7. Tổng quan tài liệu
3.2.KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.2.1. ô tả thống kê các biến trong mô hình nghiên cứu
Kết quả mô tả thống kê các biến trong mô hình nghiên cứu với sự hỗ trợ của phần mềm SPSS đƣợc thể hiện ở bảng sau:
Bảng 3.1. Kết quả mô tả thống kê mô hình
Statistics
DA KoDH CGKT CLKT TDKT SLoi TTLN TLNo QMo
N Valid 76 76 76 76 76 76 76 76 76 Missing 0 0 0 0 0 0 0 0 0 Mean .1860 .5446 .02 .20 .55 .1889 .41 .3784 26.9126 Median .1298 .5357 .00 .00 1.00 .1674 .00 .3805 26.9754 Std. Deviation .3608 .2623 .093 .401 .501 .1260 .495 .2051 1.3021 Minimum -.4677 .0000 0 0 0 -.0759 0 .0001 23.5163 Maximum .8706 1.0000 1 1 1 .5437 1 .8979 30.9335
Kết quả thống kê từ bảng 3.1 thể hiện số liệu thống kê mô tả của 76 công ty niêm yết có phát hành thêm cổ phiếu thuộc 7 nhóm ngành trong giai đoạn 2011-2014.
Theo nhƣ mô hình, biến phụ thuộc là biến dồn tích có thể điều chỉnh (DA). Biến phụ thuộc có thể đƣợc xem có phân phối gần chuẩn (tác giả sẽ kiểm định ở phần sau). Kết quả thống kê chỉ ra rằng giá trị trung bình của biến dồn tích có thể điều chỉnh là 0.1860 với độ lệch chuẩn 0.3608, có nghĩa là có 95% các doanh nghiệp có trong mẫu có giá trị biến dồn tích dồn tích có thể điều chỉnh từ -0.5212 (0.1860 - 1.96*0.3608) đến 0.8932 (0.1860 + 1.96*0.3608). Tuỳ công ty niêm yết có phát hành thêm cổ phiếu có điều chỉnh tăng hay giảm lợi nhuận mà biến dồn tích có thể điều chỉnh đạt mức cao nhất là 0.8932 hoặc thấp nhất là -0.5212. Thống kê mô tả cũng cho thấy rằng đa số các doanh nghiệp có điều chỉnh lợi nhuận trên báo cáo tài chính và điều chỉnh theo hƣớng tăng nhiều hơn.
Nhìn vào bảng 3.1, tác giả nhận thấy giá trị trung bình của biến tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị không điều hành trong mẫu gồm 76 công ty có điều chỉnh lợi nhuận là 54.46% với độ lệch chuẩn là 0.2623 (26.23%). Hai độ lớn là giá trị trung bình và độ lệch chuẩn của tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị không điều hành thể hiện mức độ biến thiên của nhân tố này khá cao. Hơn nữa, với tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị không điều hành trung bình 54.46% đƣợc xem là khá tốt, thể hiện đƣợc tính độc lập của hội đồng quản trị.
Giá trị trung bình của biến tỷ lệ chuyên gia tài chính trong ban kiểm soát tại mẫu này là 2% với độ lệch chuẩn là 0.093 (9.3%). Tỷ lệ trung bình của biến này trong mẫu và mức biến thiên của nó quá thấp, chứng tỏ tỷ lệ các chuyên gia tài chính trong ban kiểm soát của các công ty có phát hành thêm cổ phiếu tại Việt Nam trong giai đoạn 2011-2014 đa số đều thấp.
Bảng 3.1 cho thấy có trung bình 20% công ty đƣợc kiểm toán bởi công ty kiểm toán thuộc Big4 với độ lệch chuẩn là 0.401 và có 55% số công ty có sự thay đổi kiểm toán viên trong năm nghiên cứu có điều chỉnh lợi nhuận với độ lệch chuẩn là 0.501. Điều này chỉ ra rằng số lƣợng công ty niêm yết có phát hành thêm cổ phiếu đƣợc kiểm toán bởi công ty kiểm toán thuộc Big 4 tƣơng đối thấp và có nhiều công ty có sự thay đổi kiểm toán viên qua các năm. Đây có thể là một trong những yếu tố tác động làm tăng khả năng điều chỉnh lợi nhuận của các công ty niêm yết có phát hành thêm cổ phiếu.
