Ảnh hưởng của hành vi quản trị lợi nhuận thực đến hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp niêm yết

1. Giới thiệu

HQTC là chỉ tiêu quan trọng phản ánh mức độ thành công của DN trong việc quản lý và sử dụng nguồn lực nhằm tạo ra lợi nhuận và giá trị cho cổ đông. Thông tin về HQTC đóng vai trò thiết yếu đối với nhà quản trị, nhà đầu tư và các bên liên quan trong quá trình ra quyết định tài chính và đầu tư. Theo Mohamud (2018), HQTC không chỉ phản ánh kết quả kinh doanh, mà còn thể hiện chất lượng quản trị và hiệu quả kiểm soát nội bộ của DN. Trong bối cảnh áp lực đạt được các mục tiêu tài chính ngày càng gia tăng, nhà quản lý có động cơ thực hiện các hành vi quản trị lợi nhuận nhằm tác động đến kết quả tài chính được báo cáo.

Quản trị lợi nhuận có thể được thực hiện thông qua quản trị lợi nhuận dồn tích (accrual-based earnings management – AEM) và quản trị lợi nhuận thực (real earnings management – REM). So với AEM, REM được thực hiện thông qua các quyết định kinh doanh thực tế và thường được che giấu dưới dạng các giao dịch thông thường, do đó khó bị phát hiện và ít chịu sự giám sát trực tiếp hơn (Cohen và Zarowin, 2010). Điều này làm gia tăng lo ngại về xu hướng nhà quản lý chuyển từ AEM sang REM để đạt được các mục tiêu báo cáo tài chính (Huang và cộng sự, 2020).

Mối quan hệ giữa REM và HQTC đã được nhiều nghiên cứu quốc tế xem xét, song kết quả thực nghiệm vẫn chưa thống nhất. Một số nghiên cứu cho rằng REM có thể cải thiện HQTC trong ngắn hạn, giúp DN đáp ứng kỳ vọng thị trường, tránh vi phạm các ràng buộc tài chính và cải thiện định giá (Cohen và Zarowin, 2010; Gunny, 2010; Lim và Mali, 2023). Ngược lại, nhiều bằng chứng khác cho thấy REM làm suy giảm hiệu quả và tính bền vững tài chính trong dài hạn do gây méo mó các quyết định kinh doanh, đồng thời làm gia tăng rủi ro về danh tiếng, tuân thủ và niềm tin của nhà đầu tư (Zang, 2012; Zimon và cộng sự, 2021; Dechow và cộng sự, 2012; Habib, 2024).

Tại Việt Nam, các nghiên cứu về quản trị lợi nhuận chủ yếu tập trung vào AEM, trong khi bằng chứng thực nghiệm về REM còn hạn chế, đặc biệt trong bối cảnh thị trường mới nổi với cơ chế giám sát và thực thi pháp lý đang hoàn thiện. Khoảng trống này cho thấy sự cần thiết phải kiểm định một cách hệ thống mối quan hệ giữa REM và HQTC tại các DN niêm yết Việt Nam.

Trên cơ sở đó, nghiên cứu này được thực hiện nhằm ba mục tiêu chính: (i) kiểm định ảnh hưởng của REM đến HQTC của các DN niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2020 – 2024; (ii) đánh giá mức độ nhất quán của mối quan hệ này thông qua các phương pháp ước lượng OLS, FE, RE và FGLS; và (iii) đề xuất các hàm ý quản trị và chính sách phù hợp nhằm góp phần nâng cao HQTC DN.

