Hành vi thiển cận của nhà quản lý khi công bố thông tin kế toán

 Hành vi thiển cận, áp lực thị trường vốn, tần suất công bố thông tin, cổ đông hiện hữu.
351
3. Mo hình và hươn há nhien cứu
3.1. Mô hình nghiên cứu
Bài viết xác định có 5 nhân tố ảnh hưởng đến
HVTC của nhà quản lý khi công bố thông tin kế
toán, bao gồm: Áp lực thị trường vốn, tần suất công
bố thông tin, xung đột giữa lợi nhuận ngắn hạn
(LNNH) và dòng tiền dài hạn (DTDH), chi phí
R&D, mâu thuẫn lợi ích giữa nhà quản lý và cổ
đông hiện hữu (NQL&CĐ). Dựa vào các nghiên
cứu liên quan trước đây, bài viết xây dựng 29 tham
số (biến quan sát) làm thang đo để đo lường.
Phương trình có dạng như sau:
HVTC = 0 + 1CPRD + 2MTLI 
+ 3TSCB + 4TTV + 5XDLNDT + 
Trong đó: HVTC là hành vi thiển cận của nhà
quản lý khi công bố thông tin kế toán; b0 là hệ số
của mô hình; b1 b5 là hệ số hồi qui cho biết mức
độ ảnh hưởng của từng nhân tố đến HVTC của nhà
quản lý khi công bố thông tin kế toán; CPRD là chi
phí R&D; MTLI là mâu thuẫn lợi ích giữa
NQL&CĐ; TSCB là tần suất công bố thông tin;
TTV là áp lực thị trường vốn; XDLNDT là xung
đột giữa LNNH và DTDH.
3.2. Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu được tiến hành theo phương pháp
nghiên cứu định lượng. Thang đo Likert 5 được
sử dụng để đo lường giá trị các biến số. Kết quả
thu thập từ mẫu được đưa vào phần mềm SPSS
23.0 để kiểm định độ tin cậy thang đo bằng hệ số
Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố EFA, phân
tích tương quan và hồi quy tuyến tính đa biến.
Để sử dụng được công cụ phân tích EFA thì kích
thước mẫu phải lớn. Theo Hair và cộng sự (1998)
cho rằng kích thước mẫu tối thiểu gấp 5 lần tổng
biến quan sát (n > 5m, với m là số biến quan sát
trong mô hình). Trong nghiên cứu này, tổng biến
quan sát là 29, vậy n > 5*29 = 145. Số liệu được
thu thập bằng phương pháp chọn mẫu ngẫu nhiên
các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán
TP. Hồ Chí Minh. 
Sau khi chọn mẫu, 300 phiếu khảo sát được gửi
qua email từ tháng 1/2019 đến tháng 2/2019. Sau
khi loại đi các phiếu trả lời không đầy đủ thông
tin, kết quả có 185 quan sát hợp lệ được đưa vào
phần mềm SPSS 23.0 để phân tích.
4. Kết quả nhien cứu và thảo uận
4.1. Đánh giá độ tin cậy của thang đo
Một thang đo có độ tin cậy tốt khi nó biến thiên
từ 0.7 đến 0.8, nếu Cronbach’s Alpha > 0.6 là
thang đo có thể chấp nhận được về độ tin cậy
(Nguyễn Đình Thọ, 2012). 
kế toán - kiểm toán
Số 6 - Tháng 4/2019
Hình 1: Mô hình nghiên cứu đề xuất
Chi phí R&D 
(5 biến: X1 - X5)
Áp lực thị trường vốn 
(4 biến: X17 - X20)
Xung đột giữa LNNH và
DTDH (4 biến: X21 - X24)
Hành vi thiển cận của 
nhà quản lý khi công
bố thông tin kế toán 
(5 biến: X25 - X29)
Mâu thuẫn lợi ích 
giữa NQL&CĐ 
(5 biến: X6 - X10)
Tần suất 
công bố thông tin 
(6 biến: X11 - X16)
STT
Thang 
đo
Hệ số 
tương quan
biến tổng 
Cronbach’s
Alpha 
Ghi chú
1 CPRD 0.553 0.833 Loại biến X5
2 MTLI 0.350 0.774
3 TSCB 0.350 0.693
4 TTV 0.506 0.694 Loại biến X17
5 XDLNDT 0.475 0.818 Loại biến X21
6 HVTC 0.309 0.783
Bảng 1. Kểm tra hệ số cronbah’s Alpha 
ủa thang đo
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ
số liệu khảo sát, 2019
352
Các thang đo có hệ số Cronbach’s Alpha > 0.6
và hệ số tương quan biến tổng > 0.3 đều đạt yêu
cầu. Mô hình có 6 thang đo đảm bảo độ tin cậy với
26 biến đặc trưng.