Thông tin từ bảng thống kê cũng chỉ ra rằng mức độ sinh lời của doanh nghiệp đạt giá trị trung bình là 18.89%, trong khi đó độ lệch chuẩn của mức độ sinh lời đạt 0.1260 (12.6%). Hai độ lớn là giá trị trung bình và độ lệch chuẩn của biến này khá gần nhau, do đó mức độ biến thiên của mức độ sinh lời của doanh nghiệp là khá cao.
Hai biến độc lập là tỷ lệ nợ và tốc độ tăng lợi nhuận đều có độ lệch chuẩn khá lớn, đặc biệt là tốc độ tăng trƣởng lợi nhuận trung bình đạt 41% và có độ lệch chuẩn là 49.5%, mức độ biến thiên của nhân tố này cho thấy sự chênh lệch giữa doanh nghiệp có tốc độ tăng lợi nhuận lớn nhất và nhỏ nhất khá lớn. Nhân tố quy mô có giá trị trung bình là 26.9126 và độ lệch chuẩn 1.3021, mức độ biến thiên của nhân tố này tƣơng đối thấp.
3.2.2. Phân tích mối quan hệ tƣơng quan giữa các biến
Để xác định mối quan hệ giữa các biến trong mô hình, nghiên cứu sử dụng phân tích hệ số tƣơng quan nhằm đo lƣờng mức độ quan hệ giữa các biến độc lập với nhau và giữa các biến độc lập với các biến phụ thuộc. Mức độ tƣơng quan giữa các biến đƣợc đo lƣờng bằng hệ số tƣơng quan r (Pearson). Kết quả phân tích hệ số tƣơng quan giữa các biến trong mô hình với mẫu quan sát 76 công ty giai đoạn 2011-2014 đƣợc thể hiện trong bảng sau:
Bảng 3.2. Bảng phân tích hệ số tương quan Pearson
Correlations
DA KoDH CGTC CLKT TDKT SLoi TTLN TLNo QMo
DA Pearson Correlation 1 -.287 * -.083 -.154 .165 .198 -.098 -.099 -.119 Sig. (2-tailed) .012 .476 .183 .154 .087 .401 .397 .304 N 76 76 76 76 76 76 76 76 76 KoDH Pearson Correlation -.287 * 1 -.045 .353** -.010 .153 -.015 -.157 .184 Sig. (2-tailed) .012 .701 .002 .930 .187 .897 .176 .112 N 76 76 76 76 76 76 76 76 76 CGTC Pearson Correlation -.083 -.045 1 -.095 -.116 -.138 .133 -.189 -.201 Sig. (2-tailed) .476 .701 .416 .318 .234 .253 .103 .082 N 76 76 76 76 76 76 76 76 76 CLKT Pearson Correlation -.154 .353 ** -.095 1 .047 .316** -.008 -.035 .468** Sig. (2-tailed) .183 .002 .416 .685 .005 .946 .763 .000 N 76 76 76 76 76 76 76 76 76 TDKT Pearson Correlation .165 -.010 -.116 .047 1 .138 -.115 -.233 * -.086 Sig. (2-tailed) .154 .930 .318 .685 .233 .323 .042 .459 N 76 76 76 76 76 76 76 76 76 SLoi Pearson Correlation .198 .153 -.138 .316 ** .138 1 -.128 -.227* -.182 Sig. (2-tailed) .087 .187 .234 .005 .233 .271 .049 .116 N 76 76 76 76 76 76 76 76 76 TTLN Pearson Correlation -.098 -.015 .133 -.008 -.115 -.128 1 .228 * .210 Sig. (2-tailed) .401 .897 .253 .946 .323 .271 .048 .068 N 76 76 76 76 76 76 76 76 76 TLNo Pearson Correlation -.099 -.157 -.189 -.035 -.233 * -.227* .228* 1 .385** Sig. (2-tailed) .397 .176 .103 .763 .042 .049 .048 .001 N 76 76 76 76 76 76 76 76 76 QMo Pearson Correlation -.119 .184 -.201 .468 ** -.086 -.182 .210 .385** 1 Sig. (2-tailed) .304 .112 .082 .000 .459 .116 .068 .001 N 76 76 76 76 76 76 76 76 76 *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Kết quả chạy bằng phần mềm SPSS ở bảng 3.2 cho ra kết quả về mối quan hệ tƣơng quan nhƣ sau:
Mối tương quan giữa biến phụ thuộc là biến dồn tích có thể điều chỉnh với các biến độc lập:
Kết quả phân tích tính toán hệ số tƣơng quan cho thấy hệ số tƣơng quan giữa biến dồn tích có thể điều chỉnh và các nhân tố quản trị công ty ảnh hƣởng đều có giá trị tuyệt đối lớn hơn 0. Trong đó, hệ số tƣơng quan r mang giá trị dƣơng phản ánh mối quan hệ tƣơng quan thuận chiều giữa các nhân tố quản trị công ty với khả năng điều chỉnh lợi nhuận của các công ty niêm yết có phát hành thêm cổ phiếu. Và ngƣợc lại, hệ số tƣơng quan mang giá trị âm thì mối quan hệ tƣơng quan ngƣợc chiều giữa các nhân tố quản trị công ty với khả năng điều chỉnh lợi nhuận. Nhân tố quản trị công ty có hệ số tƣơng quan cao nhất và có ý nghĩa thống kê là tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị không điều hành với rKoDH = -0.287. Đây là nhân tố thực sự có mối quan hệ rõ ràng và có mối quan hệ ngƣợc chiều với biến phụ thuộc.
Nhìn vào bảng hệ số tƣơng quan, hệ số tƣơng quan của các biến quản trị công ty còn lại nhƣ tỷ lệ chuyên gia tài chính trong ban kiểm soát (CGTC), chất lƣợng kiểm toán (CLKT), thay đổi kiểm toán viên (TDKT) có chiều ảnh hƣởng đến biến dồn tích có thể điều chỉnh đúng với giả thuyết ban đầu, nhƣ vậy giả thuyết đặt ra có tính hợp lý tƣơng đối cao. Các nhân tố quản trị công ty đa số đều có mối tƣơng quan nghịch, trừ nhân tố sự thay đổi kiểm toán viên là có mối tƣơng quan thuận với biến điều chỉnh lợi nhuận.
Ngoài ra, các nhân tố còn lại tuy không có ý nghĩa thống kê nhƣng xét về dấu thì vẫn thể hiện chiều ảnh hƣởng của các nhân tố này đối với biến phụ thuộc. Thông tin bảng 3.2 chỉ ra rằng các nhân tố quy mô doanh nghiệp (QMo), tỷ lệ nợ (TLNo), tốc độ tăng trƣởng lợi nhuận (TTLN) có quan hệ ngƣợc chiều đối với hành vi điều chỉnh lợi nhuận, còn nhân tố mức độ sinh
lời có mối quan hệ cùng chiều với điều chỉnh lợi nhuận của công ty niêm yết có phát hành thêm cổ phiếu. Trong đó, nhân tố tỷ lệ nợ và mức độ sinh lời của doanh nghiệp có hệ số tƣơng quan rTLNo = -0.099, rSLoi = 0.198, ngƣợc chiều với giả thuyết đặt ra. Để kiểm tra chính xác mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc hơn thì tác giả sẽ đi sâu đánh giá tính phù hợp và kiểm định mô hình nghiên cứu ở phần tiếp theo.