2. Cơ sở lý thuyết và giả thuyết nghiên cứu

2.1. Cơ sở lý thuyết

REM được hiểu là hành vi nhà quản lý điều chỉnh các quyết định kinh doanh thực tế nhằm tác động đến thu nhập được báo cáo, chẳng hạn như gia tăng chiết khấu bán hàng, sản xuất vượt mức cần thiết hoặc trì hoãn các khoản chi tiêu tùy ý để đạt được các mục tiêu báo cáo tài chính (Roychowdhury, 2006; Cohen và Zarowin, 2010). Trong khi đó, HQTC phản ánh mức độ “sức khỏe” tài chính của DN, thể hiện khả năng tạo lợi nhuận từ việc sử dụng tài sản và nguồn lực, và thường được đo lường dựa trên cả thông tin kế toán và thông tin thị trường (Mwangi và Murigu, 2015; Fatihudin, 2018).

Lý thuyết đại diện cung cấp khuôn khổ nền tảng để giải thích mối quan hệ giữa REM và HQTC. Theo Jensen và Meckling (1976), sự tách biệt giữa quyền sở hữu và quyền quản lý tạo ra xung đột lợi ích, khiến nhà quản lý có động cơ theo đuổi lợi ích cá nhân thay vì tối đa hóa giá trị DN cho cổ đông. Trong bối cảnh này, REM có thể được xem là một dạng hành vi cơ hội, trong đó nhà quản lý ưu tiên cải thiện kết quả tài chính ngắn hạn thông qua việc điều chỉnh các hoạt động kinh doanh, bất chấp những hệ quả tiêu cực tiềm ẩn đối với hiệu quả và giá trị DN trong dài hạn. Do đó, dưới góc độ lý thuyết đại diện, REM được kỳ vọng làm suy giảm HQTC của DN.

Bên cạnh đó, lý thuyết tín hiệu cũng đóng vai trò quan trọng trong việc lý giải hành vi REM. Do nhà quản lý nắm giữ thông tin nội bộ chi tiết hơn so với các cổ đông và nhà đầu tư bên ngoài, tình trạng bất cân xứng thông tin tạo điều kiện để họ phát đi các tín hiệu có lợi cho bản thân thông qua việc điều chỉnh lợi nhuận được báo cáo. Tuy nhiên, các tín hiệu này có thể không phản ánh đúng thực trạng hoạt động của DN, từ đó gây hiểu lầm cho thị trường và làm sai lệch các quyết định đầu tư.

Việc kết hợp lý thuyết đại diện và lý thuyết tín hiệu cho thấy REM là kết quả của sự khai thác lợi thế thông tin trong bối cảnh giám sát không hoàn hảo. Các hành vi REM không chỉ làm suy giảm độ tin cậy của báo cáo tài chính, mà còn dẫn đến phân bổ nguồn lực kém hiệu quả và làm giảm lợi nhuận thực của DN (Roychowdhury, 2006). Hơn nữa, các biện pháp như cắt giảm chi phí nghiên cứu – phát triển hoặc chi phí marketing để thực hiện REM có thể làm suy giảm năng lực đổi mới, năng suất lao động và mức độ hài lòng của khách hàng, qua đó xói mòn HQTC của DN theo thời gian (Gunny, 2010).

2.2. Giả thuyết nghiên cứu

Các nghiên cứu trước đây đã xem xét mối quan hệ giữa REM và HQTC của DN, tuy nhiên kết quả thực nghiệm vẫn còn thiếu sự đồng thuận. Một số nghiên cứu cho rằng REM làm suy giảm HQTC do gây méo mó các quyết định kinh doanh và làm gia tăng rủi ro đối với DN. Chẳng hạn, Oreshile và Adeneye (2025), khi thực nghiệm tại 12 quốc gia châu Phi, cho thấy các DN tham gia vào REM phải đối mặt với sự suy giảm HQTC và các phản ứng bất lợi từ chủ nợ và nhà đầu tư trong cả ngắn hạn và dài hạn. Tương tự, Habib (2024) cũng tìm thấy bằng chứng về tác động tiêu cực của REM đến HQTC tại Hoa Kỳ.

