Tóm tắt Luận án Nghiên cứu hành vi gian lận trên thị trường chứng khoán Việt Nam

ty môi giới. Nhóm các yếu tố cơ hội do quản lý, giám sát thị trường Tổng hợp các nghiên cứu của Kenyon & Tilton (2006), Ewa & Udoayang (2012), Bartlett (2012), Rajesh (2003), Choi (2004)...các các yếu tố cơ hội dẫn đến hành vi gian lận do quản lý, giám sát thị trường bao gồm: Hệ thống giám sát phát hiện gian lận của cơ quan nhà nước chưa kịp thời; Hệ thống pháp luật còn nhiều bất cập; Các biện pháp xử phạt quá nhẹ, chưa có tính răn đe. 1.7.1.3 Sự khác biệt nhận thức về hành vi gian lận của các chuyên gia theo giới tính, trình độ học vấn, đối tượng khảo sát - Huse & Solberg (2006), Kim & cộng sự (2013) cho rằng có sự khác biệt nhận thức về hành vi gian lận của theo giới tính, rằng nữ giới thường cẩn trọng hơn và nhận thức về các hành vi gian lận cao hơn so với nam giới. Một số nhà nghiên cứu khác không tìm thấy sự khác biệt nhận thức về hành vi gian lận theo giới tính (Shafer & cộng sự (2001), Ballantine (2011). Tuy nhiên, Barber & cộng 7 sự (2001), Pulford & Colman (1997) chỉ ra rằng nam giới có nhận thức về hành vi gian lận cao hơn so với Nữ giới. - Hầu hết các nghiên cứu cho thấy người trình độ học vấn từ giáo dục đại học trở lên có nhận thức về hành vi gian lận cao hơn, họ có thể nhận diện được các cách thức thực hiện hành vi gian lận trong thực tế (Sabau (2013), Jonas & Lukas (2013)). Những người có trình độ thấp hơn trở nên khó khăn trong quan sát thị trường, hạn chế khả năng nhận diện hoặc phòng tránh được các hành vi gian lận (Jonas & Lukas (2013)). - Nghiên cứu của Copeland & Galai (1983), Kyle (1985), Easley & O'Hara (1987), Barber & cộng sự (2001), Wei Wu (2015), cho rằng, người môi giới CK, nhà quản lý TTCK có nhận thức về hành vi gian lận cao hơn nhà đầu tư. Tuy nhiên, Agnew & Szykman (2005), Elliott & cộng sự (2008) chỉ ra rằng các nhà đầu tư có kinh nghiệm có nhận thức về hành vi gian lận như những người môi giới, nhà quản lý TTCK. 1.7.2 Các công trình nghiên cứu tại Việt Nam 1.7.2.1 Các cách thức thực hiện hành vi gian lận trên TTCK Tổng hợp các nghiên cứu của Nguyễn Thanh Tùng (2016), Nguyễn Thế Thọ (2014), Lê Nguyễn Trung Thanh (2017), Vinh Nguyen & cộng sự (2017)... chỉ ra các cách thức thực hiện hành vi gian lận trên TTCK bao gồm Liên tục mua bán CK tạo cung cầu giả tạo cho CK; Liên tục giao dịch với khối lượng chi phối; Đưa ra các ý kiến hoặc trực tiếp hoặc gián tiếp để truyền bá những xu hướng đầu tư nhằm tạo ảnh hưởng đến giá của loại CK đó; Tạo dựng, công bố thông tin sai lệch hoặc gây hiểu lầm ảnh hưởng lớn đến giá CK; Sử dụng thông tin nội bộ chưa công bố trong các giao dịch CK. 1.7.2.2 Các yếu tố cơ hội dẫn đến hành vi gian lận trên TTCK Nhóm các yếu tố cơ hội do người nội bộ và tổ chức phát hành Tổng hợp các nghiên cứu của Võ Thị Hoàng Nhi (2008), Tạ Thu Trang (2017), Trần Thị Giang Tân và cộng sự (2014)..., nhóm các yếu tố cơ hội do người nội bộ và tổ chức phát hành gồm Người có thông tin nội bộ chưa công bố của công ty; Sự thông đồng của tổ chức