh hưởng đến việc thực hiện lập báo cáo tài chính gian lận ở Việt Nam. Khi phân tích hồi quy logistic trên dữ liệu của 35 công ty có và 35 công ty không có gian lận trên báo cáo tài chính của các công ty niêm yết trên HOSE năm 2013 ở Việt Nam, kết quả nghiên cứu đã tìm thấy tỷ lệ sở hữu cổ phần của cá nhân ban điều hành là động cơ/áp lực thực hiện gian lận, các yếu tố dẫn đến có rủi ro gian lận thuộc nhóm cơ hội và thái độ/sự biện minh không ảnh hưởng đến việc thực hiện lập báo cáo tài chính gian lận. Kết quả nghiên cứu này chỉ có ý nghĩa khi được diễn giải và đặt trong bối cảnh nghiên cứu trước.
Các yếu tố dẫn đến có rủi ro gian lận thuộc nhóm động cơ/áp lực
Theo lý thuyết tam giác gian lận của Creesey (1953) thì động cơ/áp lực có thể ảnh hưởng cùng chiều hoặc ngược chiều đến việc thực hiện gian lận.
Trong nghiên cứu này, ổn định tài chính/khả năng sinh lời bị ảnh hưởng không có sự khác biệt giữa công ty có và công ty không có gian lận và không phải là động cơ/áp lực thực hiện gian lận trên báo cáo tài chính khi sử dụng thang đo tỷ lệ doanh thu trên tài sản và chỉ số tăng trưởng doanh thu. Kết quả này không hỗ trợ chỉ dẫn của VSA số 240 [1] và SAS số 99 [11], cũng như nghiên cứu trước của Summers và Sweeney (1998) [18], Beneish (1999) [14] và Spathis (2002) [25] cho rằng sự ổn định tài chính/khả năng sinh lời bị ảnh hưởng là động cơ/áp lực dẫn đến thực hiện gian lận. Nhưng kết quả này phù hợp với nghiên cứu trước của Skousen (2004) [23]. Sự khác nhau trong kết quả nghiên cứu rất có thể do mẫu công ty được chọn ở Việt Nam. Trong môi trường kinh doanh ở Việt Nam, áp lực về ổn định tài chính và khả năng sinh lời có thể bị ảnh hưởng do yếu tố khác như nhu cầu của thị trưởng giảm, áp lực của sự thay đổi lãi suất, yêu cầu niêm yết, mục tiêu giảm thuế thu nhập doanh nghiệp. Một số biến khác có thể được sử dụng để giải thích cho sự
bất ổn về tài chính/khả năng sinh lời như chỉ tiêu lợi nhuận sau thuế âm, luồng tiền từ hoạt động kinh doanh âm dẫn đến huỷ niêm yết hoặc phá sản để nâng cao hiệu quả đo lường yếu tố động cơ/áp lực dẫn đến gian lận.
Trong nghiên cứu này, áp lực cao đối với nhà quản lý đáp ứng các yều cầu hoặc kỳ vọng của bên thứ bakhông làm làm tăng khả năng thực hiện gian lận trên báo cáo tài chính. Kết quả nghiên cứu không hỗ trợ nghiên cứu trước của Persons (1995) [19], Beneish (1999) [14] và Dechow và cộng sự (2010) [16] khi các nghiên cứu tìm thấy doanh nghiệp có mức độ nợ cao có áp lực thực hiện gian lận trên báo cáo tài chính với dữ liệu công ty ở Hoa Kỳ. Nhưng kết quả này hỗ trợ cho nghiên cứu của Amara và cộng sự 2013 [12] với dữ liệu công ty ở Pháp không phải là Hoa Kỳ. Kết quả khác biệt có thể do các công ty niêm yết ở Việt Nam thực hiện “quản trị lợi nhuận”
nhằm ảnh hưởng đến giá cổ phiếu và không phải là gian lận để thay đổi hình ảnh tài chính, kết quả kinh doanh của công ty. Báo cáo COSO năm 2010 [15, tr.45] tìm thấy áp lực thường dẫn đến gian lận báo cáo tài chính là sự giảm giá chứng khoán dẫn đến huỷ niêm yết hoặc phá sản. Chỉ dẫn này gợi ý cần thực hiện đánh giá ảnh hưởng của giá cổ phiếu của công ty đến việc thực hiện gian lận trên báo cáo tài chính.