Ngược lại, một số nghiên cứu khác lại cho rằng REM không nhất thiết mang tính cơ hội và có thể cải thiện HQTC trong những bối cảnh nhất định. Lim và Mali (2023), khi nghiên cứu tại Hàn Quốc, cho rằng REM có tác động tích cực đến HQTC và phản ánh chiến lược điều chỉnh linh hoạt của nhà quản lý. Đồng quan điểm này, Nguyễn Vĩnh Khương và cộng sự (2019) cho rằng, tại Việt Nam, REM chủ yếu xuất phát từ động cơ cải thiện hình ảnh tài chính trong ngắn hạn hơn là nhằm trục lợi cá nhân. Bên cạnh đó, Abner và Ferer (2019), khi thực nghiệm tại Philippines, không tìm thấy bằng chứng rõ ràng về mối quan hệ tiêu cực giữa REM và HQTC.

Những kết quả trái chiều trên cho thấy tác động của REM đến HQTC phụ thuộc mạnh vào bối cảnh thể chế, mức độ phát triển của thị trường và cách thức đo lường HQTC. Trong các nghiên cứu trước, HQTC thường được đo lường thông qua các chỉ tiêu kế toán và thị trường như ROA, ROE, Tobin’s Q và PB, cho phép phản ánh cả hiệu quả hoạt động nội tại và kỳ vọng của thị trường đối với DN. Dựa trên lập luận của lý thuyết đại diện và lý thuyết tín hiệu, cùng với đặc điểm của thị trường mới nổi như Việt Nam, nghiên cứu này kỳ vọng rằng REM chủ yếu phản ánh hành vi cơ hội của nhà quản lý và có thể làm suy giảm HQTC của DN.

Trên cơ sở đó, nghiên cứu đề xuất giả thuyết sau:

=> H1: REM có tác động tiêu cực đến HQTC của DN, được đo lường thông qua ROA, ROE, Tobin’s Q và PB.

3. Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu thu thập dữ liệu của các DN phi tài chính niêm yết trên HOSE và HNX giai đoạn 2020 – 2024. Thông tin được thu thập từ báo cáo tài chính đã kiểm toán, báo cáo thường niên và giá cổ phiếu của các DN phi tài chính niêm yết trên HOSE và HNX; những trường hợp thiếu dữ liệu bị loại khỏi mẫu nghiên cứu. Sau làm sạch, bộ dữ liệu gồm 394 DN với 1.970 quan sát theo năm. Để hạn chế ảnh hưởng của ngoại lệ, tất cả biến định lượng được loại bỏ ở hai đầu phân vị 1% và 99%.

Biến phụ thuộc (HQTC - FP): được đo lường thông qua các chỉ tiêu ROA, ROE, Tobin’s Q và PB. Trong đó:

Biến độc lập (REM): được ước lượng theo nghiên cứu của Roychowdhury (2006). Cụ thể:

Bước 1: Xác định mức độ bất thường của dòng tiền từ hoạt động kinh doanh (REM_CFO) bằng phần dư của mô hình:

Bước 2: Xác định mức độ bất thường của chi phí tùy ý (REM_DISC) bằng phần dư của mô hình:

Bước 3: Xác định mức độ bất thường của chi phí sản xuất (REM_PROD) bằng phần dư của mô hình:

Trên cơ sở xem xét mức độ bất thường của ba yếu tố trên, nghiên cứu xác định mức độ REM:

REM = (-1) * REM_CFO + REM_PROD + (-1) * REM_DISC

Trong đó:

Biến kiểm soát: gồm quy mô DN (FSI, log tự nhiên tổng tài sản), kiểm toán Big4 (BIG, biến giả, nhận giá trị 1 nếu DN được kiểm toán bởi một trong bốn DN kiểm toán Big4 và 0 nếu không phải), đòn bẩy tài chính (LEV, tỷ lệ giữa tổng nợ trên tổng tài sản của DN), tăng trưởng DN (GRO, tỷ lệ tăng trưởng doanh thu), tính hữu hình của tài sản (TAN, tỷ lệ giữa tài sản cố định ròng trên tổng tài sản), tính thanh khoản (LIQ, tỷ lệ giữa tài sản ngắn hạn trên nợ ngắn hạn).

