Mối quan hệ phi tuyến giữa tính độc lập của hội đồng quản trị và quản trị lợi nhuận của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam

ThS. Hoàng Hà Anh

Khoa Kế toán – Kiểm toán, Trường Đại học Ngoại thương

Email: anhhh@ftu.edu.vn

PGS, TS. Phạm Đức Hiếu

Viện Kế toán – Kiểm toán, Trường Đại học Thương mại

Tóm tắt

Quản trị lợi nhuận xảy ra khi ban giám đốc điều chỉnh các con số trên báo cáo tài chính khiến cho các đối tượng bên ngoài hiểu nhầm về vị thế tài chính thực tế của doanh nghiệp. Quản trị lợi nhuận có thể bị ảnh hưởng bởi nhiều nhân tố và tính độc lập của hội đồng quản trị là một trong số đó. Sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng, bài viết phát hiện mối quan hệ phi tuyến (dạng hình chữ U ngược) giữa tính độc lập của Hội đồng quản trị đến Quản trị lợi nhuận theo biến kế toán dồn tích của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam. Kết quả nghiên cứu này là căn cứ để đề xuất khuyến nghị về giới hạn số lượng thành viên hội đồng quản trị độc lập tại các doanh nghiệp niêm yết nói chung.

Từ khóa: Tính độc lập của hội đồng quản trị, quản trị lợi nhuận, báo cáo tài chính, doanh nghiệp niêm yết

Summary

Earnings management occurs when the board of directors manipulates figures in the financial statements in a way that misleads external stakeholders about the firm's actual financial position. Earnings management can be influenced by various factors, among which board independence is a notable one. Employing a quantitative method, this study identifies a nonlinear, inverted U-shaped relationship between board independence and earnings management, measured by accrual-based indicators, among listed firms in Vietnam. The findings serve as a basis for proposing recommendations regarding the optimal number of independent board members in listed companies in general.

Keywords: Board independence, earnings management, financial statements, listed firms

GIỚI THIỆU

Nghiên cứu học thuật từ lâu đã quan tâm đến mức độ Quản trị lợi nhuận (QTLN) trên báo cáo tài chính (BCTC) của ban giám đốc (BGĐ) các doanh nghiệp, đặc biệt là với các doanh nghiệp niêm yết (DNNY) – nơi mà quyết định của nhà đầu tư bị chi phối bởi kết quả kinh doanh và tình hình tài chính của doanh nghiệp. Một trong những nhân tố ảnh hưởng đến QTLN thường được nghiên cứu và được giải thích bởi Lý thuyết đại diện, là quản trị doanh nghiệp. Ở các nước đang phát triển như Việt Nam, quản trị doanh nghiệp còn nhiều hạn chế, tiêu chuẩn minh bạch chưa cao. Việc nghiên cứu ảnh hưởng của đặc điểm hội đồng quản trị (HĐQT) đến QTLN trong bối cảnh thị trường chứng khoán cận biên như Việt Nam sẽ cung cấp bằng chứng thực nghiệm có giá trị, góp phần hoàn thiện khung pháp lý và thông lệ quản trị doanh nghiệp.

Để giới hạn phạm vi nghiên cứu, bài viết này lựa chọn tìm hiểu sâu về một đặc điểm của HĐQT là tính độc lập và sẽ xem xét tác động của nó đến QTLN theo biến dồn tích (AEM). Mẫu nghiên cứu được thu thập từ BCTC và báo cáo thường niên của các DNNY tại Việt Nam giai đoạn 2012-2023.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Cơ sở lý thuyết

QTLN là một thuật ngữ phổ biến nhưng chưa có khái niệm chung về QTLN được thống nhất bởi các nhà nghiên cứu. Healy và Wahlen (1999) đưa ra định nghĩa toàn diện nhất, đó là “QTLN xảy ra khi BGĐ sử dụng phán đoán trong BCTC và/hoặc thay đổi cấu trúc các giao dịch, khiến cho người sử dụng hiểu nhầm về hiệu quả kinh tế cơ bản của doanh nghiệp, hoặc ảnh hưởng đến kết quả đầu ra của các hợp đồng phụ thuộc vào số liệu kế toán được báo cáo”.

Hành vi QTLN của BGĐ được giải thích bởi lý thuyết đại diện. Mối quan hệ giữa BGĐ (người đại diện) và chủ sở hữu thường tiềm ẩn xung đột lợi ích. Do thông tin bất cân xứng, BGĐ có động cơ QTLN để đạt được mục tiêu cá nhân như nhận thưởng, giữ chức vụ và danh tiếng cá nhân, đạt kỳ vọng thị trường... (Meckling và Jensen, 1976).