phát hành, người nội bộ và công ty CK; Người quan trọng trong công ty lạm dụng quyền lực, vị trí; Tổ chức phát hành có giao dịch của các bên liên quan; Tổ chức phát hành có cơ cấu tổ chức phức tạp; Tổ chức phát hành không kiểm soát tốt thông tin nội bộ. 8 Nhóm các yếu tố cơ hội do nhà đầu tư Tổng hợp các nghiên cứu của Nguyễn Cường (2017), Mai Phương, 2011); Nguyễn Thanh Tùng (2016)Nhóm các yếu tố cơ hội do nhà đầu tư bao gồm: Nhà đầu tư không phân tích kỹ các thông tin của tổ chức phát hành; Nhà đầu tư có xu hướng giao dịch CK theo người nội bộ; Nhà đầu tư có xu hướng giao dịch CK theo nhà đầu tư nước ngoài; Nhà đầu tư giao dịch theo khuyến nghị của công ty môi giới; Nhà đầu tư giao dịch theo thông tin tư vấn trên các diễn đàn CK. Nhóm các yếu tố cơ hội do quản lý, giám sát thị trường Tổng hợp các nghiên cứu của Nguyễn Dũng (2005), Võ Thị Hoàng Nhi (2008).., Nhóm các yếu tố cơ hội do quản lý, giám sát thị trường gồm có Hệ thống giám sát phát hiện gian lận của cơ quan nhà nước chưa kịp thời; Hệ thống pháp luật còn nhiều bất cập; Các biện pháp xử phạt quá nhẹ, chưa có tính răn đe; Các biện pháp xử phạt không kịp thời. 1.7.3 Xác định các khoảng trống nghiên cứu Trên cơ sở tổng quan các công trình nghiên cứu trong và ngoài nước, tác giả xác định những khoảng trống cần nghiên cứu sau: - Các công trình nghiên cứu trên thế giới phân tích hành vi gian lận trên TTCK với các khoảng thời gian, vùng lãnh thổ khác nhau với các loại hành vi gian lận khác nhau nhưng chưa có nghiên cứu tổng hợp các cách thức thực hiện hành vi gian lận và tổng hợp các yếu tố cơ hội dẫn đến hành vi gian lận trên TTCK. - Các nghiên cứu ở Việt Nam chưa sử dụng dữ liệu đủ lớn và đa dạng để xác định thực trạng hành vi gian lận trên TTCK một cách khách quan. - Các nghiên cứu ở Việt Nam chủ yếu tập trung vào gian lận báo cáo tài chính, chưa có bài nghiên cứu chuyên sâu, chưa áp dụng lý thuyết nghiên cứu hoặc mô hình nghiên cứu nào về giao dịch nội gián và thao túng giá chứng khoán. - Ở Việt Nam các nghiên cứu chuyên sâu về gian lận trên TTCK không nhiều, một số ít các nghiên cứu về sự khác biệt nhận thức về hành vi gian lận của các chuyên gia theo giới tính, trình độ học vấn, đối tượng khảo sát nhưng tập trung ở loại hành vi gian lận báo cáo tài chính trong lĩnh vực kế toán, kiểm toán. - Các nghiên cứu dưới góc độ cơ quan quản lý nhà nước về TTCK chủ yếu tập trung nghiên cứu về các tiêu chí giám sát mà chưa phân tích các nội dung, phương pháp và công cụ quản lý các hành vi gian lận. 9 CHƯƠNG 2 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU 2.1 Quy trình nghiên cứu Bước 1: Tổng quan các cách thức thực hiện hành vi gian lận trên TTCK (biến phụ thuộc) và các yếu tố cơ hội dẫn đến hành vi gian lận trên TTCK (biến độc lập). Bước 2: Tổng hợp dữ liệu thứ cấp của UBCKNN để thống kê các loại hành vi gian lận. Đồng thời, qua phân tích các tình huống điển hình, liệt kê các yếu tố cơ hội và các cách thức thực hiện hành vi gian lận. Từ đó, xây dựng phiếu hỏi để phỏng vấn sâu các chuyên gia. Bước 