4.2. Phân tích các nhân tố và hiệu chỉnh mô
hình
Phân tích nhân tố khám phá là thích hợp cho dữ
liệu thực tế khi 0.5 < trị số KMO < 1. Mức ý nghĩa
của kiểm định Bartlett < 0.05, các biến quan sát
có tương quan tuyến tính với nhân tố đại diện. Trị
số phương sai tích lũy nhất thiết phải > 50% thì đạt
yêu cầu về mức độ giải thích của các biến quan
sát đối với nhân tố. 
Chỉ số KMO = 0.773 và giá trị Sig = 0.000, cho
thấy phân tích nhân tố khám phá là thích hợp cho
dữ liệu thực tế và các biến quan sát có tương
quan tuyến tính với nhân tố đại diện. Nghiên cứu
đã rút trích được 5 nhân tố với phương sai tích lũy
đạt được là 76.715% với các hệ số tải nhân tố
đều lớn hơn 0.5. Như vậy, các nhân tố được rút
trích giải thích được 76.715% biến thiên của các
biến quan sát, điều này cho thấy phân tích nhân
tố là phù hợp. (Bảng 3). 
Kết quả nhóm nhân tố như sau:
- Nhóm 1: X6, X7, X8, X23 và X24 - Xung đột
giữa LNNH và DTDH.
- Nhóm 2: X9, X10, X11, X12 và X13 - Mâu
thuẫn lợi ích giữa NQL&CĐ.
- Nhóm 3: X1, X2, X3 và X4 - Chi phí R&D.
- Nhóm 4: X14, X15 và X16 - Tần suất công bố
thông tin.
- Nhóm 5: X18, X19, X20 và X22 - Áp lực thị
trường vốn.
Vì vậy, nhóm tác giả hiệu chỉnh lại mô hình
nghiên cứu như Hình 2.
4.3. Mô hình hồi qui tuyến tính
Các biến độc lập là 5 nhân tố được đo lường
bằng số trung bình của các biến quan sát trong mỗi
nhân tố, biến phụ thuộc là số trung bình của các
biến quan sát về HVTC của nhà quản lý khi công
bố thông tin kế toán. (Bảng 4). 
Hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.690, tức là 69% sự thay
đổi của biến phụ thuộc HVTC được giải thích bởi
các biến độc lập TTV, MTLI, XDLNDT, TSCB,
CPRD. Còn lại 31% là do tác động của các yếu tố
khác ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên. 
Chỉ số Durbin-Watson (DW) = 1.656, nằm
trong khoảng 1 < DW < 3 và rất gần 2, do đó, mô
hình không có hiện tượng tự tương quan. (Bảng 5).
Với giá trị F = 83.075 và Sig. = 0.000 < 0.01,
có thể kết luận các biến TTV, MTLI, XDLNDT,
TSCB, CPRD có tương quan tuyến tính với biến
HVTC. (Bảng 6).
tạp chí công thương
Số 6 - Tháng 4/2019
Chỉ số Kaiser-Meyer-Olkin 0.773
Kiểm
định
Bartlett
Giá trị Chi bình phương xấp xỉ 3,809.268
Giá trị Sig. 0.000
Trị số phương sai tích lũy 76.715
Bảng 2. Kểm định KMO, Bartlett va trị số 
phương sa tíh lũ
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ
số liệu khảo sát, 2019
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ
số liệu khảo sát, 2019
Bảng 3. Ma trận xoa nhân tố
Nhân tố
1 2 3 4 5
X1 0.862
X2 0.775
X3 0.908
X4 0.706
X6 0.988
X7 0.972
X8 0.974
X9 0.900
X10 0.930
X11 0.685
X12 0.743
X13 0.894
X14 0.959
X15 0.881
X16 0.879
X18 0.728
X19 0.757
X20 0.801
X22 0.796
X23 0.965
X24 0.955
353
kế toán - kiểm toán
Số 6 - Tháng 4/2019
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2019
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2019
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2019
Chi phí R&D 
(4 biến: X1 - X4)
Áp lực thị trường vốn 
(4 biến: X18, X19, X20, X22)
Xung đột giữa LNNH và DTDH 
(5 biến: X6, X7, X8, X23, X24)
Hành vi thiển cận của
nhà quản lý khi công bố
thông tin kế toán 
(5 biến, X25 - X29)
Mâu thuẫn lợi ích 
giữa NQL & CĐ 
(5 biến: X9 - X13)
Tần suất công bố thông tin
(3 biến: X14 - X16)
Hình 2: Mô hình nghiên cứu hiệu chỉnh
Bảng 4. Tom tắt mô hìnhb
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Giá trị Durbin-Watson
1 0.836a 0.699 0.690 0.3412 1.656
a. Biến dự đoán: (Hằng số), TTV, MTLI, XDLNDT, TSCB, CPRD
b. Biến phụ thuộc: HVTC
Bảng 5. Phân tíh ANOVAa
Mô hình Tổng các bình phương Df Trung bình các bình phương Giá trị F Giá trị Sig.
