Tính độc lập của hội đồng quản trị và tác động đến hành vi quản trị lợi nhuận của các công ty niêm yết tại Việt Nam

Trương Thị Mỹ Liên

Email: truonglien@ufm.edu.vn

Nguyễn Thị Bích Nhi

Trường Đại học Tài chính - Marketing

Tóm tắt

Nghiên cứu này phân tích tính độc lập của hội đồng quản trị và những tác động đến hành vi quản trị lợi nhuận của 1.316 quan sát từ các công ty niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh và Sở Giao dịch chứng khoán Hà Nội giai đoạn 2012-2015. Kết quả hồi quy OLS cho thấy, tính độc lập của hội đồng quản trị không có ảnh hưởng đáng kể đến quản trị lợi nhuận (được đo lường bằng mức độ dồn tích bất thường và mức độ điều chỉnh lợi nhuận), trong khi đòn bẩy tài chính và tỷ suất sinh lời có tác động dương và có ý nghĩa thống kê, còn quy mô doanh nghiệp có tác động âm. Kết quả này hàm ý rằng vai trò giám sát của thành viên hội đồng quản trị độc lập tại Việt Nam còn hạn chế và mang tính hình thức, cần được tăng cường về chuyên môn, quyền hạn và tính độc lập thực chất.

Từ khóa: Công ty niêm yết, hội đồng quản trị, quản trị lợi nhuận, tính độc lập, Việt Nam

Summary

The study analyzes the independence of the board of directors and its impact on earnings management behavior based on 1,316 observations from listed companies on the Ho Chi Minh City Stock Exchange and Hanoi Stock Exchange during the period 2012-2015. The OLS regression results show that the independence of the board of directors does not have a significant effect on earnings management, as measured by abnormal accruals and earnings adjustments, while financial leverage and profitability have positive and statistically significant impacts, and firm size has a negative effect. These results imply that the supervisory role of independent board members in Viet Nam remains limited and largely formalistic, requiring enhancements in expertise, authority, and genuine independence.

Keywords: Listed companies, board of directors, earnings management, independence, Viet Nam

ĐẶT VẤN ĐỀ

Trong những năm gần đây, thị trường chứng khoán Việt Nam phát triển mạnh mẽ với sự tham gia ngày càng đông đảo của cả nhà đầu tư cá nhân và tổ chức. Chất lượng báo cáo tài chính đóng vai trò then chốt trong việc hỗ trợ nhà đầu tư đưa ra quyết định chính xác, đặc biệt trong bối cảnh áp lực cạnh tranh về hiệu quả tài chính và nhu cầu thu hút vốn ngày càng gia tăng (Biddle và cộng sự, 2009). Tuy nhiên, dưới áp lực đáp ứng kỳ vọng thị trường và duy trì hình ảnh tài chính tích cực, các doanh nghiệp niêm yết có thể thực hiện quản trị lợi nhuận - điều chỉnh các chỉ tiêu kế toán nhằm phục vụ mục tiêu riêng - làm suy giảm độ tin cậy của thông tin tài chính.

Theo thuyết đại diện (Agency Theory), mâu thuẫn lợi ích giữa cổ đông (người sở hữu) và nhà quản trị (người điều hành) là nguyên nhân cơ bản dẫn đến hành vi quản trị lợi nhuận (Jensen và Meckling, 1976). Trong bối cảnh này, tính độc lập của hội đồng quản trị (HĐQT) được coi là một cơ chế giám sát quan trọng, giúp giảm thiểu xung đột lợi ích và nâng cao chất lượng thông tin tài chính (Fama và Jensen, 1983). Tuy nhiên, hiệu quả giám sát của thành viên độc lập không phải lúc nào cũng rõ rệt, đặc biệt tại các nền kinh tế mới nổi, nơi cấu trúc sở hữu tập trung và các thiết chế quản trị còn hạn chế (Bansal, 2021).

