Ảnh hưởng trình độ chuyên môn của hội đồng quản trị đến chất lượng thông tin kế toán

TÓM TẮT:

Bài nghiên cứu tìm hiểu ảnh hưởng trình độ chuyên môn của Hội đồng quản trị tới chất lượng thông tin kế toán (CLTTKT) của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Sử dụng dữ liệu các công ty phi tài chính niêm yết trên cả hai Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh và Hà Nội trong giai đoạn 2009-2018, kết quả nghiên cứu cung cấp bằng chứng về mối quan hệ tích cực giữa tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị có chuyên môn kế toán tài chính và CLTTKT.

Từ khóa: chất lượng thông tin kế toán, hội đồng quản trị, chuyên môn tài chính.

1. Đặt vấn đề

Sự phát triển của nền kinh tế thị trường, đặc biệt là thị trường tài chính, đòi hỏi các thông tin kế toán được trình bày trên báo cáo tài chính (BCTC) phải đảm bảo chất lượng, bởi các thông tin này là một trong những cơ sở quan trọng nhất để nhà đầu tư có thể phân tích được năng lực tài chính của doanh nghiệp, từ đó đưa ra các quyết định đầu tư. Tuy nhiên, trên thực tế, trong suốt 20 năm hoạt động và phát triển, đã có không ít những sai sót nghiêm trọng trên BCTC của các doanh nghiệp niêm yết. Điều này không chỉ ảnh hưởng tới lợi ích của cổ đông các công ty nói trên, mà còn nghiêm trọng hơn là làm mất niềm tin từ các nhà đầu tư, từ đó dẫn tới sự rời bỏ thị trường. Nguyên nhân của hiện tượng suy giảm CLTTKT xuất phát từ nhiều yếu tố chủ quan và khách quan.

Một trong những khía cạnh được các nhà khoa học quan tâm và lý giải đến từ vấn đề người đại diện và tính bất cân xứng thông tin. Ở vị thế là người hùn vốn, cũng là người hưởng lợi cuối cùng tại công ty, tuy vậy các cổ đông lại là người bị động trong việc tiếp nhận thông tin kế toán do BCTC được cung cấp bởi BGĐ. Nghiên cứu của Loebbecke và cộng sự (1989) đã chỉ ra việc giám sát hoạt động của BGĐ không hữu hiệu là nguyên nhân dẫn đễn CLTTKT thấp. Do vậy, quản trị doanh nghiệp được coi là một trong những giải pháp hiệu quả cho vấn đề nâng cao CLTTKT. Các nhà khoa học tin rằng, HĐQT có năng lực chuyên môn tốt sẽ nâng cao hiệu quả quản trị, qua đó giúp nâng cao CLTTKT.

Trong bài viết này, tác giả nghiên cứu vấn đề ảnh hưởng của trình độ chuyên môn HĐQT trên ba khía cạnh là chuyên môn kế toán tài chính, chuyên môn về quản trị và chuyên môn về luật tới CLTTKT. Trong đó, CLTTKT được đo lường bằng thước đo quản trị lợi nhuận. Sử dụng dữ liệu từ BCTC của các công ty niêm yết từ những năm 2009 - 2018, kết quả nghiên cứu cho thấy, việc các thành viên HĐQT có chuyên môn về kế toán tài chính có tác động tích cực lên CLTTKT.

