Nghiên cứu hành vi quản trị lợi nhuận trên Báo cáo tài chính của các doanh nghiệp thuộc nhóm ngành thủy sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Nội dung text: Nghiên cứu hành vi quản trị lợi nhuận trên Báo cáo tài chính của các doanh nghiệp thuộc nhóm ngành thủy sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

1. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 NGHIÊN CỨU HÀNH VI QUẢN TRỊ LỢI NHUẬN TRÊN BÁO CÁO TÀI CHÍNH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP THUỘC NHÓM NGÀNH THỦY SẢN NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Đinh Công Hiển*, Trần Kiều Nga , Nguyễn Thiện Phong, Võ Hồng Hạnh và Nguyễn Phương Tâm Khoa Kế toán – TCNH, Trường Đại học Tây Đô (*Email: dchien@tdu.edu.vn) Ngày nhận: 15/6/2020 Ngày phản biện: 09/8/2020 Ngày duyệt đăng: 17/9/2020 TÓM TẮT Nghiên cứu được thực hiện nhằm cung cấp bằng chứng thực nghiệm về hành vi quản trị lợi nhuận trên báo cáo tài chính của các doanh nghiệp thuộc nhóm ngành Thuỷ sản được niêm yết trên Thị trường chứng khoán Việt Nam. Dựa trên số liệu thu thập từ báo cáo tài chính của 15 doanh nghiệp đang niêm yết trên Sở giao dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh và Sở giao dịch Chứng khoán Hà Nội thuộc nhóm ngành Thủy sản trong giai đoạn từ 2012 đến 2018, sử dụng phương pháp ước lượng dữ liệu bảng và kiểm định trị trung bình để trả lời câu hỏi:“Có hay không hành vi iđ ều chỉnh lợi nhuận của các doanh nghiệp thuộc nhóm ngành thủy sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam?”. Thông qua việc thực hiện kiểm định phù hợp, có thể kết luận rằng các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường Chứng khoán Việt Nam trong nhóm ngành Thủy sản đều có hành vi điều chỉnh lợi nhuận với mức ý nghĩa thống kê 5%. Từ khóa: Cơ sở dồn tích, ngành thủy sản, quản trị lợi nhuận Trích dẫn: Đinh Công Hiển, Trần Kiều Nga, Nguyễn Thiện Phong, Võ Hồng Hạnh, Nguyễn Phương Tâm, 2020. Nghiên cứu hành vi quản trị lợi nhuận trên báo cáo tài chính của các doanh nghiệp thuộc nhóm ngành Thủy sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô. 09: 159-175. TS. Trần Kiều Nga – Trưởng Khoa Kế toán - TCNH, Trường Đại học Tây Đô 159
2. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 1. ĐẶT VẤN ĐỀ kiểm toán của các DN thuộc nhóm ngành Thông tin lợi nhuận trên báo cáo tài Thủy sản niêm yết trên TTCK Việt Nam chính (BCTC) luôn được các nhà đầu tư đã gây nhiều lo lắng cho các nhà đầu tư và quan tâm nhiều nhất và cũng là thông tin các bên liên quan. Điều này đặt ra câu hỏi mà nhà các nhà quản trị doanh nghiệp “Có hay không hành vi quản trị lợi nhuận (DN) có xu hướng tác động vào nhiều của các DN ngành Thủy sản niêm yết trên nhất. Tuy nhiên, hành động quản trị lợi TTCK tại Việt Nam?” Hiện nay, có rất nhuận tuân thủ khuôn khổ pháp lý và vận nhiều mô hình nhận diện quản trị lợi dụng khéo léo, linh hoạt các “khoảng nhuận, tuy nhiên mô hình được cho là hiệu không tự do” mà chuẩn mực kế toán để lại quả trong việc nhận diện quản lợi nhuận để “sắp xếp” BCTC theo cách thuận lợi trên thế giới là mô hình Jones điều chỉnh nhất cho DN hay cho chính nhà quản trị năm 1995, nhóm tác giả sử dụng mô hình nên không được xem là hành động phi này cho nghiên cứu nhằm giúp các đối pháp. tượng sử dụng thông tin có được luồng thông tin chính xác hơn về kết quả hoạt Mặt khác, gần đây đã có rất nhiều động kinh doanh của DN có thể đưa ra nghiên cứu đưa ra các bằng chứng thực quyết định đúng đắn hơn. nghiệm trong bối cảnh thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam cho thấy sự xuất 2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT hiện của hành vi quản trị lợi nhuận. Trong 2.1. Quản trị lợi nhuận và mục đó, lợi nhuận có thể được điều chỉnh tăng đích quản trị lợi nhuận nhằm tăng giá trị doanh nghiệp khi phát 2.1.1. Khái niệm quản trị lợi nhuận hành cổ phiếu hoặc thu hút nhà đầu tư trong năm niêm yết đầu tiên hoặc lợi Trong bài nghiên cứu của mình, nhuận cũng có thể được điều chỉnh giảm Schipper (1989) đã đưa ra khái niệm về nhằm giảm số thuế Thu nhập doanh việc quản trị lợi nhuận: “Quản trị lợi nhuận nghiệp (TNDN) phải nộp khi có sự thay là một sự can thiệp có cân nhắc trong quá đổi thuế suất Dù vậy, hạn chế chung của trình cung cấp thông tin tài chính nhằm đạt các nghiên cứu hiện nay chủ yếu tập trung được những mục đích cá nhân”. Trong khi với nhóm đối tượng là các DN niêm yết đó, Ronen và Yaari (2008) cho rằng: trên Sở giao dịch Chứng khoán TP. Hồ “Quản trị lợi nhuận là hành vi của Ban Chí Minh (HOSE) và Sở giao dịch Chứng giám đốc sử dụng việc ghi nhận trên cơ sở khoán Hà Nội (HNX) mà bỏ qua nghiên dồn tích thông qua một số tài khoản để làm cứu ảnh hưởng của hành vi quản trị lợi thay đổi lợi nhuận sau thuế theo các mục nhuận đối với một nhóm ngành cụ thể với tiêu công bố thông tin của họ”. Như vậy, những đặc thù riêng của ngành nghề đó. quản trị lợi nhuận có thể hiểu là hành động làm thay đổi số liệu lợi nhuận trong quá Ngoài ra, trong những năm gần đây, trình cung cấp thông tin ra bên ngoài có một loạt sai lệch thông tin về lợi nhuận chủ đích của nhà quản trị nhằm đạt được được công bố trên BCTC trước và sau 160
3. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 mục tiêu lợi nhuận mục tiêu thông qua mong đợi của các nhà phân tích, nhà quản công cụ kế toán. trị có xu hướng thông qua việc quản trị lợi 2.1.2. Mục đích quản trị lợi nhuận nhuận nhằm đạt lợi nhuận trong kỳ báo cáo theo ý muốn chủ quan của mình. Mục đích mà nhà quản trị thực hiện hành vi điều chỉnh lợi nhuận có thể là: - Khi thuế suất thuế TNDN thay đổi: Để giảm thiểu chi phí thì các nhà quản trị có - Chế độ trả công cho nhà quản trị: Các xu hướng sử dụng các biện pháp “tránh nhà quản trị sẽ tìm cách thay đổi lợi nhuận thuế” mà luật pháp cho phép để giảm thiểu thực tế để có thể nhận được thưởng và chia chi phí trong quá trình hoạt động trong lợi nhuận tại một thời điểm nào đó, hoặc khoảng thời gian được hưởng thuế suất trường hợp, trong hợp đồng thù lao giữa thuế TNDN. nhà quản trị và DN có điều khoản, nếu lợi nhuận đạt tối thiểu đến mức X đồng thì 2.2. Vận dụng các chính sách kế nhà quản trị sẽ được Y đồng tiền lương toán để quản trị lợi nhuận (thưởng). Trong chế độ kế toán hiện hành tồn tại - Đảm bảo xu hướng lợi nhuận bền một số khoảng không có thể được nhà vững trong các kỳ kế toán: Các DN niêm quản trị DN vận dụng để thực hiện hành vi yết có chiều hướng quản trị lợi nhuận theo quản trị lợi nhuận: hướng sang bằng lợi nhuận nhằm đạt được - Lựa chọn các chính sách kế toán đối sự ổn định về lợi nhuận giữa các kỳ kế với hàng tồn kho: Phương pháp xác định toán. giá trị hàng tồn kho ảnh hưởng đến việc - Để được chấm điểm tín dụng tốt: Các ghi nhận giá vốn hàng bán trong kỳ, từ đó ngân hàng hay các tổ chức tín dụng thường ảnh hưởng đến lợi nhuận báo cáo trong kỳ. căn cứ vào chỉ tiêu lợi nhuận để đánh giá Ngoài ra, chính sách đối với tính giá thành hiệu quả sử dụng vốn trong quá khứ của sản phẩm, lựa chọn phương pháp tính giá DN để xem xét xem liệu có nên cấp khoản thành sản phẩm và phương pháp đánh giá vay, và mức lãi suất hợp lí cho DN. sản phẩm dở dang cũng có thể được nhà quản trị vận dụng để làm thay đổi giá - Để phát hành cổ phiếu ra công chúng: thành sản phẩm, từ đó nhà quản trị có thể Lợi dụng thông tin bất cân xứng giữa chủ quản trị giá vốn hàng bán. sở hữu – nhà đầu tư – nhà quản trị, các nhà quản trị có xu hướng cung cấp các BCTC - Lựa chọn các chính sách dự phòng: đã được thổi phồng các chỉ tiêu liên quan Nhà quản trị có thể lựa chọn thời điểm và kết quả kinh doanh, đặc biệt vào các thời mức dự phòng cần lập của hàng tồn kho, điểm quan trọng như chuẩn bị phát hành của chứng khoán và phải thu khó đòi; thời cổ phiếu ra công chúng để thu hút các nhà điểm các khoản dự phòng này được hoàn đầu tư. nhập hay xóa sổ và mức hoàn nhập. - Đáp ứng kỳ vọng của giới phân tích - Lựa chọn các chính sách đối với tài thị trường: Áp lực về việc đáp ứng sự sản cố định: Lựa chọn thời điểm đầu tư 161
4. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 hay thanh lý, nhượng bán tài sản cố định nhằm đạt được ý muốn chủ quan của cũng có ảnh hưởng đến lợi nhuận kế toán. mình. Nhà quản trị có thể quyết định khi nào và - Ngược lại với kế toán theo cơ sở dồn mức độ chi phí sửa chữa, nâng cấp cải tạo tích, kế toán cơ sở tiền được sử dụng để tài sản cố định được chi ra. Khi cần thiết lập báo cáo lưu chuyển tiền tệ dựa theo số cũng có thể quyết định thời điểm thanh lý, tiền thực thu, thực chi, các giao dịch phát nhượng bán tài sản cố định để đẩy nhanh sinh chỉ được ghi nhận khi thực sự thu vào hoặc làm chậm lại việc ghi nhận lợi nhuận hay chi ra. Do đó, nhà quản trị không thể hay thua lỗ hoạt động khác. thực hiện hành vi quản trị lợi nhuận của - Lựa chọn thời điểm ghi nhận doanh mình. thu: Nhà quản trị có thể đẩy lùi thời điểm - Chênh lệch giữa lợi nhuận trên báo lập hóa đơn bán hàng kỳ này sang kỳ sau cáo kết quả hoạt động kinh doanh và dòng hoặc ngược lại để có thể tác động đến tiền trên báo cáo lưu chuyển tiền tệ tạo ra doanh thu, giá vốn hàng bán trong kỳ để từ biến kế toán gọi là biến kế toán dồn tích đó tác động đến lợi nhuận theo ý muốn chủ (TA-Total accrual earnings). Theo các nhà quan của mình. nghiên cứu, biến kế toán dồn tích bao gồm - Các phương pháp trên có thể được vận 2 phần: Biến kế toán dồn tích không thể dụng tổng hợp để quản trị lợi nhuận của điều chỉnh (NDA-Non discretionary một hoặc một vài kỳ kế toán. Mức biến accruals) phản ánh điều kiện kinh doanh động lợi nhuận phụ thuộc vào mức linh cụ thể của từng đơn vị do đó không điều hoạt của các phương pháp kế toán. Tuy chỉnh được bởi nhà quản lý và biến kế toán nhiên, quản trị lợi nhuận cũng có giới hạn dồn tích có thể điều chỉnh (DA- nhất định vì việc điều chỉnh doanh thu và Discretionay accruals) thông qua việc lựa giảm chi phí trong một (hoặc một số) kỳ chọn các chính sách kế toán nhà quản trị này sẽ làm giảm doanh thu và tăng chi phí có thể lợi dụng để thực hiện hành vi quản trong một vài kỳ kế tiếp sau đó. trị lợi nhuận. Mặc dù, biến kế toán dồn tích 3. MÔ HÌNH VÀ GIẢ THUYẾT có thể điều chỉnh đại diện cho hành vi quản NGHIÊN CỨU trị lợi nhuận nhưng các nhà nghiên cứu không thể quan sát một cách trực tiếp mà 3.1. Mô hình nghiên cứu phải thông qua việc xác định phần biến - Kế toán theo cơ sở dồn tích quy định dồn tích không thể điều chỉnh. Ngoài ra, các giao dịch kinh tế liên quan đến tài sản, theo nghiên cứu của Nguyễn Anh Hiền, nợ phải trả, nguồn vốn chủ sở hữu, doanh Phạm Thanh Trung (2015) về ” Kiểm định thu và chi phí sẽ được ghi nhận tại thời và nhận diện mô hình nghiên cứu hành vi điểm phát sinh giao dịch, không quan tâm điều chỉnh lợi nhuận của các công ty niêm đến thời điểm thực tế thu hoặc chi tiền. yết tại Việt Nam” cũng cho thấy rằng, mô Điều này được nhà quản trị lợi dụng để hình Jones điều chỉnh là phù hợp để kiểm thực hiện hành động quản trị lợi nhuận định hành vi điều chỉnh lợi nhuận trong thông qua các giao dịch không bằng tiền bối cảnh Việt Nam. Từ đó, tác giả sẽ sử 162
5. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 dụng mô hình Jones điều chỉnh để nhận ∆푅 푖푡: Biến động phải thu khách diện biến dồn tích không thể điều chỉnh, hàng năm t được sử dụng để phát hiện hành vi điều 푃푃 : Nguyên giá tài sản cố định năm t chỉnh lợi nhuận. 푖푡 Các biến của phương trình đều chia cho - Mô hình Jones 1995 푖푡−1 để giảm thiểu rủi ro do phương sai Modified Jones 1991 cho rằng phần không thuần nhất. biến kế toán dồn tích không thể điều chỉnh Các tham số α , α , α được ước lượng phụ thuộc vào doanh thu và quy mô tài sản 1 2 3 theo phương pháp bình phương bé nhất cố định, chính vì vậy thông qua mức biến (OLS) của các hệ số a , a , a trong mô động về doanh thu thuần và nguyên giá tài 1 2 3 hình sau: sản cố định mô hình ta có thể dự đoán được phần biến kế toán dồn tích không thể 푖푡 1 ∆푅 푖푡 − ∆푅 푖푡 = 1 + 2 điều chỉnh. Tuy nhiên, do doanh thu thuần 푖푡−1 푖푡−1 푖푡−1 cũng có thể bị nhà quản trị tác động thông 푃푃 푖푡 + 3 + 휀 (1) qua các khoản doanh thu bị ghi nhận 푖푡−1 không đúng niên độ. Xuất phát từ hạn chế Phần nhiễu trong ɛ trong mô hình đại này, mô hình Jones cải tiến 1995 đã đưa diện cho các biến chưa thể nhận diện được thêm biến chênh lệch phải thu khách hàng và cả biến 푖푡. nhằm giảm sai số của mô hình trong việc xác định biến kế toán dồn tích không thể Sau khi ước lượng biến dồn tích không điều chỉnh khi nhà quản lý chi phối doanh không thể điều chỉnh, ta xác định biến kế thu, qua đó phản ánh chính xác hơn môi toán dồn tích có thể điều chỉnh theo công trường kinh doanh của DN. thức sau: Biến kế toán dồn tích không thể điều 푖푡 = 푖푡 − 푖푡 chỉnh được xác định theo phương trình 푖푡−1 푖푡−1 푖푡−1 sau: Cuối cùng, dựa vào kết quả tính toán được ta có thể đưa ra kết luận: 푖푡 1 ∆푅 푖푡 − ∆푅 푖푡 = 훼1 + 훼2 푖푡−1 푖푡−1 푖푡−1 Nếu 푖푡 > 0: DN có hành vi quản trị lợi 푃푃 푖푡 푖푡−1 + 훼3 nhuận tăng 푖푡−1 Trong đó: Nếu 푖푡 < 0: DN có hành vi quản trị lợi 푖푡−1 푖푡: Biến kế toán dồn tích không thể nhuận giảm điều chỉnh năm t Nếu 푖푡 = 0: DN không có hành vi : Tổng tài sản cuối năm t - 1 푖푡−1 푖푡−1 quản trị lợi nhuận ∆푅 : Biến động doanh thu thuần 푖푡 năm t 163
6. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 3.2. Giả thuyết nghiên cứu những nhận định trên, nghiên cứu tiến Hàng loạt các vụ gian lận trên BCTC hành kiểm định giả giả thuyết “Các DN của các DN niêm yết thuộc nhóm ngành thuộc nhóm ngành Thủy sản niêm yết trên Thuỷ sản được kiểm toán phát hiện trong TTCK Việt Nam có hành vi điều chỉnh lợi thời gian gần đây, cho thấy xuất hiện ngày nhuận”. càng nhiều gian lận đối với loại hình DN 4. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN này, Có thể thấy được những số liệu CỨU thường được kiểm toán viên điều chỉnh là 4.1. Dữ liệu nghiên cứu các khoản mục liên quan đến các ước tính kế toán như trích lập các khoản dự phòng, Nghiên cứu này đề cập đến vấn đề điều ghi nhận doanh thu và chi phí không đúng chỉnh lợi nhuận của các DN thuộc nhóm niên độ, Trong trường hợp, kiểm toán ngành Thủy sản niêm yết trên TTCK Việt không phát hiện được các vấn đề trong Nam. Do đó mẫu quan sát được chọn sẽ BCTC thì có thể xảy ra kiện tụng sau này bao gồm các DN thuộc nhóm ngành thuỷ giữa các bên có lợi ích, nhưng trong khoản sản niêm yết trên TTCK Việt Nam có công thời gian dài việc quản trị lợi nhuận của bố đầy đủ các BCTC được thu thập trong các DN niêm yết được cho là không trọng giai đoạn từ năm 2012 đến năm 2018. yếu vì tất cả các BCTC đều đã được kiểm 4.2. Phương pháp thu thập dữ liệu toán. Tuy nhiên thực tế cho thấy, ngay cả khi BCTC đã được kiểm toán viên đưa ra Tất cả số liệu sử dụng cho nghiên cứu mà không có vấn đề gì thì BCTC đó vẫn này đều được thu thập từ BCTC của các có thể tồn tại những trường hợp khác dẫn DN được chọn, được trình bày trong Bảng đến sự không trung thực trong việc ghi 1. nhận lợi nhuận. Để đánh giá độ chính xác Bảng 1. Mô tả dữ liệu thu thập Mã hóa Tên biến Tính toán Nguồn Biến tổng Kế toán Lợi nhuận sau thuế năm t – Lưu chuyển tiền BC KQ HĐKD 푖푡 dồn tích năm t thuần từ hoạt động kinh doanh năm t BC LCTT 푖푡−1 Tổng tài sản năm t-1 Tổng tài sản năm t – 1 Bảng CĐKT Chênh lệch doanh ∆푅 Doanh thu năm t – Doanh thu năm t -1 BC KQ HĐKD 푖푡 thu ∆푅 푖푡 Chênh lệch phải thu Phải thu năm t – Phải thu năm t -1 Bảng CĐKT Nguyên giá TSCĐ hữu hình năm t Nguyên giá TSCĐ thuê tài chính năm t Nguyên giá TSCĐ 푃푃 Nguyên giá TSCĐ vô hình năm t Bảng CĐKT 푖푡 năm t Nguyên giá BĐS đầu tư năm t Xây dựng cơ bản dở dang năm t (Nguồn: Tác giả thu thập) 164
7. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 4.3. Xử lí dữ liệu thông qua hệ thống kiểm định, tác giả tiến Các số liệu có liên quan thu thập từ hành tính toán NDA, DA của các quan sát BCTC của các quan sát được đưa vào cơ nghiên cứu để kiểm chứng liệu rằng có sở dữ liệu thành các nhóm và tính toán hành vi điều chỉnh lợi nhuận của các DN thành các biến phù hợp với mô hình thông thuộc nhóm ngành Thủy sản niêm yết trên qua công cụ excel. Sau đó, dữ liệu DN đã TTCK Việt Nam không. được tính toán sẽ được xử lý thông qua 5. KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN phần mềm Eviews phân tích hồi quy dữ 5.1. Kết quả ước lượng các tham số liệu bảng theo phương pháp OLS, FEM, trong mô hình Jones điều chỉnh REM để ước tính các tham số của mô hình Jones điều chỉnh. Tiếp đó, tác giả sử dụng Bảng 2 lần lượt trình bày kết quả ước kiểm định F và kiểm định Hausman để lựa lượng hồi quy dữ liệu bảng theo ba phương chọn xem đâu là mô hình ước lượng phù pháp OLS, FEM và REM để ước lượng hợp nhất với dữ liệu thị trường. Sau khi các hệ số α1, α2, α3 của mô hình Jones điều chỉnh. Bảng 2. Kết quả ước lượng bằng phương pháp OLS, FEM, REM OLS FEM REM Hằng số 0,2190 0,2524 0,2352 (3,3120) (3,2378) (3,0416) 1/A(t-1) 1,75E+10 1,82E+10 1,79E+10 (9,4418) (9,6298) (9,8655) REVREC/A(t-1) 0,2247 0,2146 0,2181 (3,3741) (3,2867) (3,4159) PPE/A(t-1) -0,779 -0,8586 -0,8176 (-5,2161) (-4,7587) (-5,1031) Số quan sát 105 105 105 Thống kê F 49,78 12,05 56,98 R2 điều chỉnh (%) 58,46 64,36 61,76 Hệ số Durbin-Watson 1,623 2,186 1,933 Kiểm định F(14,87) = 2,1960 Giá trị Prob. = 0,0139 Kiểm định hausman: Chi2(3) = 0,4545 Giá trị Prob. = 0,9288 Ghi chú: Giá trị thống kê t được trình bày trong ngoặc đơn tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 1% (Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu, 2020) 165
8. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 Để so sánh mô hình OLS và FEM đâu để chấp nhận giả thuyết H0: không có sự là mô hình phù hợp hơn, kiểm định F được tương quan giữa biến độc lập và thành sử dụng. Kết quả kiểm định cho thấy giá phần sai số ui. Như vậy trong trường hợp trị kiểm định F có ý nghĩa thống kê ở mức này, mô hình hồi quy tác động ngẫu nhiên 5% (Prob. = 0,0139 0,05). Do đó, ta có cơ sở Bảng 3. Kết quả hiện tượng đa cộng tuyến R2 1-R2 Hệ số VIF 1/A(t-1) 0,567 0,433 2,309 REVREC/A(t-1) 0,344 0,656 1,525 PPE/A(t-1) 0,577 0,423 2,365 (Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu, 2020) Mức độ giải thích của mô hình về tổng thể, các biến độc lập có tương quan Dựa vào kết quả ước lượng hồi quy tuyến tính với biến phụ thuộc. Do đó, mô bằng phương pháp REM, ta có hệ số R2 hình hồi quy là phù hợp với dữ liệu thực tế. điều chỉnh bằng 61,76% cho thấy 61,76% Kiểm định ý nghĩa các hệ số hồi quy sự thay đổi của biến tổng kế toán dồn tích 1 ∆푅 −∆푅 푃푃 Các biến độc lập ; 푡 푡 ; 푡 được giải thích bởi các biến độc lập trong 푡−1 푡−1 푡−1 TA mô hình, còn 38,24% còn lại do ảnh hưởng đều có tác động đến biến t theo phương của sai số ngẫu nhiên và các biến khác At−1 pháp REM với mức ý nghĩa thống kê 1% ngoài mô hình. (Prob. < 0,01). Mức độ phù hợp của mô hình Theo kết quả trong bảng 2, ta có giá trị kiểm định F của mô hình REM bằng 56,98 có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Như vậy, 166
9. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 5.2. Kiểm định hành vi quản trị lợi Ta có: a1 = 17.900.000.000; a2 = nhuận của các doanh nghiệp thuộc 0,2181; a3= -0,8176. Thay a1, a2, a3 cho nhóm ngành Thủy sản với mô hình α1, α2, α3, vào công thức sau, ta có: Jones điều chỉnh 1995 2018 1 = 1 Kiểm định mô hình với Công ty cổ phần 2017 2017 Xuất nhập khẩu Thủy sản Cửu Long An ∆푅 2018 − ∆푅 2018 + 2 Giang (ACL). 2017 푃푃 2018 Trước hết xác định biến kế toán dồn tích + 3 trong năm 2018 của ACL theo công thức: 2017 1 2018 퐿 푆 2018 − 퐿 Đ퐾 2018 = 17.900.000.000 = 1099634179516 2017 2017 (501154595211 − 97009208112) 236151560539 − 152521148102 + 0,2181 = 1099634179516 1099634179516 663308518776 = 0,0761 + (−0,8176) 1099634179516 Tiếp theo tính biến kế toán dồn tích = −0,4014 không thể điều chỉnh của ACL trong năm Cuối cùng, tính toán biến kế toán dồn 2018. Từ dữ liệu thu thập được trên BCTC tích có thể điều chỉnh ACL, ta có: của 15 DN thu thập được từ 2012-2018 cùng nghành với ACL niêm yết trên TTCK 2018 = 2018 − 2018 Việt Nam bao gồm: Lợi nhuận sau thuế 2017 2017 2017 năm t, dòng tiền thuần từ hoạt động kinh = 0,0761 − (−0,4014) = 0,4775 > 0 doanh năm t, tổng tài sản năm t-1, doanh thu thuần năm t và năm trước đó, nguyên Kết quả trên cho ta thấy ACL đã điều giá TSCĐ năm t. Từ dữ liệu được thu thập, chỉnh tăng lợi nhuận trong năm 2018. tiến hành tiến hành tính toán các biến phù Việc tính toán tương tự với các doanh hợp với mô hình nghiệp còn lại trong mẫu nghiên cứu. Tuy TA 1 ∆REV −∆REC PPE ( 푡 ; ; t t ; t) thông qua nhiên do các doanh nghiệp niêm yết cùng At−1 At−1 At−1 At−1 công cụ Excel. ngành với doanh nghiệp đã ước tính các tham số a , a , a , nên không cần phải ước Từ đó ước lượng mô hình: 1 2 3 tính lại các tham số a1, a2, a3. Kết quả TA2018 1 = a1 nghiên cứu được tổng hợp như sau: A2017 A2017 ∆REV2018-∆REC2018 + a2 A2017 PPE2018 + a3 + ε A2017 167
10. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 Bảng 4. Kết quả kiểm định mô hình NAM DN TA/A t-1 NDA/At-1 DA/At-1 KẾT LUẬN 2012 AAM (0,0328) (0,2854) 0,2526 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2013 AAM (0,0363) (0,2139) 0,1777 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 AAM (0,0309) (0,2904) 0,2595 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2015 AAM 0,0173 (0,2909) 0,3082 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2016 AAM 0,0112 (0,2657) 0,2769 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2017 AAM 0,6894 0,5427 0,1467 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2018 AAM (0,0301) (0,3096) 0,2796 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2012 ABT 0,0226 (0,1177) 0,1403 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2013 ABT (0,0731) (0,1842) 0,1110 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 ABT 0,1691 (0,1284) 0,2975 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2015 ABT (0,0989) (0,1127) 0,0138 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2016 ABT (0,0787) (0,1483) 0,0696 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2017 ABT 0,0274 (0,1514) 0,1788 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2018 ABT 0,0284 (0,1366) 0,1651 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2012 ACL 0,0094 (0,3145) 0,3238 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2013 ACL (0,1210) (0,3231) 0,2021 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 ACL 0,0932 (0,4159) 0,5091 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2015 ACL 0,0903 (0,4393) 0,5296 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2016 ACL (0,0324) (0,3627) 0,3303 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2017 ACL (0,1436) (0,4484) 0,3048 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2018 ACL 0,0761 (0,4014) 0,4774 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2012 ANV 0,0395 (0,4034) 0,4430 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2013 ANV 0,0874 (0,0060) 0,0934 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 ANV (0,2092) (0,3226) 0,1134 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2015 ANV (0,3242) (0,3165) (0,0077) DN điều chỉnh giảm lợi nhuận 2016 ANV (0,4637) (0,3413) (0,1223) DN điều chỉnh giảm lợi nhuận 2017 ANV (0,5273) (0,3610) (0,1664) DN điều chỉnh giảm lợi nhuận 2018 ANV (0,1802) (0,4472) 0,2670 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2012 BLF 0,0195 0,0125 0,0070 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2013 BLF 0,0188 (0,2686) 0,2874 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 BLF 0,4216 (0,1020) 0,5236 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2015 BLF (0,1047) (0,3438) 0,2391 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2016 BLF (0,1386) (0,4067) 0,2681 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2017 BLF (0,1069) (0,4397) 0,3328 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 168
11. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 2018 BLF (0,0519) (0,4392) 0,3873 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2012 CMX (0,0728) (0,2988) 0,2260 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2013 CMX (0,4329) (0,4853) 0,0524 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 CMX (0,4232) (0,3141) (0,1091) DN điều chỉnh giảm lợi nhuận 2015 CMX (0,6810) (0,5232) (0,1579) DN điều chỉnh giảm lợi nhuận 2016 CMX (0,6973) (0,4679) (0,2294) DN điều chỉnh giảm lợi nhuận 2017 CMX (0,9606) (0,5053) (0,4553) DN điều chỉnh giảm lợi nhuận 2018 CMX (0,5813) (0,1350) (0,4463) DN điều chỉnh giảm lợi nhuận 2012 DAT 0,0455 (0,1280) 0,1736 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2013 DAT (0,1017) (0,1594) 0,0577 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 DAT 0,1456 (0,3781) 0,5237 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2015 DAT (0,0089) (0,7188) 0,7099 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2016 DAT (0,5105) (0,2696) (0,2410) DN điều chỉnh giảm lợi nhuận 2017 DAT 0,0346 (0,2688) 0,3034 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2018 DAT 0,0514 (0,3065) 0,3578 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2012 FMC (0,2906) (0,4071) 0,1165 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2013 FMC 0,1554 (0,2298) 0,3852 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 FMC 0,3678 (0,1567) 0,5246 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2015 FMC (0,1232) (0,3227) 0,1996 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2016 FMC (0,1738) (0,2624) 0,0886 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2017 FMC (0,0683) (0,2668) 0,1984 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2018 FMC (0,1097) (0,2808) 0,1711 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2012 HVG 0,0832 (0,1724) 0,2556 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2013 HVG 0,0870 (0,1498) 0,2367 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 HVG 0,0499 (0,0911) 0,1410 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2015 HVG 0,2814 (0,2541) 0,5355 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2016 HVG (0,0399) (0,2287) 0,1887 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2017 HVG (0,1260) (0,2383) 0,1124 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2018 HVG (0,0075) (0,1913) 0,1838 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2012 IDI 0,0104 (0,2319) 0,2422 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2013 IDI 0,0524 (0,3594) 0,4119 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 IDI 0,1548 (0,2582) 0,4131 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2015 IDI 0,1573 (0,3567) 0,5139 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2016 IDI 0,1156 (0,2086) 0,3242 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2017 IDI 0,0060 (0,1874) 0,1934 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2018 IDI 0,0945 (0,1932) 0,2877 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 169
12. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 2012 LAF (0,5994) (0,1030) (0,4964) DN điều chỉnh giảm lợi nhuận 2013 LAF (0,1097) (0,6164) 0,5067 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 LAF 0,1397 (0,1992) 0,3390 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2015 LAF 0,5036 (0,1018) 0,6054 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2016 LAF (0,2441) (0,1728) (0,0713) DN điều chỉnh giảm lợi nhuận 2017 LAF 0,2878 0,1252 0,1627 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2018 LAF (0,2220) (0,4852) 0,2632 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2012 NGC (0,0728) (0,2482) 0,1754 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2013 NGC 0,0049 (0,4435) 0,4484 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 NGC 0,1075 (0,1562) 0,2638 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2015 NGC (0,0540) (0,3756) 0,3216 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2016 NGC (0,0813) (0,4005) 0,3192 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2017 NGC 0,0117 (0,4286) 0,4404 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2018 NGC 0,0028 (0,4097) 0,4125 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2012 SJ1 0,2579 (0,2956) 0,5535 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2013 SJ1 0,1458 (0,2917) 0,4375 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 SJ1 0,1703 (0,2846) 0,4549 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2015 SJ1 0,0241 (0,2612) 0,2853 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2016 SJ1 0,1809 (0,5871) 0,7680 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2017 SJ1 0,0958 (0,3578) 0,4536 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2018 SJ1 0,0669 (0,3427) 0,4096 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2012 TS4 0,0227 (0,3187) 0,3414 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2013 TS4 (0,0549) (0,3034) 0,2486 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 TS4 0,0069 (0,2425) 0,2494 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2015 TS4 0,0388 (0,2510) 0,2898 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2016 TS4 (0,0903) (0,1984) 0,1082 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2017 TS4 (0,0231) (0,2608) 0,2376 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2018 TS4 (0,0495) (0,1813) 0,1317 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2012 VHC 0,0343 (0,3218) 0,3562 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2013 VHC 0,2765 (0,4887) 0,7652 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2014 VHC 0,1566 (0,4606) 0,6172 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2015 VHC 0,0390 (0,3688) 0,4078 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2016 VHC 2,8954 2,6900 0,2054 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận 2017 VHC (2,3303) (1,0140) (1,3163) DN điều chỉnh giảm lợi nhuận 2018 VHC 0,1077 (0,3758) 0,4835 DN điều chỉnh tăng lợi nhuận (Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu, 2020) 170
13. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 5.3. Kiểm định giả thuyết DN của các NĐT. Ngoài ra, phải nói đến Sau khi có được kết quả, để đánh giá độ năng lực và trách nhiệm của các tổ chức, chính xác của nhận định mà đề tài nghiên cơ quan quản lý được giao nhiệm vụ kiểm cứu đã đề cập phía trên, nhóm tác giả thực tra, kiểm soát. Không ít trường hợp BCTC hiện kiểm định giả thuyết với 105 quan sát của DN chậm nộp, chậm công bố, công bố (15 DN trong giai đoạn từ 2012 đến 2018) thông tin không đầy đủ, không chính xác với trung bình mẫu là 0,2351 và độ lệch theo quy định của pháp luật vẫn không bị chuẩn là 0,2757 để kiểm định giả thuyết: phát hiện và xử lý đúng mức. Các DN Thủy sản niêm yết trên TTCK 6. KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT Việt Nam có điều chỉnh lợi nhuận với mức 6.1. Kết luận ý nghĩa thống kê 5%. Chất lượng thông tin trên BCTC của : 휇 = 휇 = 0 Giả thuyết 1: { 0 0 các DN niêm yết đang là một vấn đề thu : 휇 ≠ 0 1 hút nhiều sự quan tâm của các nhà quản lý, Kiểm định: NĐT, Một trong những nguyên nhân quan trọng ảnh hưởng đến chất lượng ( ̅ − 휇0)√푛 (0,2351 − 0)√105 푡 = = BCTC của các DN niêm yết là hành vi 푠 0,2757 = 8,7379 điều chỉnh lợi nhuận của nhà quản lý. Tra bảng t1-α/2 = t0,025 =1,96 Để nhận diện được hành vi điều chỉnh lợi nhuận phương pháp tối ưu là kiểm tra, Ta có: t = 8,7379 > 1,96 = t1-α/2 đối chiếu trực tiếp giữa BCTC với các Kết luận: Chấp nhận giả thuyết hay nói chứng từ sổ sách có liên quan của DN nghi cách khác các DN Thủy sản niêm yết trên