Mức độ công bố thông tin kế toán và năng lực cạnh tranh – bằng chứng thực nghiệm tại các doanh nghiệp xây dựng và kinh doanh bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán việt na

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM NGUYỄN VĂN BẢO MỨC ĐỘ CƠNG BỐ THƠNG TIN KẾ TỐN VÀ NĂNG LỰC CẠNH TRANH – BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI CÁC DOANH NGHIỆP XÂY DỰNG VÀ KINH DOANH BẤT ĐỘNG SẢN NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH, NĂM 2021 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM NGUYỄN VĂN BẢO MỨC ĐỘ CÔNG BỐ THÔNG TIN KẾ TOÁN VÀ NĂNG LỰC CẠNH TRANH – BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI CÁC DOANH NGHIỆP XÂY DỰNG VÀ KINH DOANH BẤT ĐỘNG SẢN NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Chuyên ngành: KẾ TOÁN Mã số: 9340301 LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học: TS Nguyễn Thị Kim Cúc PGS.TS Trần Văn Tùng TP HỒ CHÍ MINH, NĂM 2021 v LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu riêng theo hướng dẫn TS Nguyễn Thị Kim Cúc PGS.TS Trần Văn Tùng Các số liệu, kết nêu Luận án trung thực, khách quan không chép cơng trình nghiên cứu Các nghiên cứu mà tơi kế thừa trích dẫn rõ ràng, cụ thể ghi rõ nguồn gốc Tp Hồ Chí Minh, ngày … tháng … năm 2021 Nghiên cứu sinh Nguyễn Văn Bảo LỜI CẢM ƠN Trước tiên xin bày tỏ lịng kính trọng tri ân sâu sắc đến TS Nguyễn Thị Kim Cúc PGS.TS Trần Văn Tùng Cô/Thầy người tận tình hướng dẫn, ln hết lịng động viên, hỗ trợ định hướng cho tơi suốt q trình thực Luận án Tơi xin gửi lời cảm ơn tới Quý Thầy/Cô Khoa Kế tốn Trường Đại học Kinh tế Hồ Chí Minh cán bộ/viên chức Viện Sau Đại học, Thư viện hỗ trợ trình học tập, tìm tài liệu nghiên cứu Tơi xin cảm ơn Quý Ông/Bà chuyên gia, Ban Chủ nhiệm Khoa, Q Thầy/Cơ giảng viên Khoa Tài Thương Mại - Trường Đại học Công nghệ Tp.HCM tạo điều kiện, hỗ trợ giúp đỡ suốt trình vấn, khảo sát, thu thập liệu hồn thành Luận án Sau cùng, tơi xin gơi lời cảm ơn đến gia đình tơi, người thân bên cạnh động viên, hỗ trợ tôi, cho tinh thần làm việc học tập suốt q trình học tập hồn thành nghiên cứu Tp Hồ Chí Minh, ngày … tháng … năm 2021 Nghiên cứu sinh Nguyễn Văn Bảo MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM ƠN ii DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT x DANH MỤC CÁC BẢNG xi DANH MỤC CÁC HÌNH xiii TÓM TẮT xiv ABSTRACT xv PHẦN MỞ ĐẦU 1 Lý chọn đề tài Mục tiêu nghiên cứu 2.1 Mục tiêu tổng quát 2.2 Mục tiêu cụ thể Câu hỏi nghiên cứu Đối tượng phạm vi nghiên cứu 5 Phương pháp nghiên cứu 6 Ý nghĩa khoa học thực tiễn đề tài: Kết cấu luận án: CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC 10 1.1 Các nghiên cứu nước 10 1.1.1 Nghiên cứu cơng bố thơng tin kế tốn 10 1.1.2 Nghiên cứu số cơng bố thơng tin kế tốn 14 1.1.3 Nghiên cứu nhân tố ảnh hương đến mức độ công bố thông tin kế tốn 18 1.1.4 Nghiên cứu cơng bố thông tin ảnh hương đến lực cạnh tranh doanh nghiệp 25 1.2 Các nghiên cứu nước 26 1.2.1 Nghiên cứu cơng bố thơng tin kế tốn 26 1.2.2 Nghiên cứu số cơng bố thơng tin kế tốn 29 1.2.3 Nghiên cứu nhân tố ảnh hương đến mức độ công bố thông tin kế tốn 31 1.2.4 Nghiên cứu cơng bố thông tin ảnh hương đến lực cạnh tranh doanh nghiệp 35 1.3 Nhận xét nghiên cứu trước xác định khe hổng nghiên cứu 36 KẾT LUẬN CHƯƠNG 38 CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 39 2.1 Cơ sơ lý thuyết cơng bố thơng