6. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
3.2.1. Đối với báo cáo tài chính năm 2016
a) Thống kê mô tả các biến độc lập
Bảng 3.10 trình bày thống kê mô tả các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu. Mức độ trì hoãn nộp BCTC năm 2016 (TH) có giá trị trung bình là 0,5343 ngày, mức độ trì hoãn dao động từ 0 đến 16,6 ngày. Đa số các công ty đều công bố BCTC năm cùng ngày với kiểm toán ký báo cáo kiểm toán, và thường tập trung vào khoảng thời gian từ ngày 20 tháng 3 năm 2017 đến ngày
28 tháng 3 năm 2017. Tuy nhiên vẫn còn một số công ty nộp BCTC trễ so với thời hạn quy định.
Bảng 3.10. Thống kê mô tả các biến độc lập trên BCTC năm 2016
Min Max Mean Std. Deviation
TH 0,0000 16,6000 0,5343 2,3223 DBTC 0,0004 5,9503 0,4870 0,4657 KNSL -1,5454 3,1354 0,1129 0,3090 TT 0,0000 1.194,0000 8,9700 84,5910 KT 0,0000 1,0000 0,2300 0,4218 NY 1,0000 16,0000 6,5800 3,1660 QM 10,3100 15,0000 11,9016 0,7599
Đòn bẩy tài chính (DBTC) có giá trị trung bình là 0,4870 lần (cứ 1 đồng tài sản thì được tài trợ bởi 0,4870 đồng nợ). Khả năng tự chủ của các DN tương đối cao, không phụ thuộc quá nhiều vào nợ phải trả. Chỉ số này có sự chênh lệch rất lớn giữa các CTNY, công ty có đòn bẩy tài chính cao nhất là 5,9503 và thấp nhất là 0,0004. Điều này cho thấy vẫn có những công ty phụ thuộc khá nhiều vào nợ.
Khả năng sinh lời (KNSL) đạt trung bình 0,1129 lần với mức sinh lời dao động từ - 1,5454 đến 3,1354 lần. Điều này cho thấy có sự chênh lệch rất lớn giữa các CTNY được khảo sát và có một số công ty hoạt động kinh doanh không mấy hiệu quả.
Khả năng thanh toán nhanh (TT) có giá trị trung bình là 8,97 lần; có thể thấy khả năng tài sản ngắn hạn của công ty có thể dùng để thanh toán nợ ngắn hạn tương đối cao; giá trị cao nhất là 1194 lần và thấp nhất là 0 lần.
Chủ thể kiểm toán (KT) có giá trị trung bình 0,23; theo thống kê trên 200 CTNY thì có 46 công ty mà BCTC năm được kiểm toán bởi các đơn vị kiểm toán trong trong nhóm Big 4.
Thời gian niêm yết (NY) trung bình đạt giá trị 6,58 năm; các CTNY đa số đều mới niêm yết cổ phiếu trên sàn chứng khoán với thời gian lâu nhất là 16 năm, mới nhất là 1 năm.
Quy mô của DN (QM), được tính bằng logarit cơ số 10 của tổng tài sản. Theo thống kê giá trị trung bình là 11,9016 (tương ứng với 797,26 tỷ đồng), giá trị cao nhất là 15 (tương ứng với 1.000.000 tỷ đồng), giá trị thấp nhất là 10,31 (tương ứng với 20,417 tỷ đồng).
b. Kiểm định các khiếm khuyết của mô hình
Nhằm đảm bảo mô hình 1a kiểm định chính xác nhất sự ảnh hưởng của các nhân tố đến mức độ CBTT về EPS trên BCTC năm, các khiếm khuyết của mô hình đã kiểm tra thông qua các kiểm định gồm: kiểm định sự tốn tại của mô hình, kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến, và kiểm định hiện tượng tự tương quan.
Kiểm định sự tồn tại của mô hình
Theo Bảng 3.11, giá trị sig của mô hình là 0,008 nhỏ hơn 0,05 (α) nên mô hình tồn tại với độ tin cậy 95%. Hệ số xác định điều chỉnh (Adjusted R2) bẳng 0,06, như vậy mô hình chỉ giải thích được 6% sự biến động của mức độ CBTT về EPS trên BCTC năm 2016, còn lại 94% biến động của mức độ CBTT được giải thích bởi các nhân tố khác ngoài mô hình.