ngờ có điều chỉnh lợi nhuận. Tuy nhiên, TTCK Việt Nam có điều chỉnh lợi nhuận phương pháp này thường chỉ được thực với mức ý nghĩa thống kê 5%. hiện thông qua các cơ quan có thẩm quyền Giải thích cho điều này, có thể dotrong như kiểm toán, thanh tra, Các đối tượng bối cảnh TTCK Việt Nam còn nhiều quy sử dụng thông tin khác như các nhà nghiên định chưa chặt chẽ và còn nhiều chuẩn cứu, NĐT khó sử dụng phần vì DN không mực, văn bản hướng dẫn chưa rõ ràng, để muốn người bên ngoài DN biết những lại nhiều khoản trống thì khả năng DN thông tin chi tiết những chứng từ, các loại thực hiện báo cáo lợi nhuận linh hoạt là sổ sách liên quan cũng như những hoạt điều tất yếu xảy ra, vì ban điều hành DN động tại DN họ, phần vì số mẫu quá lớn với tư cách là người làm thuê chịu áp lực nhà nghiên cứu không thể đi phỏng vấn về lợi nhuận với chủ DN. Thêm nữa, ý trực tiếp hay đi khảo sát thực tế tại từng thức tuân thủ pháp luật về kế toán - kiểm DN được. Do đó, các nhà nghiên cứu toán của các DN niêm yết chưa cao, các thường đưa ra các mô hình để nhận diện DN công bố các BCTC còn nặng về hình các hành vi điều chỉnh lợi nhuận. Trên thế thức, không đầy đủ, thiếu chi tiết điều này giới đã có mô hình được xây dựng để nhận gây cản trở sự đánh giá thực trạng tài chính diện hành vi quản trị lợi nhuận của nhà 171
14. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 quản lý, trong đó mô hình Jones điều chỉnh về kinh tế, tài chính và kế toán, đặc biệt là 1995 được cho là hiệu quả trong việc phát về BCTC, phân tích logic các yếu tố cấu hiện hành vi điều chỉnh lợi nhuận ở các thành nên BCTC để đánh giá chính xác nước phát triển như: Anh, Mỹ và một số hơn về chỉ tiêu lợi nhuận. Tiếp theo đó là nước như Malaysia, Taiwan NĐT cần được trang bị kiến thức cơ bản Sau khi nghiên cứu 15 DN thuộc nhóm về hành vi cũng như động cơ quản trị lợi ngành thủy sản đang niêm yết trên Thị nhuận của nhà quản trị hay phương pháp trường Chứng khoán Việt Nam trong giai điều chỉnh, việc này cần NĐT phải theo đoạn từ 2012 - 2018 bằng mô hình Jones dõi BCTC của DN trong nhiều kỳ kế toán điều chỉnh 1995, có thể kết luận: Các DN liên tiếp để có thể đánh giá đúng đắn về giá được nghiên cứu đều có hành vi điều chỉnh trị thực của DN, cần chú trọng các yếu tố lợi nhuận trong năm 2018. Tùy theo đặc như sự thay đổi chính sách kế toán ảnh điểm của quy mô của từng DN mà họ có hưởng như thế nào đến các khoản mục thể đều chỉnh tăng hoặc điều chỉnh giảm. doanh thu, chi phí, lợi nhuận để tránh khả Nghiên cứu này cung cấp thông tin tham năng nhà quản trị lợi dụng việc thay đổi khảo cho các nhà đầu tư, nhà đầu tư tiềm chính sách kế toán nhằm thao túng lợi năng căn cứ xác định rủi ro khi DN quan nhuận, xem xét các chi phí mang tính chất tâm có dấu hiệu sử dụng hành vi điều ước tính như chi phí trả trước, chi phí trích chỉnh lợi nhuận nhằm làm ảnh hưởng trước, cơ sở lựa chọn số kỳ phân bổ, số kỳ thông tin trên BCTC. trích trước cũng hết sức quan trọng, NĐT cần tìm hiểu kỹ. Bên cạnh đó NĐT cá nhân 6.2. Giải pháp nhằm nâng cao hiệu cũng cần tránh tâm lý bầy đàn chạy theo quả sử dụng thông tin cho các thành số đông mà bỏ qua các nguy cơ có thể có phần tham gia thị trường chứng trong các BCTC, hay kỳ vọng sai vào một khoán chứng khoán nhất định. Thứ nhất, để đảm bảo lợi ích lâu dài Thứ ba, đối với kiểm toán viên và các tránh sự hấp dẫn của lợi ích ngắn hạn trước công ty kiểm toán độc lập, việc kiểm toán mắt, các DN niêm yết cần nâng cao nhận BCTC cần chú trọng đến tính trung thực thức hơn nữa về vai trò cung cấp thông tin của thông tin trên BCTC đặc biệt là chỉ kế toán minh bạch, trung thực cho NĐT. tiêu liên quan đến lợi nhuận bên cạnh việc DN cần siết chặt hệ thống kiểm soát nội bộ xem xét tính tuân thủ chuẩn mực kế toán nhằm phát hiện những điểm sai sót và bất của các DN, đi sâu xem xét đến các ước hợp lí trong BCTC. Ngoài ra, những người tính kế toán. Áp dụng kết hợp nhiều biện trực tiếp kí BCTC như Kế toán trưởng, pháp trong quá trình kiểm tra các ước tính giám đốc phải có đủ trình độ và đạo đức kế toán. nghề nghiệp. Thứ tư, Bộ Tài Chính cần tiếp tục hoàn Thứ hai, để có được quyết định đầu tư thiện hệ thống chuẩn mực kế toán Việt đúng đắn, nhằm giảm thiểu rủi ro, bản thân Nam theo hướng coi trọng các ước tính kế NĐT cần trang bị đầy đủ những kiến thức toán để lập BCTC vì tuy nguy cơ vận dụng 172
15. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 các ước tính kế toán để thực hiện hành vi trên TTCK Việt Nam, Luận văn thạc sĩ. điều chỉnh lợi nhuận là hiện hữu nhưng Đại học Đà Nẵng. không vì thế mà bỏ qua những lợi ích mà 5. Jones, J,1991. Earnings ước tính kế toán mang lại. Mà theo đó, cần Management During Import Relief có nhưng hướng dẫn sử dụng các ước tính Investigations, Journal of Accounting kế toán, phải có cơ sở tính toán và xác định Research, 29, 193-228. phù hợp để tránh NQT có thể vận dụng để điều chỉnh lợi nhuận theo ư muốn chủ 6. Kothari, Leone, Wasley, 2005. quan của họ. Bên cạnh đó, Bộ Tài chính Performance matched discretionary cũng cần thường xuyên bổ sung, cập nhập accual measure, Journal of accounting những chuẩn mực phù hợp với tình hình and economics, 39, 163-197. thực tế phù với với đặc điểm thị trường 7. Nguyễn Anh