Tại Việt Nam, quy định về tỷ lệ thành viên độc lập đã được luật hóa (Nghị định số 71/2017/NĐ-CP ngày 6/6/2017 của Chính phủ; Luật Doanh nghiệp 2020), song nhiều nghiên cứu cho thấy vai trò này còn mờ nhạt do hạn chế về chuyên môn tài chính - kế toán, tính độc lập còn mang tính hình thức hoặc chi phối bởi cổ đông lớn (Bui và Ngo, 2017). Từ đó, việc kiểm định tác động của tính độc lập HĐQT đến hành vi quản trị lợi nhuận trong bối cảnh đặc thù của thị trường chứng khoán Việt Nam là cần thiết, nhằm cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm và hàm ý chính sách cho quản trị công ty.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU

Cơ sở lý thuyết

Thuyết đại diện cho rằng sự tách biệt giữa quyền sở hữu và quyền quản lý dẫn đến mâu thuẫn lợi ích, tạo động cơ để nhà quản trị thực hiện hành vi vụ lợi, trong đó quản trị lợi nhuận là một hình thức phổ biến (Bell và Carcello, 2000). HĐQT, đặc biệt là các thành viên độc lập, có vai trò then chốt trong việc giám sát và hạn chế các hành vi này (Fama và Jensen, 1983). Các nghiên cứu tại thị trường phát triển cho thấy, tỷ lệ thành viên độc lập cao thường gắn liền với chất lượng báo cáo tài chính tốt hơn và mức độ quản trị lợi nhuận thấp hơn. Tuy nhiên, kết quả ở các nền kinh tế mới nổi lại không đồng nhất. Một số nghiên cứu cho thấy thành viên độc lập ít phát huy vai trò giám sát do bị chi phối bởi cổ đông lớn, hạn chế về chuyên môn hoặc thiếu quyền lực thực tế (Bansal, 2021; Orazalin, 2019). Ngoài ra, hiệu quả giám sát còn phụ thuộc vào các yếu tố bổ trợ như hoạt động của ủy ban kiểm toán, cơ chế minh bạch thông tin và khung pháp lý.

Tại Việt Nam, mặc dù quy định pháp lý đã yêu cầu tỷ lệ tối thiểu thành viên độc lập, song hiệu quả thực thi vẫn là vấn đề cần kiểm chứng. Đặc thù cấu trúc sở hữu tập trung và môi trường quản trị doanh nghiệp chưa hoàn thiện có thể ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa tính độc lập của HĐQT và hành vi quản trị lợi nhuận.

Giả thuyết nghiên cứu

Dựa trên cơ sở lý thuyết và các bằng chứng thực nghiệm, nghiên cứu đề xuất giả thuyết:

H1: Tính độc lập của HĐQT có ảnh hưởng tiêu cực đến Hành vi quản trị lợi nhuận của các công ty niêm yết tại Việt Nam.

Mô hình và phương pháp nghiên cứu

Dựa trên việc tham khảo nhiều nghiên cứu trước đây (Jones, 1991; Dechow và cộng sự, 1995; Kothari và cộng sự, 2005), mô hình định lượng được xác định như sau:

Mô hình 1:

DACit = β0 + β1ind_directorsit + β2sizeit + β3growthit + β4roait + β5levit + ϵit

Mô hình 2:

EMit = β0 + β1ind_directorsit + β2sizeit + β3growthit + β4roait + β5levit + ϵit

Bảng 1: Thang đo các biến

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

Nghiên cứu sử dụng 1.316 quan sát từ các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh (HOSE) và Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn 2012-2015, xử lý và chạy mô hình bằng phần mềm Stata. Nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy OLS (Ordinary Least Squares regression) để kiểm định các giả thuyết về mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Kết quả thống kê mô tả dữ liệu

Bảng 2: Thống kê mô tả các chỉ tiêu nghiên cứu

Nguồn: Nhóm tác giả phân tích kết quả từ Stata

Kết quả phân tích từ Bảng 2 cho thấy, biến Quản trị lợi nhuận (DAC) có giá trị trung bình gần bằng 0 (-0,0000149); độ lệch chuẩn = 0,1032, cho thấy nhìn chung Hành vi điều chỉnh lợi nhuận trong mẫu là rất thấp. Tuy nhiên, Min = -0,5978; Max = 0,4720, phản ánh sự tồn tại của một số doanh nghiệp có điều chỉnh lợi nhuận ở mức đáng kể, theo cả 2 chiều âm và dương.

Biến Mức độ điều chỉnh lợi nhuận tổng hợp (EM) có giá trị trung bình = 0,0681; độ lệch chuẩn = 0,0775, cho thấy các doanh nghiệp trong mẫu có xu hướng điều chỉnh lợi nhuận ở mức thấp đến trung bình. Biến này có giá trị nhỏ nhất là 0 và lớn nhất là 0,5978, thể hiện mức độ phân tán nhất định, nhưng không có giá trị âm như biến DAC.