Mô hình hồi quy kiểm định tác động của REM đến HQTC gồm:

Trong đó: FPit lần lượt đại diện cho ROA, ROE, Tobin’s Q và PB của DN i tại thời điểm t. Mô hình được ước lượng bằng các phương pháp OLS, mô hình tác động cố định (FE), mô hình tác động ngẫu nhiên (RE) và phương pháp bình phương tổng quát khả thi (FGLS) nhằm đảm bảo tính nhất quán và độ tin cậy của kết quả thực nghiệm.

4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận

4.1. Thống kê mô tả

Bảng 1 trình bày các thống kê mô tả cho các biến nghiên cứu với 1.970 quan sát của các DN phi tài chính niêm yết trên HOSE và HNX trong giai đoạn 2020 – 2024. Kết quả cho thấy, HQTC của các DN trong mẫu nghiên cứu ở mức trung bình, đồng thời tồn tại sự khác biệt đáng kể giữa các DN.

Cụ thể, giá trị trung bình của ROA đạt 0,056, phản ánh khả năng sinh lợi từ tài sản ở mức tương đối thấp, trong khi độ lệch chuẩn đạt 0,072 cho thấy mức độ phân tán đáng kể giữa các DN. ROE có giá trị trung bình là 0,102 với độ biến động lớn hơn, thể hiện qua độ lệch chuẩn 0,163 và biên độ dao động rộng, từ −3,294 đến 2,270. Điều này cho thấy sự khác biệt rõ rệt về khả năng sinh lợi trên vốn chủ sở hữu, cũng như sự tồn tại của các DN gặp khó khăn tài chính trong giai đoạn nghiên cứu.

Đối với thước đo HQTC dựa trên thị trường, Tobin’s Q có giá trị trung bình là 1,204, hàm ý rằng nhìn chung thị trường định giá các DN trong mẫu cao hơn giá trị sổ sách của tài sản. Tuy nhiên, độ lệch chuẩn tương đối lớn (0,743) cùng giá trị tối đa rất cao cho thấy mức độ không đồng đều trong kỳ vọng của thị trường đối với các DN. Tương tự, chỉ số PB có giá trị trung bình là 1,445, với độ lệch chuẩn 1,437, phản ánh cách thức định giá của thị trường đối với DN có sự dao động mạnh.

Về quản trị lợi nhuận thực, chỉ số REM có giá trị trung bình âm (−0,215), cho thấy các DN trong mẫu nghiên cứu có xu hướng hạn chế sử dụng REM ở mức độ cao. Tuy nhiên, độ lệch chuẩn đạt 0,370 và khoảng biến thiên rộng từ −2,052 đến 3,449 phản ánh sự khác biệt đáng kể về mức độ tham gia REM giữa các DN, hàm ý rằng REM vẫn là một hành vi đáng chú ý trong thực tiễn quản trị.

Xét các biến kiểm soát, FSI có giá trị trung bình là 28,001, cho thấy mẫu nghiên cứu bao gồm các DN có quy mô tương đối đa dạng. BIG có giá trị trung bình là 0,316, cho thấy 31,6% các DN được kiểm toán bởi Big4. LEV đạt giá trị trung bình 0,461, phản ánh mức độ sử dụng nợ ở mức trung bình, song sự tồn tại của các DN có tỷ lệ nợ cao hơn tổng tài sản cho thấy rủi ro tài chính không đồng nhất trong mẫu. GRO có độ lệch chuẩn lớn, cho thấy sự khác biệt đáng kể về cơ hội tăng trưởng giữa các DN trong giai đoạn nghiên cứu.