2. Khung lý thuyết

CLTTKT là khái niệm gắn liền với tính hữu ích của thông tin đối với người sử dụng (Azar và cộng sự, 2019). Mặt khác, theo Tổ chức tiêu chuẩn hóa quốc tế (ISO) ISO 9000:2005, chất lượng là mức độ của một tập hợp các đặc tính vốn có đáp ứng các yêu cầu. Do đó, có thể hiểu, CLTTKT thể hiện mức độ tập hợp các đặc tính của thông tin kế toán đáp ứng yêu cầu của người sử dụng thông tin. Theo Chuẩn mực kế toán Việt Nam số 01, thông tin kế toán phải đảm bảo yêu cầu về tính trung thực, khách quan, đầy đủ, kịp thời, dễ hiểu và có thể so sánh, trong đó yêu cầu về tính trung thực được coi là yêu cầu mang tính nền tảng, trong đó đã bao hàm yêu cầu khách quan. Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng đặc tính trung thực để phản ánh CLTTKT. Mặt khác, theo Botosan (2004), việc đo lường một cách trực tiếp tính trung thực thông qua BCTC gặp rất nhiều khó khăn. Các nghiên cứu liên quan tới tính trình bày trung thực thường được thực hiện gián tiếp thông qua khái niệm quản trị lợi nhuận. Quản trị lợi nhuận xảy ra khi nhà quản trị can thiệp vào việc ghi nhận thông tin tài chính hay cấu trúc lại những giao dịch mua bán thông thường để thay đổi con số cuối cùng trên BCTC, nhằm làm sai lệch kì vọng của cổ đông vào tình trạng kinh tế thực sự của công ty hoặc tác động tích cực lên kết quả đàm phán các hợp đồng dựa vào số liệu kế toán được công bố (Healy và Wahlen, 1999). Theo đó, BCTC có hiện tượng quản trị lợi nhuận thể hiện CLTTKT thấp.

BCTC đảm bảo tính trung thực được coi là cơ sở cho việc đưa ra quyết định của người sử dụng thông tin, đặc biệt là với cổ đông. Ở các tập đoàn lớn, hay các công ty niêm yết, việc các cổ đông trực tiếp giám sát các hoạt động quản lý là điều khó có thể xảy ra. Do đó, họ bầu chọn HĐQT làm đại diện để bảo vệ tài sản của công ty khỏi hành vi của những nhà quản lý cơ hội. HĐQT là trung gian giữa chủ sở hữu và BGĐ để đảm bảo hành động của BGĐ gắn liền với lợi ích của cổ đông. Nhằm tìm kiếm bằng chứng về ảnh hưởng của trình độ chuyên môn thành viên HĐQT lên CLTTKT, bài viết tập trung trên 3 góc độ là chuyên môn tài chính kế toán, chuyên môn quản trị và chuyên môn luật.

Chuyên môn tài chính kế toán: Chất lượng giám sát của HĐQT phụ thuộc vào năng lực chuyên môn của người tham gia giám sát. Các nhà nghiên cứu tin rằng HĐQT có các thành viên có chuyên môn trong lĩnh vực tài chính có khả năng phát hiện các hành vi quản trị lợi nhuận của BGĐ nhờ vào những am hiểu của mình (Xie và cộng sự, 2003) và do đó làm tăng chất lượng BCTC (Qinghua và cộng sự, 2007). Các phát hiện của Agrawal và Chadha (2005) khi nghiên cứu về các công ty Hoa Kỳ đã nêu bật tầm quan trọng kiến thức kế toán của các thành viên HĐQT không điều hành trong việc giảm khả năng phải điều chỉnh BCTC. Từ đó, tác giả đưa ra giả thuyết:

Giả thuyết H1: Doanh nghiệp có tỷ lệ thành viên HĐQT có chuyên môn về tài chính kế toán càng cao thì CLTTKT càng tăng.

Chuyên môn về quản trị: Việc thiết lập cơ chế quản lý, giám sát cũng như triển khai thực hiện hệ thống kiểm soát này tại doanh nghiệp đòi hỏi những người thực hiện cần có kiến thức tốt về quản trị. Từ đó, tác giả đưa ra giả thuyết:

Giả thuyết H2: Doanh nghiệp có tỷ lệ thành viên HĐQT có chuyên môn về quản trị càng cao thì CLTTKT càng tăng.