tin kế tốn 39 2.1.1 Khái niệm chung cơng bố thơng tin kế tốn 39 2.1.2 Đo lường công bố thơng tin kế tốn 41 2.1.2.1 Đo lường không trọng số 43 2.1.2.2 Đo lường co trọng số 43 2.1.2.3 Đo lường hỗn hợp 43 2.2 Cơ sơ lý thuyết lực cạnh tranh doanh nghiệp 44 2.2.1 Khái niệm cạnh tranh 44 2.2.2 Khái niệm lực cạnh tranh 45 2.2.3 Một số quan điểm lực cạnh tranh doanh nghiệp 45 2.2.3.1 Quan điểm dựa vào lợi cạnh tranh 45 2.2.3.2 Quan điểm cạnh tranh dựa vào nguồn lực cách tiếp cận lực cốt lõi 47 2.2.3.3 Quan điểm cạnh tranh dựa định hướng thị trường 48 2.2.4 Các nhân tố bên đánh giá lực cạnh tranh doanh nghiệp 50 2.3 Các lý thuyết co liên quan 52 2.3.1 Lý thuyết thông tin bất cân xứng (Asymmetric theory) 52 2.3.2 Lý thuyết đại diện (Agency theory) 53 2.3.3 Lý thuyết chi phí sơ hữu (Proprietary costs theory) 54 2.3.4 Lý thuyết tín hiệu (Signaling theory) 55 2.4 Đặc điểm doanh nghiệp Xây dựng kinh doanh Bất động sản niêm yết TTCK Việt Nam ảnh hương đến công bố thơng tin kế tốn 56 2.5 Các nhân tố ảnh hương đến mức độ cơng bố thơng tin kế tốn doanh nghiệp Xây dựng kinh doanh Bất động sản niêm yết TTCK Việt Nam 58 2.5.1 Cơ cấu Hội đồng quản trị 58 2.5.2 Tỷ lệ sơ hữu nhà nước 59 2.5.3 Tỷ lệ sơ hữu cở đơng nước ngồi 59 2.5.4 Chủ thể kiểm toán 60 2.5.5 Địn bẩy tài 61 2.5.6 Khả sinh lời 61 2.5.7 Khả toán 62 2.5.8 Tài sản cố định 62 2.5.9 Quy mô doanh nghiệp 63 2.5.10 Thời gian hoạt động doanh nghiệp 63 2.6 Tác động mức độ cơng bố thơng tin kế tốn đến lực cạnh tranh doanh nghiệp 65 KẾT LUẬN CHƯƠNG 67 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 68 3.1 Quy trình nghiên cứu 68 3.2 Phương pháp nghiên cứu 70 3.2.1 Phương pháp nghiên cứu định tính 71 3.2.1.1 Quy trình nghiên cứu 71 3.2.1.2 Số lượng mẫu 73 3.2.1.3 Lựa chọn chuyên gia để khảo sát ý kiến 73 3.2.1.4 Thiết kế dàn thảo luận 73 3.2.1.5 Quy trình khảo sát, thu thập liệu 74 3.2.2 Phương pháp nghiên cứu định lượng 75 3.2.2.1 Quy trình nghiên cứu 75 3.2.2.2 Công cụ xử lý phân tích liệu 76 3.2.2.3 Lựa chọn loại liệu 76 3.2.2.4 Cách thức thu thập liệu 77 3.2.2.5 Xác định kích thước mẫu phương pháp chọn mẫu 79 3.2.2.6 Lựa chọn mơ hình hồi quy 79 3.2.2.7 Kiểm định khuyết tật mơ hình hồi quy 81 3.3 Các giả thuyết nghiên cứu đề xuất 85 3.3.1 Cơ cấu Hội đồng quản trị 85 3.3.2 Tỷ lệ sơ hữu vốn nhà nước 85 3.3.3 Tỷ lệ sơ hữu cổ đông nước 86 3.3.4 Chủ thể kiểm toán 86 Năm 2017 reg mucdo cocau Source nhanuoc SS nuocngoai kiemtoan df 127477345 194654475 10 134 012747734 001452645 Total 32213182 144 002237027 Coef cocau nhanuoc nuocngoai kiemtoan donbay sinhloi thanhtoan dacdiem quymo thoigian _cons 0207563 0409409 0075904 0040666 0716982 0090559 0034423 0013605 0084784 0012376 3069883 Std sinhloi MS Model Residual mucdo donbay Err Number of obs F( 10, 134) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t 0263582 0185963 027012 0055352 0195945 0233818 0024415 0005693 0021142 0002595 1528179 thanhtoan P>|t| 0.79 2.20 0.28 0.73 3.66 0.39 1.41 2.39 4.01 4.77 2.01 0.432 0.029 0.779 0.464 0.000 0.699 0.161 0.018 0.000 0.000 0.047 [95% dacdiem = = = = = = Conf quymo thoigian 145 8.78 0.0000 0.3957 0.3506 03811 Interval] -.0313756 0041605 -.0458346 -.0068812 0329436 -.0371893 -.0013865 0002346 0042969 0007243 0047411 0728883 0777212 0610154 0150143 1104527 0553011 0082712 0024865 0126599 0017508 6092356 Năm 2018 reg mucdo Source cocau nhanuoc SS nuocngoai