Ngoài ra, TAN đạt trung bình 0,210, phản ánh mức độ đầu tư vào tài sản cố định tương đối thấp, trong khi LIQ có giá trị trung bình 2,705 nhưng phân tán mạnh, cho thấy sự khác biệt rõ rệt về khả năng đáp ứng nghĩa vụ ngắn hạn giữa các DN.

Bảng 1: Thống kê mô tả

(Nguồn: Kết quả phân tích của nhóm tác giả từ phần mềm Stata 17)

Nhìn chung, các thống kê mô tả cho thấy dữ liệu nghiên cứu có mức độ phân tán đáng kể, phản ánh đặc điểm không đồng nhất của các DN niêm yết tại Việt Nam. Điều này củng cố sự cần thiết phải áp dụng các phương pháp ước lượng phù hợp trong phân tích hồi quy nhằm đảm bảo độ tin cậy của kết quả thực nghiệm.

Bảng 2 trình bày ma trận tương quan Pearson giữa các biến nghiên cứu. Nhìn chung, các hệ số tương quan có giá trị ở mức thấp đến trung bình, cho thấy mối liên hệ tuyến tính giữa các biến không quá mạnh, qua đó giảm bớt lo ngại về hiện tượng đa cộng tuyến trong các mô hình hồi quy tiếp theo.

Kết quả cho thấy, các thước đo HQTC có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê với nhau. Cụ thể, ROA và ROE có hệ số tương quan cao và có ý nghĩa thống kê, phản ánh sự nhất quán giữa hai chỉ tiêu kế toán trong việc đo lường hiệu quả sinh lợi của DN. Tương tự, Tobin’s Q và PB cũng có hệ số tương quan cao, có ý nghĩa thống kê, phản ánh sự nhất quán giữa hai chỉ tiêu đo lường HQTC dựa trên thông tin thị trường. Ngoài ra, Tobin’s Q cũng tương quan dương với ROA và ROE, cho thấy các DN có HQTC kế toán tốt hơn thường được thị trường định giá cao hơn, mặc dù mức độ tương quan ở mức trung bình.

Đối với biến quản trị lợi nhuận thực, REM có hệ số tương quan âm và có ý nghĩa thống kê với cả bốn thước đo HQTC, bao gồm ROA, ROE, Tobin’s Q và PB. Kết quả này cho thấy sự liên hệ ngược chiều giữa mức độ REM và HQTC, hàm ý rằng các DN có mức REM cao hơn thường đi kèm với HQTC thấp hơn. Tuy nhiên, các hệ số tương quan này chỉ phản ánh mối liên hệ tuyến tính song phương và không hàm ý quan hệ nhân quả.

Bảng 2: Ma trận tương quan giữa các biến nghiên cứu

Chú thích: ***,**, * lần lượt là các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%.

(Nguồn: Kết quả phân tích của nhóm tác giả từ phần mềm Stata 17)

4.2. Kết quả

Để lựa chọn mô hình hồi quy phù hợp cho dữ liệu bảng, nghiên cứu trước hết thực hiện kiểm định F nhằm so sánh giữa mô hình OLS và mô hình tác động cố định (FE). Kết quả cho thấy, đối với cả bốn biến phụ thuộc là ROA, ROE, Tobin’s Q và PB, giá trị Prob > F đều bằng 0,0000 và có ý nghĩa ở mức 1%, qua đó cho thấy mô hình FE phù hợp hơn so với mô hình OLS.

Tiếp theo, kiểm định Breusch–Pagan được sử dụng để so sánh giữa mô hình OLS và mô hình tác động ngẫu nhiên (RE). Kết quả kiểm định cho thấy giá trị Prob > chibar² đều bằng 0,0000 đối với tất cả các mô hình, hàm ý rằng mô hình RE phù hợp hơn mô hình OLS. Trên cơ sở đó, nghiên cứu tiếp tục sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn giữa mô hình FE và RE. Kết quả cho thấy giá trị Prob > χ² lần lượt bằng 0,0000 đối với ROA, 0,0032 đối với ROE, 0,0000 đối với Tobin’s Q và PB, đều có ý nghĩa ở mức 1%. Do đó, mô hình FE được lựa chọn là mô hình phù hợp để phân tích.