1 Hồi qui 48.359 5 9.672 83.075 0.000b
Phần dư 20.839 179 0.116
Tổng 69.198 184
a. Biến phụ thuộc: HVTC
b. Biến dự đoán: (Hằng số), TTV, MTLI, XDLNDT, TSCB, CPRD
Mô hình
Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa
T
Giá trị 
Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF
1
(Hằng số) -0.228 0.261 -0.872 0.384
XDLNDT 0.045 0.026 0.073 1.765 0.079 0.976 1.025
MTLI -0.081 0.039 -0.087 -2.105 0.037 0.988 1.012
CPRD -0.007 0.029 -0.010 -0.250 0.803 0.965 1.036
TSCB 0.367 0.055 0.279 6.678 0.000 0.962 1.039
TTV 0.702 0.039 0.744 17.794 0.000 0.963 1.038
a. Biến phụ thuộc: HVTC
Bảng 6. Hệ số hồ qua
354
Các biến MTLI, TSCB và TTV có Sig. < 0.05
nên các biến này đều tương quan có ý nghĩa với
HVTC (độ tin cậy 95%). Các biến này đều có hệ
số VIF < 2, nên không có hiện tượng đa cộng
tuyến. Riêng 3 biến còn lại có Sig. > 0.05 nên
chúng không có ý nghĩa về mặt thống kê trong mô
hình nghiên cứu.
Hai biến TTV và TSCB có hệ số b > 0 nên
chúng đều tác động cùng chiều với HVTC, biến
MTLI có hệ số b < 0 nên có tác động ngược chiều. 
Ta có, phương trình hồi qui: 
HVTC = 0.073*XDLNDT – 0.087*MTLI 
– 0.010*CPRD + 0.279*TSCB + 0.744*TTV
Trong đó 3 nhân tố TTV, TSCB và MTLI là có
ý nghĩa thống kê với mức độ ảnh hưởng lần lượt là
74.4%, 27.9% và 8.7%, riêng 2 nhân tố còn lại
XDLNDT và CPRD không có ý nghĩa thống kê.
Kết quả kiểm định phương sai số dư thể hiện ở
Bảng 7. Theo tương quan hạng Spearman, các biến
TTV, TSCB và MTLI đều có Sig. > 0.05, như vậy,
mô hình nghiên cứu có phương sai số dư không
thay đổi.
Tóm lại, thông qua các hệ số như R2 hiệu chỉnh
= 0.690, Sig.F = 0.000, không có phương sai số dư
thay đổi, không có hiện tượng tự tương quan và đa
cộng tuyến, có thể kết luận mô hình nghiên cứu là
phù hợp để giải thích mức độ tác động của các
nhân tố đến HVTC của nhà quản lý khi công bố
thông tin kế toán trong bối cảnh kinh tế - xã hội ở
Việt Nam hiện nay.
4.4. Thảo luận
Kết quả nghiên cứu cho thấy các nhân tố áp
lực thị trường vốn và tần suất công bố thông tin
đều có tác động cùng chiều với HVTC theo thứ tự
ảnh hưởng giảm dần. Kết quả này phù hợp một
phần với nghiên cứu của Stein (1989), Bar-Gill
và Bebchuk (2003).
Khi có sự hiện diện của xung đột giữa thu
nhập ngắn hạn và dòng tiền dài hạn, HVTC sẽ
gia tăng khi áp lực thị trường vốn gia tăng, đặc
biệt đối với trường hợp có phát hành cổ phiếu
trong tương lai gần. Điều này phù hợp với kết
quả nghiên cứu của Bhojraj và Libby (2015), khi
cổ phiếu đang chờ phát hành được đưa vào trong
quý IV của năm, hành vi thiển cận của nhà quản
lý sẽ tăng.
Trong nghiên cứu, tần suất công bố thông tin
được thay đổi tăng dần theo năm, nửa năm và
quý. Theo đó, tăng tần suất công bố thông tin sẽ
làm tăng HVTC của nhà quản lý. Kết quả này là
phù hợp với nghiên cứu của Butler và cộng sự
(2003). Từ đó, nghiên cứu góp phần khẳng định
thêm giả thuyết việc tăng tần suất công bố thông
tin không làm giảm bớt HVTC. Đây là một lưu ý
dành cho các nhà hoạch định chính sách. Tuy
nhiên, kết quả này có sự khác biệt so với Bhojraj
và Libby (2015) khi không xem xét ảnh hưởng
của sự thay đổi tần suất công bố thông tin đối với
thu nhập ngắn hạn và dòng tiền dài hạn.