Hiền, Phạm Thanh Việt Nam cần có những quy định, hướng Trung, 2015. Kiểm định và nhận diện dẫn chi tiết, rõ ràng.Phát triển công tác đào mô hình nghiên cứu hành vi điều chỉnh tạo kế toán, kiểm toán, thành lập các tổ lợi nhuận của các DN niêm yết tại Việt chức độc lập, chuyên nghiệp về kế toán, Nam. Tạp chí Phát triển KH và CN, 18 kiểm toán, tương tác hỗ trợ với nhà nước (Q3), 7-13. phát hiện sai phạm trong lĩnh vực kế toán, kiểm toán. 8. Nguyễn Thị Phương Hồng, 2016. Các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng TÀI LIỆU THAM KHẢO báo cáo tài chính của công ty niêm yết 1. Ajinkya, B., Bhojraj, S., & trên thị trường chứng khoán – bằng Sengupta, P, 2005. The association chứng thực nghiệm tại Việt Nam, Luận between outside director, institutional án tiến sỹ, Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí investors and the properties of earnings Minh. forecasts. Journal of Accounting 9. Nguyễn Thị Phương Hồng, 2016. Research, 43, 343- 376. Các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng 2. Dechow, R., Sloan, G., and báo cáo tài chính của công ty niêm yết Sweeney, A., P, 1995. Detecting trên thị trường chứng khoán – bằng earnings management, The Accounting chứng thực nghiệm tại Việt Nam, Luận Review,70 (2), 193-225. án tiến sỹ, Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh. 3. Hoàng Khánh, Trần Thị Thu Hiền, 2015. Phát hiện sai phạm BCTC 10. Nguyễn Thị Phương Loan, của các DN xây dựng niêm yết, Tạp chí Nguyễn Minh Thao, 2016. Nhận diện Kinh tế Phát triển, 218, 42-29. việc quản trị lợi nhuận thực tế của các DN niêm yết trên thị trường chứng 4. Huỳnh Thị Vân, 2012. Nghiên khoán Việt Nam, Tạp chí Phát triển cứu hành vi điều chỉnh lợi nhuận ở các Khoa học và công nghệ, 19 (Q4), 81-93. DN cổ phần trong năm đầu niêm yết 173
16. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 11. Nguyễn Thị Toàn, 2016. Các đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận của nhân tố ảnh hưởng đến hành vi quản trị các công ty niêm yết trong trường hợp lợi nhuận – Nghiên cứu tại các công ty có phát hành thêm cổ phiếu, Luận văn niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán thạc sĩ Quản trị kinh doanh, Đại học Đà Hà Nội, Luận văn Thạc sỹ Đại học Kinh Nẵng. tế TP. Hồ Chí Minh. 18. Phan Thị Thùy Dương, 2013. Sử 12. Nguyễn Trần Nguyên Trân, dụng mô hình Jones để nhận diện điều 2014. Nghiên cứu về sai sót BCTC của chỉnh lợi nhuận: Trường hợp các DN các DN niêm yết trên TTCK Việt Nam, niêm yết ở HOSE phát hành thêm cổ Luận án Tiến sĩ, Đại học Đà Nẵng. phiếu năm 2013, Luận văn thạc sĩ. Đại 13. Phạm Thị Bích Vân, 2012. Mô học Đà Nẵng. hình nhận diện hành vi điều chỉnh lợi 19. Ronen J., Yaari V., 2008, nhuận của các DN niêm yết trên sàn Earning management Emerging chứng khoán Hà Nội, Tạp chí Ngân insights in theory, practices and hàng (số 9) tháng (5/2012). research. Springer. 14. Phạm Thị Bích Vân, 2017. Điều 20. Schipper K, P,1989. chỉnh lợi nhuận khi phát hành thêm cổ Commentary on Earnings Management, phiếu của các công ty niêm yết trên Accounting Horizons, 3, 91-102. TTCK Việt Nam, Luận án tiến sĩ kế 21. Trần Thị Mỹ Tú, 2014. Phân tích toán, Đại học Đà Nẵng. các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi quản 15. Phạm Thị Bích Vân, 2011. trị lợi nhuận trên báo cáo tài chính tại Nghiên cứu ảnh hưởng của thuế TNDN các công ty niêm yết trên HOSE, Luận đến sự lựa chọn chính sách kế toán của văn Thạc sĩ, Đại học Kinh tế TP. Hồ các DN trên địa bàn TP Đà Nẵng, Luận Chí Minh. văn thạc sĩ. Đại học Đà Nẵng. 22. Võ Văn Nhị, Hoàng Cẩm Trang, 16. Phạm Thị Bích Vân, 2013. Các 2013. Hành vi điều chỉnh lợi nhuận và cách đo lường sự trung thực của chỉ tiêu nguy cơ phá sản của các công ty niêm lợi nhuận, DN với ngân hàng số 01- yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. 2013. Hồ Chí Minh, Tạp chí Nghiên cứu Kinh 17. Phan Nguyễn Thùy Uyên, 2015. tế và Kinh doanh Châu Á, 276, 48-57. Các nhân tố quản trị công ty ảnh hưởng 174
17. Tạp chí Nghiên cứu khoa học và Phát triển kinh tế Trường Đại học Tây Đô Số 09 - 2020 STUDYING PROFIT MANAGEMENT BEHAVIOR BASED ON FINANCIAL REPORTS OF ENTERPRISES LISTED ON THE VIETNAM STOCK MARKET Dinh Cong Hien*, Tran Kieu Nga, Nguyen Thien Phong, Vo Hong Hanh and Nguyen Phuong Tam Faculty of Accounting – Finance and Banking, Tay Do University (*Email: dchien@tdu.edu.vn) ABSTRACT The study was conducted to provide empirical evidence on management behavior in the financial statements of enterprises in the Fisheries sector listed on the Vietnam Stock Exchange. Data were collected from the financial statements of 15 businesses listed on the Ho Chi Minh Stock Exchange and the Hanoi Stock Exchange belong to the Fisheries sector in the period from 2012 to 2018. Tabular data estimation and mean value testing were used, to answer the question: “Whether or not the profit adjustment behavior of the are enterprises listed on Vietnam's stock market? ". Through the implementation of appropriate testing, it could be concluded: Fisheries enterprises listed on the Vietnam Stock Market all had behavior of profit adjustment with a statistical significance of 5%. Keywords: Cumulative basis, fisheries sector, profit management 175