Trong nghiên cứu này, tình hình tài chính cá nhân của ban điều hành dựa vào kết quả kinh doanh có thể bị tổn thất là động cơ/áp lực nhà quản thực hiện gian lận trên báo cáo tài chính. Kết quả nghiên cứu này là bằng chứng bổ sung kết quả nghiên cứu của Skousen (2004) [23], báo cáo của COSO năm (2010) [15] cho rằng tỷ lệ sở hữu cá nhân của ban điều hành (Giám đốc, phó giám đốc, kế toán trưởng) ảnh hưởng đến việc thực hiện gian lận trên báo cáo tài chính. Nhưng ảnh hưởng này trái dấu kỳ vọng của nghiên cứu, và không nhất quán với nghiên cứu trước của Beasley (1996) [13]. Sự khác biệt này có thể do các công ty niêm yết ở Việt Nam có thành viên ban điều hành có mối liên hệ với nhau (cùng gia đình, mối liên hệ với người sáng lập, CEO, chủ tịch HĐQT,..) hoặc Nhà nước sau khi được cổ phần hoá. Tỷ lệ sở hữu cá nhân của ban điều hành là cần thiết phải được làm rõ bởi vì nếu ban điều hành có thể ảnh hưởng đến việc lựa chọn thành viên HĐQT và ảnh hưởng đến việc kiểm soát của HĐQT đối với ban điều hành, khi đó họ có thể tạo ra cơ hội để
thực hiện gian lận. Nâng cao tỷ lệ sở hữu cổ phần cá nhân của ban điều hành có ảnh hưởng khác nhau đến khả năng thực hiện gian lận. Theo lý thuyết Jensen và Meckling (1976) [18], việc gia tăng sở hữu cá nhân của ban điều hành có thể làm giảm chi phí đại diện bởi vì khi nhà quản lý sở hữu nhiều cổ phần họ sẽ có thể làm tăng động cơ làm việc và ảnh hưởng đến giá trị công ty. Một khía cạnh khác, việc tăng sở hữu của ban điều hành có thể động cơ nhà quản lý thổi phồng giá cổ phiếu bằng cách thực hiện gian lận.
Trong nghiên cứu này, áp lực cao đối với ban điều hành để đạt được các mục tiêu tài chính đặt ra bởi HĐQT không làm tăng khả năng thực hiện gian lận trên báo cáo tài chính. Kết quả nghiên cứu tìm thấy chỉ số sinh lời trên tài sản (ROA) khi đo lường hiệu quả quản lý của ban điều hành không có khác biệt giữa hai nhóm và không ảnh hưởng đến việc thực hiện gian lận. Kết quả này không hỗ trợ nghiên cứu của Summers và Sweeney (1998) [24], Beneish (1999) [14], Vũ Hữu Đức và cộng sự (2010) [4] tìm thấy có sự khác nhau về chỉ số ROA giữa hai nhóm công ty có và không có gian lận, và chỉ số này hữu ích trong việc nhận diện gian lận trên báo cáo tài chính. Kết quả khác biệt này có thể do chính sách khen thưởng dựa trên tỷ suất sinh lời không phải áp lực đối với ban điều hành để thực hiện gian lận. Có thể có yếu tố khác như áp lực về thị phần, quản lý ngân sách theo kế hoạch (thâm hụt ngân sách hoặc vượt ngân sách), và các kế hoạch tài chính ngắn hạn dẫn đến nhà quản lý thổi phổng kết quả tài chính.
Các yếu tố dẫn đến có rủi ro gian lận thuộc nhóm cơ hội
Gian lận chỉ xảy ra khi có cơ hội, cơ hội đặc điểm của ngành, đặc điểm của đơn vị, hoạt động kiểm soát của HĐQT hoặc người thực hiện gian lận có thể tạo ra cơ hội để thực hiện gian lận.
Trong nghiên cứu này, chỉ số vòng quay phải thu đo lường đặc điểm đơn vị có các ước tính kế toán quan trọng không là cơ hội để thực hiện gian lận. Kết quả không nhất quán với kết quả nghiên cứu Summers và Sweeney (1998) [24] khi tìm thấy chỉ số vòng quay phải thu có mối tương quan cùng chiều với thực hiện gian lận
trên báo cáo tài chính. Sự khác nhau có thể do yếu tố khác thuộc đặc điểm của ngành hoặc đơn vị tạo ra cơ hội thực hiện gian lận. Trong VSA số 240, các yếu tố dẫn đến có rủi ro gian lận thuộc nhóm cơ hội khác dẫn đến gian lận như có các nghiệp vụ kinh tế phức tạp như hợp nhất, sát nhập hoặc thành lập các đơn vị kinh doanh như liên doanh, liên kết và công ty con. Việc có nhiều nghiệp vụ phức tạp có thể tạo ra cơ hội để thực hiện gian lận.