Xét mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau:
Khi xét về mối tƣơng quan giữa các biến độc lập, các biến có quan hệ tƣơng quan khá chặt chẽ với nhau nhƣ biến quy mô (QMo) với biến chất lƣợng kiểm toán (CLKT) và biến tỷ lệ nợ (TLNo) với hệ số tƣơng quan lần lƣợt là rQMo, CLKT = 0.468 và rQMo, TLNo = 0.385 ; biến chất lƣợng kiểm toán (CLKT) với biến tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị không điều hành (KoDH) và biến mức độ sinh lời (SLoi) có rCLKT, KoDH = 0.353 và rCLKT, SLoi = 0.316 đều với mức ý nghĩa 1%; biến tỷ lệ nợ (TLNo) với biến với biến thay đổi kiểm toán (TDKT), biến mức độ sinh lời (SLoi), biến tốc độ tăng trƣởng lợi nhuận (TTLN)với hệ số tƣơng quan lần lƣợt là rTLNo, TDKT = -0.233, rTLNo, SLoi = -0.227
và rTLNo, TTLN 0.228 đều với mức ý nghĩa 5%. Các biến độc lập còn lại có hệ
số tƣơng quan thấp hơn, ít chặt chẽ hơn và ta thấy hệ số tƣơng quan giữa các biến đều nhỏ hơn 0.5. Với kết quả từ bảng phân tích mối tƣơng quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc và giữa các biến độc lập với nhau, có thể thấy rằng không tồn tại hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
3.2.3.Kiểm tra độ phù hợp của mô hình nghiên cứu
Hệ số xác định R2 và R2 hiệu chỉnh (Adjusted R square) đƣợc dùng để đánh giá độ phù hợp của mô hình. Vì R2 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
sẽ tăng khi đƣa thêm biến độc lập vào mô hình nên dùng R2 hiệu chỉnh sẽ an toàn hơn khi đánh giá độ phù hợp của mô hình. R2 hiệu chỉnh càng lớn thể hiện độ phù hợp của mô hình càng cao.
Kết quả hồi quy tuyến tính với sự hỗ trợ của phần mềm SPSS cho kết quả nhƣ sau: Bảng 3.3. Bảng hệ số xác định R-square Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate 1 .444a .197 .102 .3420 a. Predictors: (Constant), TTLN, CLKT, TDKT, CGTC, KoDH, SLoi, TLNo, QMo
b. Dependent Variable: DA
Kết quả phân tích cho thấy Adjusted R Square = 0.102 nằm trong khoảng từ 0 đến 1. Nhƣ vậy mô hình nghiên cứu có khả năng giải thích hành vi điều chỉnh lợi nhuận thông qua biến dồn tích có thể điều chỉnh (DA) ở mức khiêm tốn; tuy nhiên trong nghiên cứu khoa học, mức này vẫn đƣợc chấp nhận và xem là có ý nghĩa.
Để khẳng định thêm tính phù hợp của mô hình nghiên cứu, tác giả kiểm tra thêm giả thuyết:
Giả thuyết H0: β1 = β2 =β3 =β4 =β5 =β6 =β7 =β8 = 0
Kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính đa bội ta dùng giá trị F ở bảng phân tích phƣơng sai ANOVA sau:
Bảng 3.4. Bảng phân tích phương sai ANOVA
ANOVAa Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 1.927 8 .241 2.059 .050b Residual 7.837 67 .117 Total 9.764 75 a. Dependent Variable: DA
b. Predictors: (Constant), TTLN, CLKT, TDKT, CGTC, KoDH, SLoi, TLNo, QMo
Kết quả phân tích bảng Anova cho thấy với chỉ số phân tích F = 2.059 và sig. = 0.05 chứng tỏ giả thuyết: β1 = β2 =β3 =β4 =β5 =β6 =β7 =β8 = 0 bị bác
bỏ, thể hiện mô hình đƣợc xác định là có tính phù hợp và có khả năng giải thích đƣợc biến điều chỉnh lợi nhuận.