Chuyên môn về luật: Các thành viên HĐQT có chuyên môn về luật là những người hiểu biết về các trách nhiệm pháp lý có thể phát sinh từ thông tin chất lượng kém. Mặt khác, việc có hiểu biết về luật sẽ giúp họ có thể hiểu hơn về các vấn đề phát sinh liên quan đến pháp lý, từ đó xây dựng, tổ chức và giám sát hoạt động của BGĐ nói riêng và toàn doanh nghiệp, đảm bảo đúng theo quy định của pháp luật. Theo Krishnan và cộng sự (2011), việc các thành viên có chuyên môn luật có tác động tích cực đến CLTTKT trên BCTC. Từ đó, tác giả đưa ra giả thuyết:

Giả thuyết H3: Doanh nghiệp có tỷ lệ thành viên HĐQT có chuyên môn về luật càng cao thì CLTTKT càng tăng.

3. Phương pháp nghiên cứu

Để nghiên cứu về tác động của trình độ chuyên môn HĐQT đến CLTTKT, tác giả tiến hành thiết kế mô hình hồi quy như sau:

AIQit = a0 + a1FA_EXPERTISEit + a2MA_EXPERTISEit + a3LAW_EXPERTISEit + a4Controlit + eit (1)

Trong đó: AIQ là CLTTKT; control là biến kiểm soát; a0, a1, a2, a3, a4 là các hệ số hồi quy; eit là hạng nhiễu.

3.1. Đo lường biến phụ thuộc: CLTTKT

Nghiên cứu sử dụng thước đo quản trị lợi nhuận trên cơ sở dồn tích để đo lường CLTTKT trong mối quan hệ ngược chiều. Theo đó,

CLTTKT được đánh giá tốt khi doanh nghiệp hạn chế hiện tượng quản trị lợi nhuận. Trong đó, mức độ quản trị lợi nhuận trên cơ sở dồn tích được xác định bằng giá trị tuyệt đối của các khoản dồn tích bất thường. Cụ thể:

3.1.1. Đo lường quản trị lợi nhuận bằng cách tính các khoản dồn tích bất thường theo mô hình Jones (1991)

Nghiên cứu của Jones (1991) được coi là nghiên cứu nền tảng trong việc xác định dồn tích bất thường, là cơ sở làm thước đo mức độ thao túng lợi nhuận (Jones, 1991; Becker và cộng sự,1998). Theo đó, các khoản dồn tích được chia thành 2 phần: phần dồn tích cần thiết và phần dồn tích bất thường.

TAi,t = NDAi,t + DAi,t (2)

Trong đó: TAi,t là tổng các khoản dồn tích; NDAi,t là khoản dồn tích cần thiết; DAi,t là khoản dồn tích bất thường.

Tổng các khoản dồn tích được hiểu là chênh lệch giữa thu nhập và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh, theo Becker (1998), tính như sau:

TAi,t = (NOPi,t - CFOi,t)/Asseti,t-1 (3)

Trong đó: TAi,t là tổng các khoản dồn tích của doanh nghiệp i vào năm t; NOPi,t là lợi nhuận thuần từ hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp i năm t; CFOi,t là dòng tiền từ hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp i vào năm t.

Như vậy, để xác định được các khoản dồn tích bất thường (DA), cần tính được giá trị của các khoản dồn tích cần thiết (NDA). Jones (1991) cho rằng, khối lượng đầu tư tăng bắt buộc kéo theo tài sản vận hành tăng, do vậy làm tăng các khoản dồn tích, đây là khoản dồn tích cần thiết. Vì vậy, tổng các khoản dồn tích tùy thuộc vào tài sản cố định và sự thay đổi doanh thu, như trong mô hình 4:

Trong đó: TAi,t là tổng các khoản dồn tích được tính bởi công thức (3); Asseti,t-1 là tài sản đầu kỳ; DREVi,t là thay đổi doanh thu; PPEi,t là tổng tài sản cố định.