kiemtoan df 203794296 148433437 10 134 02037943 001107712 Total 352227733 144 002446026 Coef cocau nhanuoc nuocngoai kiemtoan donbay sinhloi thanhtoan dacdiem quymo thoigian _cons 0381552 0363672 0090053 0045355 1018175 0696081 0030737 0009031 0078284 0014319 2836722 Std sinhloi MS Model Residual mucdo donbay Err .0223439 0159059 0225047 0048869 0160169 02032 0007444 0003675 0018881 0002256 1364019 t 1.71 2.29 0.40 0.93 6.36 3.43 4.13 2.46 4.15 6.35 2.08 thanhtoan dacdiem Number of obs = F( 10, 134) = Prob > F = R-squared = Adj R-squared = Root MSE = P>|t| 0.090 0.024 0.690 0.355 0.000 0.001 0.000 0.015 0.000 0.000 0.039 [95% Conf -.0060372 0049081 -.0355051 -.0051299 0701389 0294186 0016015 0001763 004094 0009858 013893 quymo 145 18.40 0.0000 0.5786 0.5471 03328 Interval] 0823476 0678262 0535156 0142009 1334961 1097976 004546 00163 0115627 0018781 5534514 thoigian Phân tích hồi quy mơ hình (1) phương pháp OLS Source Model Residual 438315 544559923 Total 982875647 mucdo Coef cocau nhanuoc nuocngoai kiemtoan donbay sinhloi thanhtoan dacdiem quymo thoigian _cons 0470132 0269538 0008153 0041696 080722 0287799 0025619 001289 0083164 0012246 2885771 434 0022 Std Err t 0133083 00956 0142144 0030158 0101557 0134462 0006762 0002595 0012068 0001406 0837985 P>|t| 3.53 2.82 0.06 1.38 7.95 2.14 3.79 4.97 6.89 8.71 3.44 0.000 0.005 0.954 0.168 0.000 0.033 0.000 0.000 0.000 0.000 0.001 0208548 0081628 -.0271243 -.0017581 0607603 0023505 0012328 0007789 0059444 0009483 123865 028754 0100973 1006838 0552093 0038911 0017991 0106883 001501 4532892 Phân tích hồi quy mơ hình (1) mơ hình FEM xtreg mucdo cocau nhanuoc Fixed-effects (within) Group variable: congty R-sq: within between overall corr(u_i, Xb) nuocngoai kiemtoan regression donbay sinhloi thanhtoan dacdiem = = 435 145 = 0.2607 = 0.0988 = 0.0908 Obs per group: = avg = max = 3.0 = -0.9714 F(10,280) Prob > F mucdo Coef cocau nhanuoc nuocngoai kiemtoan donbay sinhloi thanhtoan dacdiem quymo thoigian _cons 0228489 0015856 -.0155678 2509658 0625627 0125274 0011244 0004569 0073624 0077453 -5.874643 0134202 0109949 0200229 1623717 0177352 0106764 0004835 0005448 0029 0014219 3.974626 sigma_u sigma_e rho 18113427 01839615 9897907 (fraction F test that all u_i=0: Std Number of obs Number of groups Err t 1.70 0.14 -0.78 1.55 3.53 1.17 2.33 0.84 2.54 5.45 -1.48 P>|t| 0.090 0.885 0.438 0.123 0.000 0.242 0.021 0.402 0.012 0.000 0.141 of variance F(144, 280) = 11.23 due [95% = = 9.87 0.0000 Conf Interval] -.0035684 -.0200576 -.0549823 -.0686584 0276514 -.0084887 0001726 -.0006156 0016537 0049464 -13.69859 0492663 0232287 0238468 57059 097474 0335435 0020761 0015294 013071 0105443 1.949299 to u_i) Prob > F = 0.0000 quymo thoigian, fe Phân tích hồi quy mơ hình (1) mơ hình REM kiêm định Breusch Pagan xtreg mucdo cocau nhanuoc nuocngoai kiemtoan donbay Random-effects GLS regression Group variable: congty Number Number R-sq: Obs within between overall corr(u_i, X) = 0.1232 = 0.4654 = 0.4207 = Coef cocau nhanuoc nuocngoai kiemtoan donbay sinhloi thanhtoan dacdiem quymo thoigian _cons 0232705 0159276 0004373 003117 0729835 0108989 0015582 0011909 0082155 0014679 337245 sigma_u sigma_e rho 03031901 01839615 73091435 of of per thanhtoan obs groups group: Std Err z 0123401 0096571 0161361 0048866 0126118 0104235 0004806 0003366 0016575 0002217 1315898 (fraction