Theo Healy và Wahlen (1999), có 2 phương pháp cơ bản mà BGĐ sử dụng để QTLN: (1) BGĐ có thể sử dụng tính linh hoạt của các phương pháp kế toán dồn tích (AEM); (2) BGĐ có thể thay đổi các giao dịch thực tế (REM), chẳng hạn như điều chỉnh chiết khấu bán hàng, dàn trải chi phí sản xuất, thay đổi thời điểm phát sinh chi phí. Bài viết này chỉ tập trung nghiên cứu về AEM.

Tổng quan nghiên cứu

Tính độc lập của HĐQT được thể hiện trên nhiều khía cạnh và sự có mặt của thành viên HĐQT không điều hành là một khía cạnh phản ánh sự độc lập của HĐQT. Thành viên độc lập không đảm nhiệm các vị trí quản lý như: Giám đốc, Phó Giám đốc hay Kế toán trưởng, do đó có thể giám sát hoạt động của BGĐ một cách khách quan. Thông tư số 121/2012/TT-BTC (có hiệu lực kể từ ngày 17/9/2012, thay thế bởi Nghị định số 155/2020/NĐ-CP) yêu cầu các DNNY tại Việt Nam phải có ít nhất 1/3 tổng số thành viên HĐQT là thành viên không điều hành. Quy định này đã được áp dụng từ năm 2012 và có hiệu lực đến ngày nay.

Nhiều nghiên cứu đã ủng hộ quan điểm của lý thuyết đại diện cho rằng, tính độc lập của HĐQT có vai trò quan trọng trong việc hạn chế AEM vì thành viên HĐQT độc lập có thể giám sát hoạt động của BGĐ một cách khách quan. Tiêu biểu là các nghiên cứu của Alves (2011) tại Bồ Đào Nha, Nguyễn Thị Phương Hồng (2016) tại Việt Nam.

Ngược lại, một số nghiên cứu lại chỉ ra rằng, HĐQT càng độc lập thì AEM càng gia tăng. Thành viên độc lập trong HĐQT có thể kiêm nhiệm vai trò là quản lý cấp cao ở các doanh nghiệp khác và vì thế họ thiếu thời gian và thông tin dẫn đến hạn chế trong việc giám sát BGĐ trong việc thực hiện QTLN. Điển hình là nghiên cứu của Omoye và Eriki (2014) tại Nigeria trong giai đoạn 2005-2010. Tại Việt Nam hiện vẫn chưa có nghiên cứu nào ủng hộ quan điểm trái chiều này.

Bên cạnh đó, cũng có một số nghiên cứu không tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa tính độc lập của HĐQT và mức độ AEM như: Gulzar và Zongjun (2011) tại Trung Quốc và Nguyễn Thị Mai Anh (2021) tại Việt Nam.

Trước những kết luận không nhất quán trong nghiên cứu thực nghiệm, nghiên cứu này đề xuất giả thuyết:

H1: Tính độc lập của HĐQT có tác động phi tuyến tính đến AEM trong trường hợp các DNNY tại Việt Nam.

Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu này sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng. Dữ liệu được thu thập từ BCTC đã kiểm toán và báo cáo thường niên được công bố công khai của 97 DNNY tại Việt Nam trong giai đoạn 2012-2023, với tổng cỡ mẫu là 1.164 quan sát. Mô hình cho nghiên cứu được thể hiện như sau:

absDAit = α0 + β1 INDit + β2 INDit2 + β3 SIZEit + β4 DUAL + β5 FEMLit + β6 EXPTit + β7 BIG4it+ β8 ASSETit + β9 LEVit + β10 ROAit + β11 CFO + εit

Trong đó:

i là đại diện cho doanh nghiệp, t là đại diện cho năm quan sát;

IND: Tỷ lệ thành viên không điều hành trong HĐQT

Bình phương của IND

SIZE: Số lượng thành viên HĐQT

DUAL: Biến giả bằng 1 nếu có kiêm nhiệm chức vụ chủ tịch HĐQT và tổng giám đốc và ngược lại bằng 0

FEML: Tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT

EXPT: Tỷ lệ thành viên HĐQT có chuyên môn tài chính kế toán

BIG4: Biến giả bằng 1 nếu kiểm toán độc lập là Big4 và ngược lại bằng 0

ASSET: Ln của tổng tài sản

LEV: Nợ phải trả/Tổng tài sản

ROA: Lợi nhuận sau thuế/Tổng tài sản

CFO: Dòng tiền kinh doanh/Tổng tài sản

α0: hệ số chặn, β: hệ số tương quan, ε: phần dư.