Kiểm định hiện tưởng đa cộng tuyến
Bảng 3.12 trình bày mối tương quan Pearson giữa các biến độc lập với mức ý nghĩa bằng 0,05. Các hệ số tương quan cặp của các biến độc lập tương đối thấp (đều nhỏ 0,8) nên có thể kết luận không có sự tương quan chặt chẽ,
tương đối độc lập với nhau, và khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến là rất thấp.
Kết quả ước lượng hồi quy mô hình 1a (đối với BCTC năm 2016) theo phương pháp bình phương bé nhất được thể hiện ở Bảng 3.11 sau.
Bảng 3.11. Kết quả hồi quy OLS mô hình 1a
Giả thuyết Chiều ảnh hƣởng dự kiến Unstandardized
Coefficients t-stat Sig
(Constant) 0,532 1,846 0,066 TH H1 ? -0,012 -1,701 0,091 DBTC H2 + -0,055 -1,560 0,121 KNSL H3 + 0,019 0,351 0,726 TT H4 + 0,0001 1,833 0,068 KT H5 + 0,051 1,172 0,243 NY H6 + 0,003 0,558 0,577 QM H7 + 0,048 1,972 0,050 Adjusted R2 0,060 F-stat 2,823 0,008 Durbin- Watson 2,122
Bảng 3.12. Bảng phân tích tương quan Pearson giữa các biến độc lập trong mô hình 1a TH DBTC KNSL TT KT NY QM TH 1,000 DBTC 0,008 1,000 KNSL -0,121 0,100 1,000 TT -0,015 0,000 0,022 1,000 KT 0,073 0,017 -0,071 0,144 1,000 NY -0,136 0,062 -0,062 0,055 0,039 1,000 QM 0,067 0,151 0,017 0,168 0,456 0,005 1,000
Bên cạnh phân tích tương quan giữa các biến độc lập, kiểm định về hiện tượng đa cộng tuyến cũng được thực hiện. Kết quả kiểm định được thể hiện ở Bảng 3.13.
Bảng 3.13. Kiểm định đa cộng tuyến trong mô hình 1a
Nhân tố Collinearity Statistics
Tolerance VIF TH 0,957 1,045 DBTC 0,959 1,043 KNSL 0,961 1,040 TT 0,961 1,040 KT 0,777 1,288 NY 0,965 1,036 QM 0,758 1,320
Các giá trị tolerance đều cao từ 0,758 đến 0,965 cho thấy mức độ chấp nhận của biến là tốt và thể hiện một độ phù hợp tốt của tổ hợp kết hợp tuyến tính của các biến trong mô hình. Hơn nữa, với hệ số phóng đại phương sai (VIF) của tất cả các biến đều khá nhỏ và nhỏ hơn 5, có thể kết luận rằng không có sự tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập với nhau.
Kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan
Như được trình bày ở Bảng 3.11, hệ số Durbin – Watson của mô hình 1a là 2,122 nên có thể kết luận mô hình không có hiện tượng tự tương quan (Field, 2009).
c) Đánh giá các nhân tố ảnh hƣởng đến mức độ CBTT về EPS trên BCTC năm 2016
Thực hiện hồi quy mô hình 1a theo phương pháp bình phương bé nhất ta được kết quả như Bảng 3.11, cho thấy hệ số P-value của mô hình là 0,008 (nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%) nên mô hình này có ý nghĩa thống kê. Hệ số sig
của các biến độc lập rất lớn, ngoại trừ biến quy mô (QM) bằng 0,05 bằng mức ý nghĩa 5%. Điều này chứng tỏ chỉ duy nhất biến QM có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích mức độ CBTT về EPS trong BCTC năm, các biến độc lập còn lại đều không có ảnh hưởng đến mức độ CBTT về EPS trên BCTC năm 2016.
Giả thuyết H1 dự đoán rằng không có mối liên hệ giữa mức độ trì hoãn công bố BCTC và mức độ CBTT về EPS trên BCTC năm của các DN. Phù hợp với dự đoán, kết quả cho thấy không có sự liên quan giữa mức độ trì hoãn (TH) với mức độ CBTT về EPS trên BCTC năm. Kết luận này tương tự như trong nghiên cứu của Nguyen (2015). Điều này cho thấy dù công ty công bố BCTC đúng thời gian theo quy định hay công bố trể thì cũng không ảnh hưởng đến mức độ CBTT về EPS trên BCTC năm.