P>|z| 1.89 1.65 0.03 0.64 5.79 1.05 3.24 3.54 4.96 6.62 2.56 of 0.059 0.099 0.978 0.524 0.000 0.296 0.001 0.000 0.000 0.000 0.010 variance due to [95% dacdiem = = 435 145 = avg = max = 3.0 = = 154.71 0.0000 Conf Interval] Wald chi2(10) Prob > chi2 (assumed) mucdo sinhloi -.0009157 -.003 -.0311889 -.0064605 0482647 -.0095309 0006161 0005313 0049669 0010334 0793337 0474566 0348552 0320635 0126944 0977022 0313286 0025002 0018506 0114642 0019024 5951564 u_i) xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian mucdo[congty,t] Estimated = Xb multiplier + + for random effects e[congty,t] results: Var mucdo eu Test: test u[congty] Var(u) = sd = sqrt(Var) 0022647 0003384 0009192 0475888 0183962 030319 chibar2(01) = Prob > chibar2 = 188.61 0.0000 So sánh REM FEM mơ hình hồi quy (1) hausman fem rem Coefficients (b) (B) fem rem cocau nhanuoc nuocngoai kiemtoan donbay sinhloi thanhtoan dacdiem quymo thoigian 0228489 0015856 -.0155678 2509658 0625627 0125274 0011244 0004569 0073624 0077453 0232705 0159276 0004373 003117 0729835 0108989 0015582 0011909 0082155 0014679 (b-B) Difference -.0004215 -.014342 -.0160051 2478488 -.0104207 0016285 -.0004338 -.0007341 -.0008532 0062775 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0052749 0052562 0118551 1622981 0124691 0023097 0000526 0004285 0023797 0014045 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(10) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 94.55 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) quymo thoigian, re 10 Tổng hợp kết quả kiêm định mơ hình (1) phương pháp OLS, FEM, REM estimates table ols Variable cocau nhanuoc nuocngoai kiemtoan fem rem, stats ols (chi2 df N rank) fem 04701317*** 02695379** 00081527 00416961 star (.1 05 001) rem 02284894* 00158557 02327046* 01592761* -.01556777 25096581 00043731 00311697 donbay sinhloi 08072201*** 0287799** 06256273*** 01252741 07298346*** 01089886 thanhtoan dacdiem 00256193*** 001289*** 00112436** 00045687 00155819** 00119094*** quymo 00831635*** 00736237** 00821552*** thoigian _cons 00122463*** 2885771*** 00774534*** -5.8746432 00146787*** 33724503** chi2 df 154.71284 N rank 435 11 435 11 legend: * pchi2 0.8860 0.06 0.9718 15 Hồi quy đa biến mơ hình (1) GLS xtgls mucdo cocau nhanuoc nuocngoai kiemtoan donbay sinhloi thanhtoan dacdiem quymo thoigian, panels(h) corr(ar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 145 11 mucdo Coef Std Err cocau nhanuoc nuocngoai kiemtoan donbay sinhloi thanhtoan dacdiem quymo thoigian _cons 0066922 0050198 0029243 0076049 0579627 0094062 0012676 0008655 0101511 0017621 1881313 0024625 0034027 0060562 0023013 0060009 0026312 0003506 0001926 0008441 0001284 0664725 (0.9244) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(10) Prob > chi2 z 2.72 1.48 0.48 3.30 9.66 3.57 3.62 4.49 12.03 13.72 2.83 P>|z| 0.007 0.140 0.629 0.001 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.005 = = = = = 435 145 600.88 0.0000 [95% Conf Interval] 0018658 -.0016494 -.0089456 0030943 0462011 0042492 0005805 000488 0084967 0015104 0578477 0115186 0116889 0147942 0121154 0697243 0145632 0019547 0012431 0118055 0020138 318415 16 Phân tích hồi quy mơ hình (2) lần lượt qua năm 2016, 2017, 2018 Năm 2016 reg nangluc mucdo Number of obs Source = F( 1, Model Residual SS 000724766 001373387 143 000724766 9.6041e-06 Total 002098153 144 000014571 