Biến phụ thuộc absDA được đo lường bằng “giá trị tuyệt đối” của khoản dồn tích điều chỉnh được (DA) vớicông thức DAit = TAit - NDAit

Trong đó:

TAit: Tổng dồn tích được tính bằng hiệu số của Lợi nhuận thuần từ hoạt động kinh doanh trừ đi Lưu chuyển tiền từ hoạt động kinh doanh;

NDAit: Biến dồn tích không điều chỉnh được.

Mô hình xác định AEM được xây dựng ban đầu bởi Jones (1991), hoàn thiện hơn bởi Dechow và cộng sự (1995) và Kothari và cộng sự (2005). Trong bài viết này, mô hình Dechow và cộng sự (1995) được sử dụng để ước lượng AEM vì đây là mô hình phổ biến nhất trong nghiên cứu thực nghiệm (Gulzar và Zongjun, 2011; Alves, 2011). Ta có:

NDAit/Ai(t-1) = α0/Ai(t-1) + β1(ΔREVit - ΔRECit)/Ai(t-1) + β2PPEit/Ai(t-1)

Trong đó:

Ai(t-1): Tổng tài sản cuối năm t-1 của doanh nghiệp i

ΔREVit: Biến động doanh thu năm t so với năm t-1 của doanh nghiệp i

ΔRECit: Biến động khoản phải thu khách hàng thuần năm t của doanh nghiệp i

PPEit : Nguyên giá của TSCĐ hữu hình năm t của doanh nghiệp i.

Các hệ số α0, β 1, β 2 từ hồi quy được xác định từ mô hình hồi quy dưới đây:

TAit/Ai(t-1) = α0/Ai(t-1) + β 1(ΔREVit - ΔRECit)/Ai(t-1) + β 2PPEit/Ai(t-1) + εit

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Bảng 1: Thống kê mô tả các biến quan sát

Nguồn: Kết quả tính toán từ STATA

Bảng 1 cho thấy, giá trị trung bình của biến IND đại diện cho tỷ lệ thành viên không điều hành trong HĐQT là 66,79%. Tỷ lệ này cho thấy, mức độ độc lập của HĐQT về mặt điều hành là rất cao so với quy định tối thiểu 1/3 tổng số thành viên HĐQT là thành viên không điều hành tại Việt Nam. Giá trị nhỏ nhất của biến IND là 0% có nghĩa là vẫn có những doanh nghiệp vi phạm quy định về duy trì số lượng thành viên không điều hành trong HĐQT.

Kiểm định tương quan giữa các biến trong mô hình cho kết quả thấp (gần 0), thể hiện mối tương quan tuyến tính thấp. Sau khi kiểm định tương quan, bước tiếp theo các tác giả kiểm định đa cộng tuyến. Hệ số VIF là thang đo cho hiện tượng đa cộng tuyến và hệ số này

Mô hình hồi quy dữ liệu bảng thường gặp phải các lỗi về phương sai sai số thay đổi, tự tương quan, nội sinh trong biến độc lập hoặc đặc điểm động của biến phụ thuộc. Trong bối cảnh đó, các phương pháp ước lượng truyền thống như: bình phương nhỏ nhất (OLS), mô hình tác động cố định (FE), tác động ngẫu nhiên (RE) hay bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) có thể không phù hợp hoặc dẫn đến sai lệch trong kết quả ước lượng. Để khắc phục những vấn đề này, phương pháp ước lượng mô men tổng quát (GMM) được sử dụng nhằm xử lý hiệu quả hiện tượng nội sinh cũng như các khuyết tật tiềm ẩn trong mô hình. Các kiểm định AR(2) và Hansen robust test cũng được thực hiện nhằm đánh giá tính phù hợp và hiệu quả trong việc xử lý các vấn đề nêu trên. Bảng 2 dưới đây trình bày kết quả hồi quy mô hình nghiên cứu theo GMM.