3: Thực hiện phỏng vấn sâu các chuyên gia giúp khẳng định hoặc loại bỏ hoặc bổ sung các thang đo để hoàn thiện phiếu khảo sát trước khi phát rộng rãi. Bước 4: Tiến hành khảo sát và thu thập, xử lý dữ liệu. Bước 5: Phân tích các nội dung, phương pháp, công cụ và thực trạng quản lý của UBCKNN đối với các hành vi gian lận trên TTCK Việt Nam Bước 6: Trên cơ sở phân tích kết quả định lượng và định tính, đề xuất các giải pháp. 2.2 Phương pháp nghiên cứu định tính 2.2.1 Phương pháp nghiên cứu tình huống điển hình 23 tình huống điển hình được lựa chọn để phân tích các yếu tố cơ hội, các cách thức thực hiện hành vi gian lận và quản lý nhà nước đối với hành vi gian lận trên TTCK. 2.2.2 Phương pháp phỏng vấn sâu các chuyên gia Phỏng vấn sâu bán cấu trúc 30 chuyên gia để chọn lọc, bổ sung hoặc loại bỏ các yếu tố cơ hội và các cách thức thực hiện hành vi gian lận trên TTCK Việt Nam, từ đó hoàn thiện phiếu khảo sát 2.3 Phương pháp nghiên cứu định lượng Bảng 2.12: Các phương pháp nghiên cứu định hượng Phương pháp sử dụng Mục tiêu Thống kê mô tả Thống kê các hành vi gian lận trên TTCK Việt Nam. Phân tích nhân tố khám phá (EFA) Khám phá các yếu tố cơ hội dẫn đến hành vi gian lận trên TTCK Việt Nam. Phân tích mô hình hồi quy Xác định mức độ tác động của các yếu tố cơ hội dẫn đến hành vi gian lận trên TTCK Việt Nam. 10 2.3.1 Phương pháp thống kê mô tả Từ hồ sơ của Ủy ban CK Nhà nước, tác giả thống kê phân loại gian lận, tổng số quyết định xử phạt, tổng số tiền phạt... giai đoạn 2010 - 2019 2.3.2 Phương pháp điều tra khảo sát 2.3.2.1 Mô hình nghiên cứu và giả thuyết nghiên cứu Mô hình nghiên cứu được thiết lập như sau: FRD = f (ISD, IVT, MNG) Trong đó: FRD (Fraud): hình thức gian lận; ISD (Insiders): biến cơ hội do người nội bộ và tổ chức phát hành; IVT (Investors): biến cơ hội do nhà đầu tư; MNG (Manage): biến cơ hội do quản lý, giám sát thị trường. Các giả thuyết nghiên cứu: H1: Nhóm yếu tố cơ hội do người nội bộ và tổ chức phát hành có tác động tới hành vi gian lận trên TTCK Việt Nam; H2: Nhóm yếu tố cơ hội do nhà đầu tư có tác động tới hành vi gian lận trên TTCK Việt Nam; H3: Nhóm yếu tố cơ hội do quản lý, giám sát thị trường có tác động tới hành vi gian lận trên TTCK Việt Nam; H4: Có sự khác biệt nhận thức về hành vi gian lận của các chuyên gia theo giới tính; H5: Có sự khác biệt nhận thức về hành vi gian lận của các chuyên gia theo trình độ học vấn; H6: Có sự khác biệt nhận thức về hành vi gian lận của các chuyên gia theo đối tượng khảo sát. 2.3.2.2 Thang đo các biến Bảng 2.13: Thang đo biến độc lập Mã biến Chỉ báo đo lường Nguồn I Nhóm cơ hội do người nội bộ và tổ chức phát hành ISD1 Người có thông tin nội bộ chưa công bố của công ty Carlton & Fischel (1983), John & Lang (1991). ISD2 Sự thông đồng của tổ chức phát hành, người nội bộ và công ty CK Klein (1995), Rajesh (2003), Klein &và cộng sự (2010) ISD3 Lạm dụng quyền lực, vị trí. Cressey (1953), Singleton & cộng sự (2006), Ewa & Udoayang (2012). 