Bảng 3: Kết quả ước lượng OLS, FE và RE

Chú thích: ***, **, * lần lượt là các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%.

(Nguồn: Kết quả phân tích của nhóm tác giả từ phần mềm Stata 17)

Kết quả ước lượng bằng các phương pháp OLS, FE và RE được trình bày tại Bảng 3. Tuy nhiên, để đảm bảo độ tin cậy của các ước lượng, nghiên cứu tiếp tục kiểm định các khuyết tật của mô hình FE. Kết quả cho thấy, tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi đối với cả bốn biến phụ thuộc, cũng như hiện tượng tự tương quan đối với các mô hình ROA, Tobin’s Q và PB. Trước các khuyết tật này, phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát khả thi (FGLS) được áp dụng nhằm khắc phục đồng thời hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan. Kết quả ước lượng FGLS được trình bày tại Bảng 4 và được sử dụng để diễn giải kết quả nghiên cứu.

Bảng 4: Kết quả ước lượng FGLS

Chú thích: ***,**, * lần lượt là các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%.

(Nguồn: Kết quả phân tích của nhóm tác giả từ phần mềm Stata 17)

Kết quả hồi quy FGLS cho thấy, REM có tác động tiêu cực và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đối với cả bốn chỉ tiêu đo lường HQTC, bao gồm ROA, ROE, Tobin’s Q và PB. Cụ thể, khi mức độ REM gia tăng, hiệu quả sinh lợi trên tài sản, hiệu quả sinh lợi trên vốn chủ sở hữu và mức định giá thị trường của DN đều suy giảm. Kết quả này cho thấy REM trong bối cảnh các DN niêm yết Việt Nam chủ yếu phản ánh hành vi mang tính cơ hội của nhà quản lý và gây bất lợi cho HQTC của DN. Như vậy, giả thuyết nghiên cứu đề xuất về tác động tiêu cực của REM đến HQTC DN được dữ liệu thực nghiệm hỗ trợ.

Đối với các biến kiểm soát, FSI có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đối với cả ROA, ROE, Tobin’s Q và PB, hàm ý rằng các DN có quy mô lớn hơn thường đạt được HQTC cao hơn và được thị trường đánh giá tích cực hơn. Tương tự, BIG cũng có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đối với cả bốn chỉ tiêu đo lường HQTC. Ngược lại, LEV có tác động tiêu cực và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đối với ba thước đo HQTC gồm ROA, ROE và Tobin’s Q, cho thấy việc sử dụng nợ ở mức cao có thể làm gia tăng rủi ro tài chính và làm suy giảm hiệu quả hoạt động của DN.

Biến GRO có tác động tích cực đến ROA và ROE với mức ý nghĩa 1%, phản ánh vai trò của tăng trưởng trong việc cải thiện hiệu quả sinh lợi kế toán. Tuy nhiên, GRO lại có tác động tiêu cực đến Tobin’s Q và PB, cho thấy thị trường có thể đánh giá thận trọng đối với các DN tăng trưởng nhanh trong bối cảnh rủi ro và tính bền vững còn là vấn đề đáng quan tâm. TAN có tác động tiêu cực đến ROA và ROE nhưng lại tác động tích cực đến Tobin’s Q và PB, hàm ý rằng tài sản hữu hình có thể hỗ trợ giá trị thị trường của DN, trong khi làm giảm hiệu quả sinh lợi kế toán trong ngắn hạn. Cuối cùng, LIQ có tác động tiêu cực đến ROA và ROE ở mức ý nghĩa 1% và tác động tiêu cực đến Tobin’s Q, PB ở mức ý nghĩa 5%, cho thấy việc nắm giữ tài sản thanh khoản quá mức có thể làm giảm hiệu quả sử dụng nguồn lực.