Theo kết quả nghiên cứu,
nhân tố mâu thuẫn lợi ích
giữa nhà quản lý và cổ đông
hiện hữu có tác động ngược
chiều đến HVTC với mức ý
nghĩa 3.7% và mức độ tác
động chỉ là 8.7%. Như vậy,
nếu một nhóm người vừa là
nhà quản lý, vừa là cổ đông
hiện hữu có tỷ lệ cổ phần lớn
trong công ty thì HVTC sẽ rất
cao. Điều này sẽ làm ảnh hưởng lớn đến lợi ích
của các cổ đông khác và công ty.
5. Kết uận
Kết quả nghiên cứu xác định được 3 nhân tố
tác động đến HVTC của nhà quản lý khi công
bố thông tin kế toán: (1) Áp lực thị trường vốn,
(2) tần suất công bố thông tin, (3) mâu thuẫn lợi
ích giữa nhà quản lý và cổ đông hiện hữu; trong
đó nhân tố “áp lực thị trường vốn” có tác động
mạnh nhất.
Nghiên cứu đã không xem xét HVTC khi có tác
động của “sự thay đổi tần suất công bố thông tin
đối với thu nhập ngắn hạn và dòng tiền dài hạn”.
Các nghiên cứu tiếp theo có thể xây dựng biến này
như là một biến gián tiếp để xem xét HVTC n
tạp chí công thương
Số 6 - Tháng 4/2019
ABSRES TTV TSCB MTLI
Spearman's
rho
ABSRES
Hệ số 
tương quan
1.000 0.088 0.004 -0.097
Giá trị Sig.
(2 đuôi)
- 0.232 0.936 0.191
N 185 185 185 185
Bảng 7. Ma trận tương quan (tom tắt)
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2019
355
kế toán - kiểm toán
Số 6 - Tháng 4/2019
THE MANAgErIAl MYOpIA Of MANAgErS 
wHEN dISClOSUrINg ACCOUNTINg INfOrMATION
lMaster. NGUyEN THi THANH THUy
lMaster. NGUyEN THi DiEM TRiNH
lMaster. cO HONG LiEN
Faculty of Economics – Law, Tra Vinh University
lMaster. NGUyEN MiNH NHA
Tien Giang University
AbSTrACT:
This study identifies the influence of factors on the managerial myopia of managers when
disclosuring accounting information. Exploratory Factor Analysis and multivariate regression
analysis were used to analyze 185 observations. The study’s results indicate that there are three
major factors, namely capital market pressure, disclosure frequency and conflict of interest
between managers and existing shareholders.
Keyos: Managerial myopia, capital market pressure, disclosure frequency, existing
shareholders.
TÀI lIỆU THAM KHẢO:
1. Baber, W. R., P. M. Fairfield, and J. A. Haggard, (1991). The effect of concern about reported income on
discretionary spending decisions: The case of research and development. The Accounting Review, 66(4): 818 - 829.
2. Bar-Gill, O., and L. A. Bebchuk, (2003). Misreporting corporate performance. Working paper, Harvard Law
School.
3. Bhojraj, S., & Libby, R., (2015). Retraction: Capital Market Pressure, Disclosure Frequency Induced
Earnings/Cash Flow Conflict, and Managerial Myopia. The Accounting Review, 90(4): 1715 - 1715.
4. Butler, M., A. G. Kraft, and I. S. Weiss, (2003). The effect of reporting frequency on the timeliness of earnings: The
cases of voluntary and mandatory interim reports. Working paper, University of Rochester, London Business School,
and Columbia University.
5. Stein, J. C., (1989). Efficient capital markets, inefficient firms: A model of myopic corporate behavior. The
Quarterly Journal of Economics, 104(4): 655 - 669.
Này nhận ài: 9/3/2019
Này hản iện đánh iá và sửa chữa: 19/3/2019
Này chấ nhận đăn ài: 29/3/2019
Thông tin tác giả:
1. ThS. NgUYỄN THỊ THANH THỦY 
3. ThS. NgUYỄN THỊ dIỄM TrINH
3. ThS. COâ HỒNg lIEâN 
Khoa Kinh tế - luật, Tườn Đại học Tà Vinh
4. ThS. NgUYỄN MINH NHÃ
Tườn Đại học Tiền gian