11 Mã biến Chỉ báo đo lường Nguồn ISD4 Khi được bạn bè, người quen nhờ có thể đứng tên công ty nhưng không tham gia góp vốn hay điều hành cty Bổ sung từ nghiên cứu tình huống và phỏng vấn sâu. ISD5 Tổ chức phát hành có giao dịch của các bên liên quan, công ty mẹ - công ty con Ming & Wong (2003), Wilks & Zimbelman (2004). ISD6 Tổ chức phát hành có cơ cấu tổ chức phức tạp, một người kiêm nhiệm nhiều vị trí. Loebbecke & cộng sự (1989), Lou & Wang (2009). ISD7 Tổ chức phát hành không kiểm soát tốt thông tin nội bộ Jeng (1998), Loebbecke & cộng sự (1989), Noe (1999) II Nhóm cơ hội do nhà đầu tư thiếu hiểu biết, đầu tư theo tâm lý đám đông IVT1 Nhà đầu tư không phân tích kỹ các thông tin của TCPH như bản cáo bạch, thuyết minh BCTC Glosten & Milgrom (1985), Easley & O'Hara (1987). IVT2 Nhà đầu tư cho bạn bè, người quen mượn tài khoản CK Bổ sung từ nghiên cứu tình huống và phỏng vấn sâu. IVT3 Nhà đầu tư mua bán CK theo người nội bộ hoặc được cho là có thông tin nội bộ Demsetz (1968), Chakravarty & McConnell (1997). IVT4 Nhà đầu tư có xu hướng giao dịch theo nhà đầu tư nước ngoài Kết quả từ nghiên cứu tình huống và phỏng vấn sâu. IVT5 Nhà đầu tư giao dịch theo khuyến nghị của nhà môi giới Allen & Gale (1992), Dorminey và cộng sự (2010), Rajesh (2013). IVT6 Nhà đầu tư giao dịch theo thông tin tư vấn trên các diễn đàn CK Kết quả từ nghiên cứu tình huống và phỏng vấn sâu. III Nhóm cơ hội do quản lý, giám sát thị trường chưa hiệu quả MNG1 Các dịch vụ “tín dụng tạo đòn bẩy” của CTCK Bổ sung từ nghiên cứu tình huống và phỏng vấn sâu. MNG2 Hệ thống giám sát phát hiện gian lận của cơ quan nhà nước chưa kịp thời Kenyon & Tilton (2006), Dorminey và cộng sự (2010). MNG3 Hệ thống pháp luật còn nhiều bất cập, để lọt hoặc đánh giá không đúng loại Rajesh (2003), Bhattacharya & Daouk (2009), Bartlett (2012). 12 Mã biến Chỉ báo đo lường Nguồn tội phạm, chưa có chính sách người tố cáo MNG4 Các biện pháp xử phạt quá nhẹ, chưa có tính răn đe Choi (2004), Bhattacharya & Daouk (2009). MNG5 Các biện pháp xử phạt không kịp thời, chậm trễ Kết quả nghiên cứu tình huống và phỏng vấn sâu. MNG6 Thẩm quyền của UBCK trong thanh tra, kiểm tra, xử phạt còn nhiều hạn chế Bổ sung từ nghiên cứu tình huống và phỏng vấn sâu. Nguồn: Tác giả tổng hợp Bảng 2.14: Thang đo biến phụ thuộc Mã biến Chỉ báo đo lường Nguồn Các cách thức thực hiện hành vi gian lận FRD1 Dùng một hay nhiều tài khoản để liên tục mua, bán tạo ra cung, cầu giả tạo cho CK. Kyle (1984), Rajesh (2003), Back & Baruch (2004). FRD2 Liên tục giao dịch với khối lượng chi phối tại thời điểm xác định giá đóng cửa hoặc giá mở cửa mới của CK đó. Back & Baruch (2004), Archisman & Bilge Yilmaz (2004). FRD3 Đưa ra ý kiến thông qua phương tiện thông tin đại chúng về một loại CK nhằm tạo ảnh hưởng đến giá của loại CK. Foster & Viswanathan (1994), Van (2003), Back & Baruch (2004). FRD4 Tạo dựng, CBTT sai lệch gây ảnh hưởng đến giá CK trên thị trường Kyle (1984), Klein (1995), Rajesh (2003). FRD5 Sử dụng thông tin nội bộ chưa công bố để giao dịch CK. Carlton & Fischel (1983), Banerjee & Eckard (2001). 