4.3. Thảo luận kết quả nghiên cứu

Mục tiêu của nghiên cứu này là phân tích tác động của REM đến HQTC của các DN phi tài chính niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 2020 – 2024. Kết quả thực nghiệm cho thấy, REM có tác động tiêu cực và nhất quán đến cả bốn thước đo HQTC, bao gồm ROA, ROE, Tobin’s Q và PB. Phát hiện này ủng hộ các lập luận của lý thuyết đại diện và lý thuyết tín hiệu, theo đó REM phản ánh hành vi mang tính cơ hội của nhà quản lý trong bối cảnh bất cân xứng thông tin và cơ chế giám sát chưa hoàn thiện.

Kết quả của nghiên cứu phù hợp với quan điểm cho rằng REM làm suy giảm hiệu quả hoạt động thực chất của DN do làm méo mó các quyết định kinh doanh. Roychowdhury (2006) và Zang (2012) cho rằng việc điều chỉnh các hoạt động như sản xuất vượt mức, cắt giảm chi phí tùy ý hoặc thao túng dòng tiền nhằm đạt mục tiêu lợi nhuận ngắn hạn có thể làm gia tăng chi phí tiềm ẩn và gây tổn hại đến hiệu quả dài hạn. Phát hiện của nghiên cứu này cho thấy các hệ quả tiêu cực đó không chỉ phản ánh trong các chỉ tiêu kế toán (đo lường thông qua chỉ tiêu ROA, ROE), mà còn được thị trường ghi nhận thông qua sự suy giảm giá trị DN đo bằng Tobin’s Q và PB.

So sánh với các nghiên cứu trước, kết quả của nghiên cứu này nhất quán với bằng chứng thực nghiệm tại Hoa Kỳ của Habib (2024), theo đó các DN thực hiện REM có khả năng thấp hơn trong việc đạt được HQTC vượt trội. Tương tự, các phát hiện tại châu Phi của Oreshile và Adeneye (2025) cho thấy REM làm suy giảm HQTC trong cả ngắn hạn và dài hạn, đồng thời dẫn đến những phản ứng bất lợi từ chủ nợ và nhà đầu tư. Sự tương đồng này cho thấy tác động tiêu cực của REM có xu hướng rõ nét hơn trong các môi trường mà chất lượng thể chế và khuôn khổ pháp lý còn hạn chế, nơi các cơ chế giám sát bên ngoài chưa đủ mạnh để kiềm chế hành vi cơ hội của nhà quản lý.

Ngược lại, kết quả của nghiên cứu này khác biệt với quan điểm của Cohen và Zarowin (2010), Gunny (2010), những nghiên cứu cho rằng REM có thể giúp DN cải thiện kết quả tài chính trong ngắn hạn nhằm đáp ứng kỳ vọng của thị trường hoặc tránh vi phạm các ràng buộc tài chính. Một cách lý giải cho sự khác biệt này là bối cảnh nghiên cứu. Trong các thị trường phát triển, nơi hệ thống thông tin minh bạch hơn và cơ chế giám sát hiệu quả hơn, REM có thể được thị trường diễn giải như một tín hiệu điều chỉnh linh hoạt của nhà quản lý. Tuy nhiên, trong bối cảnh thị trường mới nổi như Việt Nam, REM có nhiều khả năng bị xem là hành vi làm suy giảm chất lượng thông tin tài chính, từ đó làm xói mòn niềm tin của nhà đầu tư và tác động tiêu cực đến định giá thị trường.