Biến Tính độc lập của HĐQT (IND_DIRECTORS) có giá trị trung bình = 0,5631; độ lệch chuẩn = 0,8909; Min = 0; Max = 4. Mức chênh lệch tương đối lớn này cho thấy có sự khác biệt đáng kể giữa các doanh nghiệp về tính độc lập trong cơ cấu quản trị.

Biến Quy mô doanh nghiệp (SIZE) có giá trị trung bình = 13,3417; độ lệch chuẩn = 1,4351, dao động từ 9,9660-17,2105. Kết quả này cho thấy mẫu nghiên cứu bao gồm các doanh nghiệp có quy mô khá đa dạng, từ quy mô nhỏ đến rất lớn.

Biến Tốc độ tăng trưởng doanh thu (GROWTH) có giá trị trung bình = 0,1485; độ lệch chuẩn = 0,4499, dao động từ -0,6702-2,7764. Biến này phản ánh sự phân hóa lớn về tốc độ tăng trưởng giữa các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu - từ doanh nghiệp suy giảm doanh thu đáng kể đến doanh nghiệp tăng trưởng vượt trội.

Biến Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA) có gia trị trung bình = 0,0724; độ lệch chuẩn = 0,0913; Min = -0,1576; Max = 0,4326. Điều này phản ánh sự khác biệt rõ rệt trong hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp, bao gồm cả những doanh nghiệp thua lỗ và những doanh nghiệp có lãi cao.

Cuối cùng, biến Đòn bẩy tài chính (LEV) có giá trị trung bình = 0,2877; độ lệch chuẩn = 0,2445, dao động từ 0-1,0401. Kết quả này cho thấy cấu trúc vốn của các doanh nghiệp trong mẫu có sự phân hóa lớn, từ doanh nghiệp hoàn toàn không sử dụng nợ đến doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao hơn cả tổng tài sản.

Kết quả hồi quy và các kiểm định

Bảng 3: Tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu

Nguồn: Nhóm tác giả phân tích kết quả từ Stata

Kết quả kiểm định hệ số tương quan (Bảng 3) cho thấy, giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan cặp giữa các biến đều nhỏ hơn 0,5. Điều này cho thấy không có hiện tượng tự tương quan giữa các biến, đảm bảo tính ổn định và hiệu lực nội suy của các ước lượng hệ số hồi quy trong mô hình OLS.

Bảng 4: Kết quả hồi quy Mô hình 1

Nguồn: Nhóm tác giả phân tích kết quả từ Stata

Kết quả hồi quy OLS (Bảng 4) với biến phụ thuộc DAC cho thấy, biến độc lập IND_DIRECTORS không có ý nghĩa thống kê (p > 0,1). Cụ thể, biến IND_DIRECTORS (β = -0,0046553; p = 0,170) không ảnh hưởng đáng kể đến Hành vi quản trị lợi nhuận.

Ngược lại, trong nhóm biến kiểm soát, LEV (tỷ lệ nợ) cho thấy ảnh hưởng tích cực và có ý nghĩa cao đến DAC (β = 0,0140803, p

Bảng 5: Kết quả hồi quy Mô hình 2

Nguồn: Nhóm tác giả phân tích kết quả từ Stata

Kết quả hồi quy OLS (Bảng 5) với biến phụ thuộc EM cho thấy, biến độc lập không có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích Mức độ điều chỉnh lợi nhuận. Cụ thể, biến IND_DIRECTORS không có ảnh hưởng đáng kể (β = -0,025987; p = 0,310). Kết quả này trái ngược với kỳ vọng từ lý thuyết đại diện (Fama và Jensen, 1983) và lý thuyết phụ thuộc nguồn lực (Hillman và cộng sự, 2000), vốn cho rằng các cơ chế giám sát hiệu quả sẽ làm giảm hành vi điều chỉnh lợi nhuận. Tương tự, nghiên cứu thực nghiệm của Klein (2002) đã chỉ ra rằng HĐQT và ủy ban kiểm toán đóng vai trò quan trọng trong việc hạn chế hành vi quản trị lợi nhuận. Tuy nhiên, kết quả một số nghiên cứu tại Việt Nam phản ánh hạn chế về tính độc lập, chuyên môn và thực quyền của các thiết chế quản trị.