2.3.2.3 Quy trình thực hiện phương pháp khảo sát Quá trình khảo sát được thực hiện qua các bước: (1)Xác định mẫu khảo sát, (2) Thiết kế phiếu khảo sát theo thang đo Likert 5 mức độ, (3) Thực hiện khảo sát. 13 Hình 2.3: Quy trình thiết kế phiếu khảo sát 2.3.2.4 Quy trình xử lý số liệu Tổng số phiếu thu về là 657 phiếu. Tổng số phiếu hợp lệ được sử dụng là 568 phiếu. Kết quả khảo sát được xử lý bằng chương trình SPSS CHƯƠNG 3 THỰC TRẠNG HÀNH VI GIAN LẬN VÀ QUẢN LÝ NHÀ NƯỚC ĐỐI VỚI CÁC HÀNH VI GIAN LẬN TRÊN TTCK VIỆT NAM 3.1 Sơ lược quá trình phát triển TTCK Việt Nam TTCK Việt Nam đã trải qua 20 năm hình thành và phát triển, tính thanh khoản ngày càng được nâng cao, tổ chức thị trường ngày càng hoàn thiện, hàng hóa ngày càng đa dạng phong phú. TTCK Việt Nam trong thời gian tới sẵn sàng đón nhận những cơ hội và thách thức, đáp ứng yêu cầu hội nhập quốc tế và mục tiêu phát triển bền vững. 3.2 Thực trạng hành vi gian lận trên TTCK Việt Nam 3.2.1 Nghiên cứu tình huống các hành vi gian lận trên TTCK Việt Nam Nghiên cứu các tình huống giao dịch nội gián; tình huống thao túng giá; tình huống công bố thông tin sai lệch; tình huống điều chỉnh hoặc làm giả hồ sơ, tài liệu; tình huống đan xen nhiều hành vi gian lận. Từ đó, tổng hợp các yếu tố cơ hội dẫn đến hành vi gian lận và các cách thức thực hiện hành vi gian lận. Kết quả tổng quan nghiên cứu trên thế giới và Việt Nam Kết quả nghiên cứu các tình huống điển hình trên TTCK Kết quả phỏng vấn sâu các chuyên gia trên TTCK VN Xây dựng Phiếu khảo sát và test thử tới 30 người được khảo sát Hoàn thiện phiếu khảo sát và tiến hành phát phiếu rộng rãi 14 Bảng 3.1: Tổng hợp các yếu tố cơ hội dẫn đến hành vi gian lận từ nghiên cứu tình huống Yếu tố cơ hội do người nội bộ hoặc tổ chức phát hành - Người nội bộ, người có được các thông tin nội bộ chưa công bố - Người có chức vụ quan trọng trong công ty lạm dụng quyền lực, lôi kéo nhân viên, người khác thực hiện hành vi gian lận. - Sự thông đồng của nhóm lợi ích gồm cổ đông lớn, tổ chức phát hành, người quản lý công ty và công ty chứng khoán. - Tổ chức phát hành có nhiều giao dịch bất thường, phức tạp. - Tổ chức phát hành có giao dịch của các bên liên quan. - Tổ chức phát hành có cơ cấu tổ chức phức tạp. - Tổ chức phát hành không quản lý tốt thông tin nội bộ Yếu tố cơ hội do nhà đầu tư thiếu hiểu biết hoặc tâm lý đám đông - Nhà đầu tư không phân tích kỹ thông tin - Cho mượn tài khoản CK đối với bạn bè, người quen. - Đứng tên mở công ty nhưng không tham gia góp vốn, điều hành. - Nhà đầu tư giao dịch mua bán CK theo người nội bộ - Nhà đầu tư giao dịch mua bán theo đám đông Yếu tố cơ hội do quản lý TTCK chưa hiệu quả - Các dịch vụ “tín dụng” vượt mức quy định của các công ty CK. - Hệ thống giám sát phát hiện gian lận chưa kịp thời - Các hình thức xử phạt còn quá nhẹ, không có tính răn đe - Hệ thống pháp luật còn nhiều bất cập Nguồn: Tác giả tổng hợp Bảng 3.2: Tổng hợp các cách thức thực hiện hành vi gian lận từ nghiên cứu tình huống TT Cách thức thực hiện hành vi gian lận 1 Dùng một hay nhiều tài