Giả thuyết H2 cho rằng DN có đòn bẩy tài chính càng lớn thì mức độ CBTT về EPS trên BCTC càng cao. Không giống như các nghiên cứu trước (chẳng hạn như, Ahmed và Nicholls, 1994; hay Ahmed và Courtis, 1999) đã chỉ ra mối quan hệ thuận chiều giữa đòn bẫy tài chính và mức độ CBTT trên BCTC năm, kết quả kiểm định trên mô hình BCTC năm không ghi nhận được mối liên hệ giữa đòn bẫy tài chính (DBTC) và mức độ CBTT về EPS trên BCTC năm.
Đối với giả thuyết về ảnh hưởng của nhân tố khả năng sinh lời (H3): DN
có khả năng sinh lời càng cao thì mức độ CBTT về EPS trên BCTC càng cao. Kết quả kiểm định cho thấy rằng khả năng sinh lời (được đo lường bằng tỷ lệ lợi nhuận sau thuế trên vốn chủ sở hữu) không có tác động đến mức độ CBTT về EPS trên BCTC năm. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Dương Ngọc Như Quỳnh (2017) cũng cho thấy khả năng sinh lời không có liên quan đến mức độ CBTT trên BCTC.
Giả thuyết H4 về ảnh hưởng của khả năng thanh toán nhanh (TT): Khác với các nghiên cứu trước đây (Singhvi và Desai, 1971; Nguyễn Thị Phương Hồng, 2016) cho rằng khả năng thanh toán nhanh càng cao, DN càng tích cực CBTT trên BCTC năm để chứng minh tình trạng hoạt động tốt của DN mình, đồng thời cũng để phát tín hiệu tốt cho các nhà đầu tư trên thị trường. Kết quả kiểm định mô hình này đã cho thấy biến khả năng thanh toán nhanh không ảnh hưởng đến mức độ CBTT về EPS trên BCTC năm.
Giả thuyết về ảnh hưởng của chủ thể kiểm toán (H5) cho rằng: DN có BCTC được kiểm toán (soát xét) bởi chủ thể kiểm toán nằm trong nhóm Big 4 thì sẽ có mức độ CBTT về EPS cao hơn. Khác với các nghiên cứu trước, kết quả hồi quy cho thấy không có mối quan hệ giữa chủ thể kiểm toán và mức độ CBTT về EPS trên BCTC năm. Điều này cho thấy việc BCTC năm được kiểm toán bởi chủ thể kiểm toán nào cũng không ảnh hưởng tới việc CBTT về EPS. Tuy nhiên, cần xem xét lại vì số lượng các CTNY được kiểm toán bởi Big 4 còn quá ít (46 CTNY trong số 200 CTNY được khảo sát).
Giả thuyết H6 dự đoán rằng: DN niêm yết có thời gian niêm yết càng dài thì mức độ CBTT về EPS càng tốt. Kết quả kiểm định mô hình hồi quy đã chứng tỏ rằng thời gian niêm yết không ảnh hưởng đến mức độ CBTT về EPS trên BCTC năm. Giả thuyết H6 bị bác bỏ, có nghĩa là các CTNY dù mới niêm yết hay niêm yết lâu năm trên thị trường chứng khoán thì cũng không ảnh hưởng đến việc CBTT về EPS trên BCTC năm. Kết luận này phù hợp với nghiên cứu của Phạm Thị Thu Đông (2013), Nguyễn Hữu Cường và Lê Thị Bảo Ngọc (2018).
Giả thuyết H7 dự đoán rằng: DN có quy mô càng lớn thì mức độ CBTT
về EPS trên BCTC năm càng cao. Kết quả kiểm định mô hình hồi quy đã chứng tỏ rằng biến quy mô có ý nghĩa thống kê trong mô hình với độ tin cậy 95%. Giả thuyết H7 được chấp nhận, có nghĩa là quy mô của DN ảnh hưởng
thuận chiều đến mức độ CBTT về EPS trên BCTC năm. Nếu các biến khác không thay đổi, quy mô của DN tăng thêm 1% thì mức độ CBTT về EPS trên BCTC năm tăng lên 4,8%. Kết quả này thống nhất với các nghiên cứu trước (Phạm Thị Thu Đông,2013; Nguyễn Hữu Cường và Lê Thị Bảo Ngọc, 2018).