nangluc Coef mucdo _cons 0504715 -.0316858 df Std MS Err .00581 0043153 t 8.69 -7.34 143) = Prob > F = R-squared = Adj R-squared = Root MSE = P>|t| 0.000 0.000 [95% Conf .0389869 -.0402158 145 75.46 0.0000 0.3454 0.3409 0031 Interval] 061956 -.0231558 Năm 2017 reg nangluc mucdo Source SS df MS Model Residual 000850395 00174166 143 000850395 000012179 Total 002592055 144 000018 nangluc Coef mucdo _cons 0513799 -.0323737 Std Err .0061489 0046353 t 8.36 -6.98 Number of obs F( 1, 143) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| [95% 0.000 0.000 Conf .0392255 -.0415362 = = = = = = 145 69.82 0.0000 0.3281 0.3234 00349 Interval] 0635344 -.0232112 Năm 2018 reg nangluc mucdo Source SS df Model Residual 001038822 001966189 143 001038822 00001375 Total 003005011 144 000020868 nangluc Coef mucdo _cons 0543074 -.0345774 Std Number of obs = 145 F( 1, 143) = 75.55 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.3457 Adj R-squared = 0.3411 Root MSE = 00371 MS Err .0062479 0047551 t 8.69 -7.27 P>|t| 0.000 0.000 [95% Conf .0419572 -.0439767 17 Phân tích hồi quy mơ hình (2) phương pháp OLS re Source Model Residual 002675085 005083905 433 00 000011741 Total 00775899 434 000017878 nangluc Coef mucdo _cons 0521698 -.0329556 Std Err .0034563 0026011 t 15.09 -12.67 Root MS P>|t| 0.000 0.000 [95% Conf .0453767 -.0380681 Interval] 058963 -.0278432 Interval] 0666575 -.0251781 18 Phân tích hồi quy mơ hình (2) mơ hình FEM Fixed-effec Group variable: = = R-sq: within 0.7120 between 0.3113 overall = 0.3448 corr(u_i, F Xb) = -0.1305 P nangluc Coef mucdo _cons 0614525 -.0399277 sigma_u sigma_e rho 00339281 00082305 94442208 test that all Std Err t 0022989 0017271 26.73 -23.12 (fraction u_i=0: F(144, P>|t| 0.000 0.000 of variance = 50.11 289) [95% C due 0569277 -.0433271 to 06 -.0365283 u_i) Prob > F = 0.0000 19 Phân tích hồi quy mơ hình (2) mơ hình REM kiêm định Breusch Pagan xtreg nangluc mucdo, re Random-effects GLS regression Group variable: congty Number Number R-sq: Obs within between overall corr(u_i, X) = = = 0.7120 0.3113 0.3448 = Wald Prob (assumed) nangluc Coef mucdo _cons 0602037 -.0389897 Std .0021641 0016494 Err sigma_u sigma_e rho 00333749 00082305 94267081 (fraction z per [95% and Pagan Lagrangian nangluc[congty,t] Estimated = multiplier Xb + due to for + random e[congty,t] results: Var nangluc e u Test: test u[congty] sd 0000179 6.77e-07 0000111 = sqrt(Var) 0042282 0008231 0033375 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 383.53 0.0000 435 145 = avg = max = 3.0 = = 773.94 0.0000 Conf Interval] 0559622 -.0422225 u_i) xttest0 Breusch = = chi2(1) > chi2 0.000 0.000 variance obs groups group: P>|z| 27.82 -23.64 of of of effects 0644451 -.0357569 20 So sánh FEM REM mơ hình hồi quy (2) hausman fixed random Coefficients (b) (B) fixed random mucdo 0614525 (b-B) Difference 0602037 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0012489 0007758 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(1) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 2.59 Prob>chi2 = 0.1075 21 Tổng hợp kết quả kiêm định mô hình (2) phương pháp OLS, FEM, REM estimates table pol fixed random, stats (chi2 df N rank) star (.1 05 001) Variable mucdo _cons chi2 df N rank pol 05216984*** -.03295565*** fixed random 06145251*** -.03992772*** 06020365*** -.03898972*** 773.93561 435 435 legend: * p