Trong nghiên cứu này, việc giám sát hoạt động của ban điều hành không hiệu quả không làm tăng cơ hội thực hiện gian lận trên báo cáo tài chính được đo lường thông qua tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập. Kết quả này không hỗ trợ nghiên cứu của Beasley (1996) [13] cho rằng tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập trong công ty không có gian lận trên báo cáo tài chính cao hơn so với nhóm có gian lận. Sự khác biệt so với kết quả Beasley có thể do quy chế chỉ đạo (quản trị công ty) của doanh nghiệp niêm yết ở Việt Nam khác với ở Hoa Kỳ. Các công ty có thành viên HĐQT độc lập có thể chỉ là do thoả mãn các yêu cầu về hình thức (quy định) chưa quan tâm đến nội dung hay bản chất thực sự của HĐQT trong vai trò làm cân bằng giữa cổ đông và nhà quản lý doanh nghiệp. Mặc dù kết quả nghiên cứu có khác biệt với Beasley nhưng nó phù hợp với kết luận của COSO năm 2010 [15], đặc điểm của HĐQT có ít khác biệt giữa hai nhóm gian lận và không có gian lận. Sự khác biệt có thể do thành viên HĐQT cùng thuộc một gia đình đối với các công ty ở thị trường chứng khoán mới được thành lập như ở Việt Nam. Nghiên cứu Matoussi H và Gharbi I (2011) [22] dữ liệu công ty ở Tuy- Ni- Di tìm thấy tỷ lệ thành viên trong gia đình tham gia HĐQT có ảnh hưởng đến việc thực hiện gian lận. Điều quan trọng khi phân tích vai trò của thành viên HĐQT độc lập đó là công việc mà thành viên này thực hiện, nhưng điều này khó cho các đối tượng bên ngoài khi chỉ sử dụng các thông tin được công bố. Một yếu tố khác có thể nâng cao hiệu quả kiểm soát của HĐQT đối với ban điều hành là thành viên HĐQT là tổ chức (ví dụ: công ty quản lý quỹ). Nếu cổ đông uỷ quyền cho thành viên HĐQT là tổ chức thay mặt mình làm thành viên HĐQT như vậy có thể nâng cao hiệu quả HĐQT đối với việc giám sát
ban điều hành, cũng như nâng cao chất lượng các cuộc họp vì các tổ chức này thường có các chuyên gia giỏi trong việc quản lý tài sản.
Trong nghiên cứu này, cá nhân có quyền kiểm soát đơn vị sẽ không làm tăng cơ hội thực hiện gian lận trên báo cáo tài chính. Chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm CEO được dùng để đo lường cá nhân có quyền kiểm soát đơn vị là không có khác biệt giữa hai nhóm công ty có và không có gian lận. Kết quả này mâu thuẫn với kết quả nghiên cứu của Loebbecke và cộng sự (1989) [13, trích lại tr.454] khi tìm thấy rằng 75% các trường hợp gian lận xảy ra khi các quyết định về hoạt động kinh doanh và tài chính quan trọng tập trung ở một cá nhân. Nhưng kết quả này phù hợp và bổ sung cho nhận định không có mối tương quan giữa việc chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm chức vụ CEO với gian lận trên báo cáo tài chính trong nghiên cứu của Beasley (1996) [13] dữ liệu công ty ở Hoa Kỳ, Matoussi H và Gharbi I (2011) [22] dữ liệu công ty ở Tuy- Ni- Di.
Các yếu tố dẫn đến có rủi ro gian lận thuộc nhóm thái độ/sự biện minh
Thái độ hoặc sự biện minh cho hành vi gian lận là thành phần thứ ba trong lý thuyết tam giác gian lận của Creesey (1953). Trong nghiên cứu này thái độ/sự biện cho gian lận được đo lường thông qua ý kiến chấp nhận toàn phần hay không chấp nhận toàn phần của kiểm toán viên tiền nhiệm. Kết quả phân tích đã tìm thấy, ý kiến của kiểm toán viên tiền nhiệm là không có khác biệt giữa hai nhóm có và không có gian lận trên báo cáo tài chính. Kết quả này là bằng chứng bổ sung cho nhận định kết quả nghiên cứu trước Skuosen (2004) [23], Wuerges và Borba (2010), hay nhận định trong Chuẩn mực kiểm toán Việt Nam số 240 [1] và Hoa Kỳ SAS số 99 [11] đều cho rằng yếu tố thái độ hoặc sự biện minh cho hành động là khó đo lường nếu chỉ sử dụng các thông tin được công bố. Để đánh giá yếu tố thái độ/sự biện minh cho hành động gian lận trên báo cáo tài chính có thể sử dụng các biến khác để đo lường như yếu tố hành vi của lãnh đạo (CEO, CFO, chủ tịch HĐQT) và hành vi doanh nghiệp. Đối với người bên ngoài doanh nghiệp không có nhiều cơ hội và thông tin để đánh giá được hành vi của lãnh đạo và hành vi của doanh nghiệp.