Mô hình Jones (1991) được ước lượng với các doanh nghiệp trong cùng ngành và cùng năm. Phần giá trị sai số ngẫu nhiên eit thể hiện chênh lệch giữa tổng các khoản dồn tích với các khoản dồn tích cần thiết, chính là các khoản dồn tích bất thường. Vì quản trị lợi nhuận là hành vi điều chỉnh lợi nhuận nên việc điều chỉnh tăng hay giảm, đồng nghĩa với biến dồn tích có thể mang giá trị âm hay dương, đều thể hiện sự can thiệp điều chỉnh lên BCTC. Do vậy, giá trị tuyệt đối của các khoản dồn tích bất thường được tính từ (4) (ký hiệu là AIQ_1) là thước đo phù hợp được sử dụng đo lường quản trị lợi nhuận.

3.1.2. Đo lường quản trị lợi nhuận bằng cách tính các khoản dồn tích bất thường theo mô hình Jones điều chỉnh của Dechow và cộng sự (1995)

So với mô hình của Jone (1991), Dechow và cộng sự (1995) đề xuất mô hình điều chỉnh bằng cách bổ sung phần tăng giảm các khoản phải thu so với mô hình (4), sau đó ước lượng các khoản dồn tích bất thường (AIQ_2) tương tự.

Trong đó: TAi,t là tổng các khoản dồn tích được tính bởi công thức (3); Asseti,t-1 là tài sản đầu kỳ; DREVi,t là thay đổi doanh thu; DRECi,t là thay đổi các khoản nợ phải thu; PPEi,t là tổng tài sản cố định.

3.1.3. Đo lường quản trị lợi nhuận bằng cách tính các khoản dồn tích bất thường theo mô hình Jones điều chỉnh của Kothari và cộng sự (2005)

Kothari và cộng sự (2005) cho rằng để ước lượng các khoản dồn tích tin cậy hơn cần kiểm soát hoạt động của doanh nghiệp nên đã đề xuất đưa biến ROA vào mô hình Dechow và cộng sự (1995). Sau đó, việc xác định các khoản dồn tích bất thường (AIQ_3) được thực hiện tương tự trong nghiên cứu của Jones (1991).

Trong đó: TAi,t: là tổng các khoản dồn tích được tính bởi công thức (3); Asseti,t-1 là tài sản đầu kỳ; DREVi,t là thay đổi doanh thu; DRECi,t là thay đổi các khoản nợ phải thu; PPEi,t là tổng tài sản cố định; ROAi,t là tỉ suất lợi nhuận trên tổng tài sản của doanh nghiệp.

Như vậy, từ việc hồi quy 3 mô hình (4), (5), (6), các khoản dồn tích bất thường AIQ_1, AIQ_2, AIQ_3 được ước lượng, đo lường cho quản trị lợi nhuận. Quản trị lợi nhuận tương quan nghịch chiều với CLTTKT, do vậy AIQ_1, AIQ_2, AIQ_3 càng thấp, càng thể hiện doanh nghiệp có CLTTKT tốt.

3.2. Đo lường biến độc lập chính

FA_EXPERTISE - chuyên môn kế toán tài chính: được tính bằng tỷ lệ giữa số thành viên thuộc HĐQT có chuyên môn kế toán tài chính và tổng số thành viên của HĐQT;

MA_EXPERTISE - chuyên môn quản trị: được tính bằng tỷ lệ giữa số thành viên thuộc HĐQT có chuyên môn quản trị và tổng số thành viên của HĐQT;

LAW_EXPERTISE - chuyên môn luật: được tính bằng tỷ lệ giữa số thành viên thuộc HĐQT có chuyên môn luật và tổng số thành viên của HĐQT.