khoản để liên tục mua, bán tạo ra cung, cầu giả tạo cho CK. 2 Liên tục giao dịch với khối lượng chi phối tại thời điểm xác định giá đóng cửa hoặc giá mở cửa mới của CK đó. 3 Đưa ra ý kiến thông qua phương tiện thông tin đại chúng về một loại CK nhằm tạo ảnh hưởng đến giá của loại CK 4 Tạo dựng, công bố thông tin sai lệch hoặc gây hiểu lầm ảnh hưởng lớn đến giá CK trên thị trường 5 Sử dụng thông tin nội bộ chưa công bố để giao dịch CK Nguồn: Tác giả tổng hợp 15 3.2.2 Phân tích nhân tố khám phá các yếu tố cơ hội dẫn đến hành vi gian lận trên TTCK Việt Nam 3.2.2.1 Mô tả mẫu khảo sát Trong 568 phiếu khảo sát có 58,45% của nam giới, 41,55% của nữ giới. Trong đó 93,48% có trình độ đại học trở lên, 6,5% người được khảo sát có trình độ cao đẳng, phổ thông trung học. 48,77% người làm việc trong lĩnh vực CK, 51,23% còn lại là các nhà đầu tư có trên 5 năm kinh nghiệm. 3.2.2.2 Đánh giá độ tin cậy của thang đo Hệ số Cronbach's Alpha của tất cả các biến đều > 0,7. Tuy nhiên, chỉ báo ISD4 có hệ số Cronbach’s Alpha if item delete là 0,809 > hệ số Cronbach’s Alpha của biến ISD là 0,802. Chỉ báo MNG1 có hệ số Cronbach’s Alpha if item delete là 0,858 > hệ số Cronbach’s Alpha của biến MNG là 0,832 nên hai chỉ báo ISD4 và MNG1 được loại bỏ. Bảng 3.3: Đánh giá độ tin cậy của thang đo thông qua hệ số Cronbach’s Alpha STT Biến Ký hiệu Hệ số Cronbach’s Alpha 1 Các cách thức thực hiện hành vi gian lận FRD 0,754 2 Biến cơ hội do người nội bộ và TCPH ISD 0,809 3 Biến cơ hội do nhà đầu tư IVT 0,758 4 Biến cơ hội do quản lý, giám sát thị trường MNG 0,858 Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích 3.2.2.3 Phân tích EFA đối với biến độc lập Ở lần phân tích EFA thứ nhất, các chỉ báo IVT1, IVT2 có hệ số tải nhân tố < 0,5 và các chỉ báo ISD5, MNG2, MNG3 không đảm bảo giá trị hội tụ về cùng một nhân tố nên nghiên cứu tiến hành loại bỏ 5 chỉ báo trên. Kết quả phân tích lần hai đủ điều kiện phân tích. Bảng 3.4: Kết quả phân tích nhân tố EFA Phân tích EFA Hệ số KMO P- value Phương sai trích Hệ số tải nhân tố Kết luận Lần 1 0,877 0,000 61,116 Tất cả >0,5 Loại bỏ 5 chỉ báo Lần 2 0,817 0,000 60,595 Tất cả >0,5 Đủ điều kiện phân tích Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích 16 3.2.2.4 Phân tích EFA đối với biến phụ thuộc Phân tích nhân tố khám phá EFA đối với biến phụ thuộc cho thấy hệ số KMO là 0,756 (> 0,5). Giá trị Sig. là 0,000 (50%), đồng thời các chỉ báo gộp thành một biến duy nhất, đảm bảo yêu cầu “giá trị hội tụ”. 3.2.2.5 Đánh giá độ tin cậy của thang đo mới Kết quả phân tích kiểm định Cronbach's Alpha của các biến mới đều > 0,7. Chỉ báo MNG6 có hệ số Cronbach's Alpha if Item Deleted là 0,858> hệ số Cronbach's Alpha của biến MNG (0,806). Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu định tính cho thấy đây là chỉ báo quan trọng trong biến “Cơ hội từ quản lý, giám sát thị trường”. Vì vậy, nghiên cứu giữ lại MNG6. Bảng 3.8: Đánh giá độ tin cậy của thang đo mới STT Biến Ký hiệu Hệ số Cronbach’s Alpha 1 Biến cơ hội do người nội bộ và tổ chức phát hành ISD 0,781 2 Biến cơ hội do nhà đầu tư IVT 0,756 3 Biến cơ hội do quản lý, giám sát thị trường MNG 0,806 Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích 3.2.2.6 Phân tích tương quan PEARSON giữa các biến Kết quả phân tích tương quan cho thấy do đều có hệ số Sig. (2-tailed) < 0,05 nên tất cả các biến đều có tác động độc lập đến hành vi gian lận trên TTCK, giữa các biến có mối tương quan khá chặt với nhau. Vì vậy, để đảm bảo mức độ chính xác, cần phải xem xét kỹ lại vai trò của biến độc lập trên mô hình hồi quy đa biến bằng cách xem xét mức độ ảnh hưởng của từng biến độc lập đến biến phụ thuộc và kiểm tra tính đa cộng tuyến của mô hình. 3.2.2.7 Phân tích mô hình hồi quy Bảng 3.10: Kết quả phân tích hồi quy các yếu tố của biến độc lập STT Biến độc lập B Hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta Sig. Hệ số phóng đại vương sai VIF (Constant) 1,470 0,000 1 ISD 0,377 0,413 0,000 1,366 2 IVT 0,072 0,079 0,035 1,188 3 MNG 0,164 0,211 0,000 1,406 Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích 17 Giá trị Sig. đều < 0,05 và hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta dương chứng tỏ tất cả các biến độc lập đưa vào mô hình đều có tác động thuận chiều đến biến phụ thuộc. Phương trình hồi quy thu được: FRD = 1,470 + 0,377*ISD + 0,072*IVT + 0,164*MNG Giả thuyết H1, H2, H3 được chấp nhận. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến vì hệ số phóng đại vương sai VIF đều nhỏ hơn 2. Điều này chứng tỏ mức độ chính xác của kết quả kiểm định mô hình và dữ liệu thu thập. Hệ số Durbin – Watson là 2,124 đối với mô hình hồi quy (trong khoảng từ 1 đến 3), chứng tỏ mô hình không có tự tương quan. Ngoài ra, giá trị sig. mối tương quan hạng giữa phần dư chuẩn hóa (ABSRES) với các biến độc lập đều > 0,05, do đó phương sai phần dư là đồng nhất, không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi xảy ra. Bảng 3.12: Kết quả kiểm định F ANOVAa Mô hình Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình bình phương Thống kê F Mức ý nghĩa kiểm định Sig. 1 Hồi quy 97,260 3 32,420 97,170 0,000b Phần dư 188,173 564 0,334 Tổng 285,433 567 Giá trị Sig. của kiểm định F trong ANOVA là 0,000 < 0,05, mô hình hồi quy xây dựng có thể suy rộng và áp dụng được cho tổng thể. 3.2.2.8 Phân tích kết quả nghiên cứu Nhóm yếu tố cơ hội tác động lớn nhất đến hành vi gian lận trên TTCK Việt Nam là từ người nội bộ và tổ chức phát hành, tiếp theo là nhóm yếu tố “Quản lý, giám sát thị trường chưa hiệu quả” và cuối cùng là “nhà đầu tư thiếu hiểu biết, đầu tư theo tâm lý đám đông”. Giả thuyết H1, H2, H3 được chấp nhận. 3.2.2.9 Kiểm định sự khác biệt nhận thức về hành vi gian lận của các chuyên gia theo giới tính Giá trị sig. của kiểm định Variances test là 0,406 > 0,05, đủ điều kiện sử dụng kết quả của kiểm định ANOVA. Giá trị sig. của kiểm định ANOVA là 0,008 < 0,05. Vì vậy, có thể kết luận với mức ý nghĩa 5% có sự khác biệt nhận 18 thức về hành vi gian lận của các chuyên gia theo nhóm giới tính. Giả thuyết H4 được chấp nhận. Phân tích sâu ANOVA cho thấy, với