3.2.4. Kết quả ƣớc lƣợng mô hình nghiên cứu
Kết quả ƣớc lƣợng mô hình nghiên cứu đƣợc thể hiện qua bảng hệ số ƣớc lƣợng nhƣ sau:
Bảng 3.5. Bảng hệ số ước lượng
Từ các hệ số hồi quy ta đƣợc phƣơng trình:
Y = -0.736 – 0.412KoDH - 0.202CGTC – 0.199CLKT + 0.077TDKT + 0.040QMo – 0.207TLNo + 0.814SLoi – 0.038TTLN
Phƣơng trình hồi quy đã chuẩn hoá hệ số:
Y = – 0.3KoDH – 0.052CGTC – 0.221CLKT + 0.106TDKT + 0.146QMo – 0.118TLNo + 0.284SLoi – 0.052TTLN
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) -.736 1.120 -.657 .513 KoDH -.412 .164 -.300 -2.506 .015 CGTC -.202 .464 -.052 -.434 .665 CLKT -.199 .132 -.221 -1.503 .138 TDKT .077 .083 .106 .926 .358 SLoi .814 .369 .284 2.205 .031 TTLN -.038 .085 -.052 -.449 .655 TLNo -.207 .231 -.118 -.897 .373 QMo .040 .042 .146 .954 .344 a. Dependent Variable: DA
* Giải thích kết quả hồi quy:
Đối với các nhân tố quản trị:
- Với độ tin cậy 95%, kết quả hồi quy cho thấy nhân tố tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị không điều hành có ảnh hƣởng ngƣợc chiều đến biến điều chỉnh lợi nhuận của công ty niêm yết có phát hành thêm cổ phiếu nhƣ dự đoán ban đầu. Theo đó, tỉ lệ thành viên hội đồng quản trị không điều hành càng cao thì khả năng điều chỉnh lợi nhuận trên báo cáo tài chính của các công ty niêm yết khi phát hành thêm cổ phiếu càng ít. Kết quả này phù hợp với lý thuyết đại diện đã nêu, các thành viên hội đồng quản trị không điều hành trong các doanh nghiệp niêm yết có phát hành thêm cổ phiếu ở Việt Nam đã phát huy tính độc lập trong quá trình thực hiện chức năng giám sát của mình. Có thể nói thành viên hội đồng quản trị không điều hành đã có những ảnh hƣởng tích cực đến kết quả quản trị công ty, có vai trò quan trọng trong việc kiểm soát đối với quyền hạn của những thành viên hội đồng quản trị điều hành trong hoạt động thƣờng nhật của công ty.
Nhìn vào bảng 3.5 có thể thấy hệ số ƣớc lƣợng của biến tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị không điều hành lớn hơn của biến mức độ sinh lời của doanh nghiệp nên tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị không điều hành có ảnh hƣởng đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận mạnh hơn mức độ sinh lời và mạnh nhất trong các nhân tố đƣợc kiểm định trong mô hình nghiên cứu.
- Kết quả tại bảng 3.5 thể hiện rằng mối quan hệ giữa biến tỷ lệ chuyên gia tài chính trong ban kiểm soát với biến điều chỉnh lợi nhuận không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Nhƣ vậy giả thuyết đặt ra về sự ảnh hƣởng của tỉ lệ chuyên gia tài chính trong ban kiểm soát đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận chƣa thực sự đƣợc chứng minh trong điều kiện Việt Nam. Mặc dù không có ý nghĩa thống kê nhƣng xem xét dấu ta thấy chiều hƣớng tác động của nhân tố này đến biến phụ thuộc phần nào giống với giả thuyết đặt ra.
Theo đó, tỷ lệ chuyên gia tài chính trong ban kiểm soát có mối quan hệ ngƣợc chiều với hành vi điều chỉnh lợi nhuận, tức là tỷ lệ chuyên gia tài chính trong ban kiểm soát càng cao thì các công ty niêm yết có phát hành thêm cổ phiếu