Đối với nhóm biến kiểm soát, GROWTH cho thấy không có ảnh hưởng đáng kể đến Mức độ điều chỉnh lợi nhuận (β = 0,0033394, p = 0,534), hàm ý rằng tốc độ tăng trưởng doanh thu không nhất thiết gắn liền với Hành vi quản trị lợi nhuận trong bối cảnh này. Trong khi đó, 3 biến còn lại, LEV (β = 0,0338026, p

Bảng 6: Tổng hợp kết quả kỳ vọng và mức ý nghĩa thống kê

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

Thảo luận kết quả hồi quy

Giả thuyết H1 không được chấp nhận (Bảng 6), cho thấy biến IND_DIRECTORS không có tác động đáng kể đến Hành vi quản trị lợi nhuận.

KẾT LUẬN

Nghiên cứu này được thực hiện nhằm phân tích ảnh hưởng của Tính độc lập của HĐQT đến Hành vi quản trị lợi nhuận của các công ty niêm yết. Kết quả thực nghiệm cho thấy mặc dù tính độc lập của HĐQT được xem là một thành phần quan trọng trong cơ chế quản trị công ty, nhưng trong bối cảnh nghiên cứu, vai trò giám sát của HĐQT độc lập chưa thể hiện tác động đáng kể đến hành vi quản trị lợi nhuận. Điều này hàm ý rằng hiệu quả của cơ chế quản trị công ty không chỉ phụ thuộc vào mức độ độc lập về cơ cấu, mà còn chịu ảnh hưởng bởi các yếu tố khác như: năng lực chuyên môn, tính chủ động của các thành viên HĐQT cũng như môi trường pháp lý và văn hoá quản trị tại doanh nghiệp. Do đó, để tăng cường hiệu quả giám sát của HĐQT, các doanh nghiệp cần chú trọng nâng cao chất lượng hoạt động của các thành viên độc lập, đồng thời hoàn thiện các quy định và cơ chế hỗ trợ nhằm thúc đẩy vai trò thực chất của họ trong việc hạn chế các hành vi điều chỉnh lợi nhuận.

Tài liệu tham khảo:

1. Bansal, M. (2021). Board independence and earnings management: Influence of family business generation. Journal of Asia Business Studies, 15(5), 748-768. https://doi.org/10.1108/JABS-07-2020-0280

2. Bell, T. B., & Carcello, J. V. (2000). A Decision Aid for Assessing the Likelihood of Fraudulent Financial Reporting. AUDITING: A Journal of Practice & Theory, 19(1), 169-184. https://doi.org/10.2308/aud.2000.19.1.169

3. Biddle, G. C., Hilary, G., & Verdi, R. S. (2009). How does financial reporting quality relate to investment efficiency? Journal of Accounting and Economics, 48 (2-3), 112-131. https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2009.09.001

4. Bui, D. V., & Ngo, D. H. (2017). Đặc điểm hội đồng quản trị và hành vi quản trị lợi nhuận của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, Trường Đại học Mở TP. HCM - Kinh tế và Quản trị kinh doanh, 12(2), 113-126.

5. Dechow, P. M., Sloan, R. G., & Sweeney, A. P. (1995). Detecting earnings management. The Accounting Review, 70(2), 193-225. https://doi.org/10.2307/248303

6. Fama, E. F., & Jensen, M. C. (1983). Separation of ownership and control. Journal of Law and Economics, 26(2), 301-325. https://doi.org/10.1086/467037

7. Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, 3(4), 305-360. https://doi.org/10.1016/0304-405X(76)90026-X

8. Jones, J. J. (1991). Earnings management during import relief investigations. Journal of Accounting Research, 29, 193-228.

9. Klein, A. (2002). Audit committee, board of director characteristics, and earnings management. Journal of Accounting and Economics, 33(3), 375-400. https://doi.org/10.1016/S0165-4101(02)00059-9

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

11. Hillman, A. J., Cannella, A. A., & Paetzold, R. L. (2000). The resource dependence role of corporate directors. Journal of Management Studies, 37(2), 235-255. https://doi.org/10.1111/1467-6486.0017912.

12. Orazalin, N. (2019). Board gender diversity, corporate governance, and earnings management: Evidence from an emerging market. Gender in Management: An International Journal, 35(1), 37-60.