3.3. Đo lường biến kiểm soát

Nghiên cứu sử dụng 2 biến giả ngành (INDCODE) và năm (YEAR) để kiểm soát hiệu ứng cố định theo ngành và năm. Ngoài ra, nghiên cứu còn sử dụng một số biến để làm biến kiểm soát trong mô hình, như: dòng tiền hoạt động (CFOA = dòng tiền hoạt động/tổng tài sản của doanh nghiệp đầu kỳ), biến giả thể hiện thua lỗ trong hoạt động kinh doanh (LOSS - nhận giá trị 1 khi lợi nhuận 2 năm trước nhỏ hơn 0, và bằng 0 nếu ngược lại), quy mô doanh nghiệp (SIZE = logarit tự nhiên của tổng tài sản), đòn bẩy tài chính (LEV = tổng nợ/tổng tài sản), hiệu quả sinh lời (ROA = lợi nhuận sau thuế/tổng tài sản).

3.4. Dữ liệu nghiên cứu

Mẫu dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu này gồm các công ty niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh và Hà Nội trong giai đoạn 2009-2018, không bao gồm các định chế tài chính. Dữ liệu về tài chính được cung cấp bởi Stoxplus. Dữ liệu về các liên quan đến trình độ chuyên môn được tác giả thu thập từ báo cáo thường niên của các doanh nghiệp niêm yết. Trong quá trình xử lí dữ liệu, nghiên cứu loại bỏ một số quan sát có giá trị bất thường của các biến tài chính đưa vào mô hình bằng phương thức loại bỏ 5% giá trị lớn nhất và nhỏ nhất.

3.5. Phương pháp hồi quy

Nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy OLS kết hợp cố định hiệu ứng ngành và năm với tùy chọn Robust nhằm thận trọng với hiện tượng phương sai thay đổi.

4. Kết quả nghiên cứu

Bảng 1. Ma trận tương quan giữa các biến

Nguồn: Tác giả tổng hợp dữ liệu

Bảng 1, ma trận tương quan cho thấy các cặp biến độc lập có tương quan thấp, hiện tượng đa cộng tuyến được kết luận là không đáng lo ngại.

Bảng 2 trình bày kết quả hồi quy hồi quy mô hình (1)

Bảng 2. Kết quả hồi quy

Nguồn: Tác giả tổng hợp dữ liệu

Kết quả nghiên cứu cho thấy biến FA_EXPERTISE có ý nghĩa thống kê mạnh ở mức 1% trong cả 3 mô hình đo lường CLTTKT, thể hiện mối tương quan ngược chiều của đặc điểm về chuyên môn kế toán tài chính HĐQT với hành vi quản trị lợi nhuận. Điều này hàm ý các công ty có càng nhiều thành viên HĐQT có chuyên môn về kế toán tài chính CLTTKT càng cao, như vậy giả thuyết H1 được chấp nhận.

Việc càng có nhiều thành viên trong HĐQT có chuyên môn trong lĩnh vực kế toán tài chính được kỳ vọng sẽ tăng cường khả năng ngăn ngừa, phát hiện hành vi điều chỉnh số liệu thông tin kế toán của nhà điều hành để qua mặt cổ đông khi công ty có những vấn đề trong hoạt động kinh doanh. Nói cách khác, việc HĐQT có chuyên môn kế toán tài chính sẽ phát huy hiệu quả chức năng giám sát của HĐQT, hạn chế cơ hội phát sinh sai sót trên thông tin kế toán, qua đó giúp đảm bảo CLTTKT tại đơn vị.

Tuy nhiên nghiên cứu không tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ về tỷ lệ thành viên HĐQT có chuyên môn trong lĩnh vực quản trị và luật với CLTTKT. Điều này được lý giải bởi cách đo lường

CLTTKT thông qua quản trị lợi nhuận trên cơ sở dồn tích được thực hiện bằng thay đổi phương pháp kế toán hoặc phương pháp ước lượng khi thể hiện một giao dịch trên BCTC (Zang, 2011) như thay đổi ước tính dự phòng, thay đổi cách tính giá hàng xuất kho,… từ đó làm thay đổi lợi nhuận kế toán mà không có dòng tiền trực tiếp. Bởi vậy, các thành viên HĐQT có chuyên môn trong lĩnh vực kế toán tài chính sẽ am hiểu hơn trong việc phát hiện các điều chỉnh kế toán này so với các thành viên có chuyên môn tập trung vào quản trị và luật.