Tóm lại, dữ liệu nghiên cứu đã tìm thấy tỷ lệ sở hữu cá nhân của ban điều hành thuộc nhóm động cơ/áp lực có mối tương quan với thực hiện gian lận, các yếu tố dẫn đến có rủi ro gian lận khác thuộc động cơ/áp lực, cơ hội và thái độ/sự minh cho hành động không có tương quan với gian lận trên báo cáo tài chính. Kết quả này bổ sung thêm bằng chứng, các công ty niêm yết trong điều kiện kinh tế, văn hoá ở Việt Nam có yếu tố dẫn đến có rủi ro gian lận khác với các công ty ở Hoa Kỳ. Kết quả này còn có ý nghĩa khác là lý thuyết tam giác gian lận không giải thích được nguyên nhân dẫn đến gian lận trên báo cáo tài chính. Và nó đặt ra nhu cầu cần thực hiện nhiều công việc hơn nữa trong việc tìm hiểu nguyên nhân (các yếu tố dẫn đến có rủi ro gian lận) dẫn đến thực hiện lập báo cáo tài chính gian lận ở Việt Nam.
4.6. Ứng dụng kết quả nghiên cứu
Từ kết quả nghiên cứu các các yếu tố dẫn đến có rủi ro gian lận đến việc thực hiện lập báo cáo tài chính gian lận, kết quả này hữu ích đối cho nhà đầu tư, cơ quan lý thị trường, cổ đông, và cộng đồng tài chính. Quy trình phân tích để tìm kiếm mô hình nhận diện báo cáo tài chính gian lận là một công cụ có chi phí không cao trong việc hỗ trợ nhận diện các hành vi lập báo cáo tài chính gian lận trong tương lai. Nó sẽ làm giảm chi phí đại diện theo lý thuyết đại diện, khi mà cơ quan quản lý thị trường, nhà đầu tư và cộng động tài chính luôn dõi theo môi trường hoạt động công ty và là động lực để các công ty kiểm soát mình tốt hơn. Một số đề xuất ứng dụng từ kết quả nghiên cứu cho các đối tượng cụ thể như:
Đối với công ty niêm yết
Kết quả phân tích hồi quy logistic đối với 35 công ty có và 35 công ty không có gian lận trên báo cáo tài chính của các công ty niêm yết ở Việt Nam năm 2012 tìm thấy, tỷ lệ sở hữu cổ phần cá nhân của ban điều hành ảnh hưởng ngược chiều đến việc thực hiện gian lận trên báo cáo tài chính. Kết quả này có ý nghĩa là tỷ lệ sở hữu cổ phần cá nhân của ban điều hành tăng làm giảm gian lận trên báo cáo tài chính. Điều này có ý nghĩa là ban điều hành có tỷ lệ sở hữu cổ phần nhất định hoá ra làm việc tốt hơn ban điều hành không có sở hữu trong việc giảm thiểu gian lận.
Có thể ban điều hành sở hữu cổ phần bảo vệ lợi ích của mình (cũng như cổ đông), gia tăng động lực làm tăng giá trị công ty, còn ban điều hành không sở hữu cổ phần có thể tìm mọi cách để tư lợi (tối đa tiền lương, tiền thưởng) cho cá nhân. Trong ban điều hành có thể có đại diện của cổ đông lớn lớn (cổ đông sở hữu trực tiếp hoặc gian tiếp 5% trở lên số cổ phần có quyền biểu quyết), điều này có thể làm giảm động cơ/áp lực đối với ban điều hành trong việc thực hiện gian lận trên báo cáo tài chính. Kết quả này còn có ý nghĩa cần phải có các lý thuyết khác giải thích về vấn đề này thay cho lý thuyết đại diện trong việc giảm thiểu tính bất đối xứng thông tin giữa cổ đông và ban điều hành.
Đối với cơ quan lý thị trường chứng khoán
Dữ liệu nghiên cứu tìm thấy tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập của nhóm công ty có và công ty không có gian lận trên báo cáo tài chính là không khác biệt. Kết quả này mâu thuẫn với vai trò của thành viên HĐQT độc lập trong HĐQT nhằm