Bảng 2: Kết quả GMM

Nguồn: Kết quả tính toán từ STATA

Theo kết quả hồi quy (Bảng 2), giả thuyết H1 được chấp nhận khi p-value của biến IND và IND2 đều có ý nghĩa ở mức 5%, đồng thời hệ số hồi quy của 2 biến này trái dấu nhau. Điều này có nghĩa là tỷ lệ thành viên không điều hành trong HĐQT có tác động thuận chiều đến AEM nhưng tác động này đảo chiều khi tỷ lệ thành viên không điều hành đạt mức 56,65%.

KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ

Bài viết đã bổ sung cho các nghiên cứu còn khá khiêm tốn về mối liên hệ phi tuyến giữa tính độc lập của HĐQT và AEM của các CTNY tại Việt Nam. Với 1.164 quan sát trong giai đoạn 2012-2023, giả thuyết về tính độc lập của HĐQT có tác động phi tuyến tính đến AEM đã được xác nhận bởi kết quả hồi quy GMM và cụ thể là tác động có dạng hình chữ U ngược. Điều này có nghĩa là tỷ lệ thành viên không điều hành trong HĐQT làm tăng AEM, nhưng đến khi tỷ lệ này vượt ngưỡng 56,65% trở lên thì tỷ lệ thành viên không điều hành trong HĐQT lại hạn chế được AEM. Như vậy, có thể thấy quy định tối thiểu 1/3 tổng số thành viên HĐQT là thành viên không điều hành (có hiệu lực từ năm 2012) là chưa đủ để góp phần hạn chế QTLN theo AEM tại các DNNY Việt Nam.

Kết quả nghiên cứu là cơ sở để nhóm tác giả đề xuất khuyến nghị với các DNNY về việc tăng cường tỷ lệ thành viên không điều hành trong HĐQT vượt ngưỡng 56,65% để tăng khả năng hạn chế AEM. Cơ quan quản lý nhà nước cũng có thể cân nhắc quy định gia tăng thêm số lượng thành viên không điều hành trong HĐQT lên mức cao hơn với tham chiếu như ở Anh Quốc, quy định rằng tối thiểu 50% thành viên HĐQT phải là thành viên không điều hành. Các nhà đầu tư có thể cân nhắc không đầu tư vào doanh nghiệp có tỷ lệ thành viên không điều hành trong HĐQT dưới 56,65% vì đây là một tín hiệu tiềm ẩn về sự gia tăng của mức độ AEM.

Nghiên cứu này không tránh khỏi một số hạn chế. Thứ nhất, số quan sát bị giới hạn vì chỉ được thu thập từ 97 DNNY. Thứ hai, nghiên cứu mới chỉ tập trung vào AEM mà bỏ qua REM. Các nghiên cứu trong tương lai có thể mở rộng dữ liệu nghiên cứu, bổ sung đại diện cho QTLN là REM, hoặc tìm hiểu về mối quan hệ phi tuyến giữa các nhân tố khác đến QTLN như là cấu trúc sở hữu, tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT, mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính./.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

1. Alves, S. M. (2011). The effect of the board structure on earnings management: evidence from Portugal. Journal of Financial Reporting and Accounting, 9(2), 141–160.

2. Dechow, P.M., Sloan, R.G., and Sweeney, A.P. (1995). Detecting earnings management, The Accounting Review, 70(2), 193–225.

3. Gulzar, M. A., and Zongjun, W. (2011). Corporate governance characteristics and earnings management: Empirical evidence from Chinese listed firms, International Journal of Accounting and Financial Reporting, 1(1), 133–146.

4. Healy, P. M., and Wahlen, J. M. (1999). A review of the earnings management literature and its implications for standard setting, Accounting Horizons, 13(4), 365–383.

5. Jones, J. (1991). Earnings Management During Import Relief Investigations, Journal of Accounting Research, 29(2), 193–228.

6. Kothari, S. P., Leone, A. J., and Wasley, C. E. (2005), Performance matched discretionary accrual measures, Journal of Accounting and Economics, 39(1), 163–197.

7. Meckling, W. H., and Jensen, M. C. (1976). Theory of the Firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure, Springer.

8. Nguyễn Thị Mai Anh (2021). Nghiên cứu tác động của quản trị công ty tới chất lượng thông tin kế toán của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, Luận án Tiến sĩ, Trường Đại học Ngoại thương

9. Nguyễn Thị Phương Hồng (2016). Các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng BCTC của công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán – bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam, Luận án Tiến sĩ, Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh.

10. Omoye, A., and Eriki, P. (2014). Corporate Governance Determinants of Earnings Management: Evidence from Nigerian Quoted Companies, Mediterranean Journal of Social Sciences, 5(23), 553–564.