5. Kết luận

Bài viết nghiên cứu ảnh hưởng của trình độ chuyên môn HĐQT đến CLTTKT, được đo lường thông qua mô hình đo lường mức độ quản trị lợi nhuận trên cơ sở dồn tích của Jones (1991), Dechow và cộng sự (1995), Kothari và cộng sự (2005). Kết quả nghiên cứu đã cung cấp bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ tích cực giữa tỷ lệ thành viên HĐQT có chuyên môn về kế toán tài chính với CLTTKT. Kết quả là cơ sở đề xuất khuyến nghị đối với các doanh nghiệp, đặc biệt là với các cổ đông khi lựa chọn thành viên. Đối với nhà đầu tư, kết quả nghiên cứu gợi ý về dấu hiệu nhận biết các cổ phiếu có thông tin thiếu chất lượng, bởi các quyết định dựa trên thông tin như vậy sẽ gây thiệt hại cho nhà đầu tư.

TÀI LIỆU THAM KHẢO:

Agrawal, A. and Chadha, S. (2005). Corporate governance and accounting scandals.

The Journal of Law and Economics

, 48(2), 371-406.

Azar, N., Zakaria, Z. and Sulaiman, N.A. (2019). The Quality of Accounting Information: Relevance or Value-Relevance?

Asian Journal of Accounting Perspectives

, 12(1), 1-21.

Botosan, C.A., (2004). Discussion of a framework for the analysis of firm risk communication.

The International Journal of Accounting

, 39(3), 289-295.

Bộ Tài chính, (2002),

Chuẩn mực Kế toán số 01

.

Dechow, P.M., Sloan, R.G. and Sweeney, A.P. (1995). Detecting earnings management.

Accounting Review

, 193-225.

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.

Jones, J.J. (1991). Earnings management during import relief investigations. Journal of Accounting Research, 29(2), 193-228.

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.

Krishnan, J., Wen, Y. and Zhao, W. (2011). Legal expertise on corporate audit committees and financial reporting quality.

The Accounting Review

, 86(6), 2099-2130.

Loebbecke, J.K., Eining, M.M. and Willingham, J.J. (1989). Auditors’ experience with material irregularities: Frequency, nature, and detectability.

Auditing: A Journal of Practice & Theory

, 9(1), 1-28.

Qinghua, W.U., Pingxin, W.A.N.G. and Junming, Y.I.N. (2007). Audit committee, board characteristics and quality of fi nancial reporting: An empirical research on Chinese securities market.

Frontiers of Business Research in China

, 1(3), 385-400.

Xie B, Davidson III WN, DaDalt PJ. (2003). Earnings management and corporate governance: The role of the board and the audit committee.

Journal of Corporate Finance

, 9(3), 295-316.

Zang, A.Y. (2012). Evidence on the trade-off between real activities manipulation and accrual-based earnings management.

The Accounting Review

, 87(2), 675-703.

THE CORRELATION BETWEEN THE BOARD

OF DIRECTORS’ EXPERTISE ON FINANCE

AND THE ACCOUNTING INFORMATION QUALITY

• Master. NGUYEN THI MAI ANH

Department of Professional Instruction

Foreign Trade University - Ho Chi Minh City Campus

ABSTRACT:

This study examines the impact of Board of Directors’ expertise on the accounting information quality of Vietnamese listed firms. By analyzing data of listed non-financial firms listed on the Hanoi Stock Exchange and the Ho Chi Minh City Stock Exchange from 2009 to 2017, the study finds out that there is a positive correlation between the Board of Directors’ expertise on finance and the accounting information quality in listed firms.

Keywords: accounting information quality, Board of Directors, financial expertise.

[Tạp chí Công Thương - Các kết quả nghiên cứu khoa học và ứng dụng công nghệ, Số 3, tháng 2 năm 2021]