giá trị trung bình đối với nhận thức về hành vi gian lận là 3,6284 đối với Nam cao hơn so với 3,4675 của Nữ, có thể khẳng định các chuyên gia là nam giới có nhận thức về hành vi gian lận cao hơn so với nữ giới. 3.2.2.10 Kiểm định sự khác biệt nhận thức về hành vi gian lận của các chuyên gia theo trình độ học vấn Giá trị sig. của kiểm định Variances test là 0,329 > 0,05, đủ điều kiện sử dụng kết quả của kiểm định ANOVA. Giá trị sig. của kiểm định ANOVA là 0,632 > 0,05. Vì vậy, có thể kết luận với mức ý nghĩa 5% không có sự khác biệt về hành vi gian lận của nhận thức về hành vi gian lận của các chuyên gia theo trình độ học vấn, giả thuyết H5 bị bác bỏ. 3.2.2.11 Kiểm định sự khác biệt nhận thức về hành vi gian lận của các chuyên gia là nhà đầu tư và người làm việc trong lĩnh vực chứng khoán Giá trị sig. của kiểm định Variances test là 0,180 > 0,05, đủ điều kiện sử dụng kết quả của kiểm định ANOVA. Giá trị sig. của kiểm định ANOVA là 0,088 > 0,05. Vì vậy, có thể kết luận với mức ý nghĩa 5% không có sự khác biệt về hành vi gian lận của các chuyên gia là nhà đầu tư và các chuyên gia làm trong lĩnh vực CK, giả thuyết H6 bị bác bỏ. 3.3 Thực trạng quản lý của Ủy ban Chứng khoán Nhà nước đối với các hành vi gian lận trên TTCK Việt Nam 3.3.1 Các cơ quan quản lý trên TTCK Việt Nam 3.3.2 Thực trạng nội dung, phương pháp và công cụ quản lý Bảng 3.19: Thống kê số tiền xử phạt hành vi gian lận trên TTCK 2008 - 2019 Hành vi gian lận Số trường hợp vi phạm bị xử lý 200 8 20 09 20 10 20 11 20 12 20 13 20 14 20 15 20 16 20 17 20 18 20 19 Tổng số QĐXP (5) 124 158 371 166 179 108 121 150 133 349 371 452 Tổng số tiền phạt (tỷ đồng) 3,8 4,1 15 11 11 8 10 12 12,3 30,4 20 28,1 Nguồn: Ủy ban CK Nhà nước 19 3.3.3 Thống kê các hành vi gian lận đã được phát hiện và xử lý Bảng 3.20: Thống kê các hành vi gian lận trên TTCK Việt Nam 2007 - 2019 Hành vi gian lận Số trường hợp vi phạm bị xử lý 200 7 200 8 200 9 201 0 201 1 201 2 201 3 201 4 201 5 201 6 201 7 201 8 201 9 VP của TCPH (1) 56 94 115 74 81 67 44 50 44 56 122 74 101 Giao dịch nội gián 1 1 1 2 0 0 0 0 0 0 1 0 0 Thao túng giá 2 2 4 10 14 2 7 2 4 6 6 9 8 VP CBTT của CĐ lớn, CĐ nội bộ (2) 17 16 26 260 57 62 34 33 60 51 199 260 325 VP của CTCK, CTQLQ (3) 6 11 12 19 14 41 23 33 29 14 21 19 16 Vi phạm khác (4) 1 0 0 9 0 7 0 3 13 0 0 9 2 Tổng số QĐXP (5) 83 124 158 371 166 179 108 121 150 133 349 371 452 Nguồn: Ủy ban CK Nhà nước Giai đoạn năm 2010-2014 có số hành vi thao túng giá tăng mạnh bởi đây là giai đoạn thị trường hồi phục nhẹ sau chuỗi thời gian bị ảnh hưởng bởi khủng hoảng tài chính toàn cầu từ năm 2008. Giai đoạn 2012 - 2015, trung bình 4 vụ/năm. Đến năm 2016 - 2019 tăng lên gần gấp đôi là 7 vụ/năm, đây là giai đoạn tỷ suất sinh lời cho đầu tư CK xuống thấp, phần lớn nhà đầu tư thua lỗ hoặc hòa vốn dẫn đến áp lực cho các hành vi thao túng giá. Các giao dịch nội gián ngày càng trở nên tinh vi, phức tạp, hầu như không được ghi nhận ở các năm từ 2011 - 2019. Trong khi số lượng các vi phạm trong công bố thông tin của cổ đông