Kết quả nghiên cứu cũng không ủng hộ quan điểm của Lim và Mali (2023), cho rằng REM có thể cải thiện HQTC trong dài hạn. Sự không nhất quán này có thể xuất phát từ khác biệt về mức độ phát triển của thị trường vốn, chuẩn mực kế toán và chất lượng thực thi pháp lý. Tại Việt Nam, nơi tính minh bạch thông tin và kỷ luật thị trường còn đang trong quá trình hoàn thiện, REM khó có thể tạo ra lợi ích bền vững cho DN mà chủ yếu dẫn đến các hệ quả tiêu cực đối với hiệu quả hoạt động và giá trị DN.

Tổng hợp lại, kết quả nghiên cứu cho thấy REM trong bối cảnh các DN niêm yết Việt Nam chủ yếu mang bản chất cơ hội hơn là công cụ quản trị linh hoạt. Thị trường dường như không đánh giá cao các hành vi REM do tính thiếu minh bạch và rủi ro thông tin đi kèm, qua đó làm suy giảm HQTC của DN. Phát hiện này góp phần mở rộng bằng chứng thực nghiệm về tác động bất lợi của REM tại các thị trường mới nổi, đồng thời nhấn mạnh vai trò của chất lượng thể chế và cơ chế giám sát trong việc định hình hệ quả kinh tế của các hành vi quản trị lợi nhuận.

5. Kết luận

Nghiên cứu này xem xét tác động của REM đến HQTC của các DN phi tài chính niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 2020 – 2024. Sử dụng dữ liệu bảng và phương pháp ước lượng FGLS nhằm khắc phục các khuyết tật của mô hình. Kết quả thực nghiệm cho thấy, REM có tác động tiêu cực và nhất quán đến cả bốn thước đo HQTC, bao gồm ROA, ROE, Tobin’s Q và PB. Phát hiện này ủng hộ lập luận của lý thuyết đại diện và lý thuyết tín hiệu. Theo đó, REM chủ yếu phản ánh hành vi cơ hội của nhà quản lý trong bối cảnh bất cân xứng thông tin và cơ chế giám sát chưa hoàn thiện, qua đó làm suy giảm hiệu quả hoạt động và giá trị DN.

Về mặt học thuật, nghiên cứu đóng góp bằng cách cung cấp bằng chứng thực nghiệm mới từ một thị trường mới nổi, nơi các nghiên cứu về REM còn hạn chế. Kết quả cho thấy, trái với một số bằng chứng tại các thị trường phát triển, REM trong bối cảnh Việt Nam không mang lại lợi ích tài chính bền vững mà chủ yếu gây tổn hại đến HQTC, cả ở góc độ kế toán và thị trường. Qua đó, nghiên cứu nhấn mạnh vai trò của bối cảnh thể chế trong việc định hình hệ quả kinh tế của các hành vi quản trị lợi nhuận.

Về mặt thực tiễn, kết quả nghiên cứu hàm ý rằng, các DN cần thận trọng khi sử dụng REM như một công cụ điều chỉnh kết quả kinh doanh, bởi các lợi ích ngắn hạn không đủ bù đắp cho những tổn hại dài hạn đối với HQTC và niềm tin của nhà đầu tư. Đối với nhà đầu tư, việc nhận diện các dấu hiệu REM là cần thiết nhằm đánh giá chính xác hơn chất lượng lợi nhuận và rủi ro tài chính của DN. Đối với cơ quan quản lý, nghiên cứu nhấn mạnh sự cần thiết phải tăng cường minh bạch thông tin và hoàn thiện cơ chế giám sát nhằm hạn chế REM, qua đó góp phần nâng cao hiệu quả và tính bền vững của thị trường chứng khoán Việt Nam.

Mặc dù vậy, nghiên cứu vẫn tồn tại một số hạn chế liên quan đến phạm vi mẫu và phương pháp ước lượng. Các nghiên cứu tiếp theo có thể mở rộng mẫu, xem xét các yếu tố điều tiết như quản trị DN, cũng như áp dụng các phương pháp động để kiểm định tính bền vững của kết quả.