6. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
3.2.2. Đối với báo cáo tài chính bán niên năm 2016
a) Thống kê mô tả các biến độc lập
Bảng 3.14 trình bày kết quả thống kê mô tả các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu BCTC bán niên. Mức độ trì hoãn nộp BCTC bán niên 2016 (TH), giá trị trung bình là 0,3774 ngày, mức độ trì hoãn dao động từ 0 đến 3 ngày. So với BCTC năm thì ở BCTC bán niên các CTNY nộp BCTC sớm hơn. Đa số các công ty đều công bố BCTC bán niên cùng ngày với kiểm toán ký báo cáo kiểm toán, và thường tập trung vào khoảng thời gian từ ngày 10 tháng 8 năm 2016 đến ngày 15 tháng 8 năm 2016.
Bảng 3.14. Thống kê mô tả các biến độc lập trên báo cáo tài chính bán niên năm 2016
Min Max Mean Std. Deviation
TH 0,0000 3,000 0,3774 0,6120 DBTC 0,0083 7,910 0,6215 0,9550 KNSL -0,8461 2,734 0,0684 0,2368 TT 0,1089 88,920 3,0621 6,9398 KT 0,0000 1,000 0,2300 0,4218 NY 1,0000 16,000 6,5800 3,1660 QM 10,3300 14,970 11,8848 0,7356
Đòn bẩy tài chính (DBTC) có giá trị trung bình là 0,6215 lần (cao hơn BCTC năm 0,1345 lần), chỉ số này có sự chênh lệch rất lớn giữa các CTNY, công ty có đòn bẩy tài chính cao nhất là 7,910 và thấp nhất là 0,0083.
Đối với biến khả năng sinh lời (KNSL): Khả năng sinh lời trung bình của các CTNY bán niên năm 2016 là 0,0684 lần thấp hơn BCTC năm là 0,0445 lần. Có nghĩa là cứ 1 đồng vốn thì chỉ tạo ra 0,0684 đồng lợi nhuận. Như vậy trong quý 2 các CTNY sử dụng vốn còn chưa hiệu quả và có sự chênh lệch rất lớn giữa các CTNY (giá trị thấp nhất là -0,8461 và giá trị cao nhất là 2,7341).
Khả năng thanh toán nhanh (TT): Công ty có khả năng thanh toán nhanh nhất lên đến 88,92 lần, nhưng cũng có công ty có khả năng thanh toán rất thấp (0,1089 lần). Trong khi giá trị trung bình của khả năng thanh toán là 3,0621 lần (thấp hơn 5,9079 lần so với BCTC năm), sự chênh lệch quá lớn này có thể là trong sáu tháng đầu năm nhiều CTNY không đủ khả năng thanh toán trong ngắn hạn.
Chủ thể kiểm toán (KT) có giá trị trung bình 0,23 (bằng BCTC năm); Theo thống kê trên 200 CTNY thì có 46 công ty mà BCTC bán niên được soát xét bởi các chủ thể kiểm toán trong trong nhóm big 4, các công ty còn lại được soát xét bởi các chủ thể khác.
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 DN (QM) đạt giá trị trung bình là 11,8848 (tương ứng với 767,008 tỷ đồng) thấp hơn 0,0168 so với BCTC năm. Trong 200 CTNY được khảo sát thì có 87 công ty có quy mô trên mức trung bình.
b. Kiểm định các khiếm khuyết của mô hình
Tương tự như mô hình 1a, để mô hình 1b kiểm định chính xác hơn sự ảnh hưởng của các nhân tố đến mức độ CBTT về EPS trên BCTC bán niên, 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
Thực hiện hồi quy mô hình 1b theo phương pháp bình phương bé nhất được kết quả như Bảng 3.15. Giá trị sig của mô hình bằng 0,006 nên mô hình có nghĩa thống kê. Với hệ số xác định điều chỉnh (Adjusted R2
)bằng 0,063; như vậy mô hình chỉ giải thích được 6,3% sự biến động của mức độ CBTT về EPS trên BCTC bán niên, còn lại 93,7% được giải thích bởi các biến ngoài mô hình.
Bảng 3.15. Kết quả hồi quy OLS mô hình 1b
Giả thuyết Chiều ảnh hƣởng dự kiến Unstandardized
Coefficients t-stat Sig
(Constant) 0,698 2,110 0,036 TH H1 ? -0,31 -1,025 0,307 DBTC H2 + 0,002 0,084 0,933 KNSL H3 + 0,019 0,250 0,803 TT H4 + 0,002 0,741 0,460 KT H5 + 0,155 3,188 0,002 NY H6 + 0,001 0,185 0,854 QM H7 + 0,030 1,042 0,299 Adjusted R2 0,063 F-stat 2,920 0,006 Durbin- Watson 1,803
Kiểm định hiện tưởng đa cộng tuyến
Bảng 3.16. Trình bày mối tương quan Pearson giữa các biến độc lập với mức ý nghĩa bằng 0,05. Tương tự mô hình 1a, 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.
Bảng 3.16. Bảng phân tích tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình 1b TH DBTC KNSL TT KT NY QM TH 1,000 DBTC 0,142 1,000 KNSL -0,096 -0,059 1,000 TT 0,048 -0,122 -0,076 1,000 KT 0,112 -0,002 0,076 0,163 1,000 NY -0,066 0,018 -0,082 0,014 0,039 1,000 QM 0,257 0,149 0,043 0,013 0,459 0,018 1,000
Bên cạnh phân tích tương quan giữa các biến độc lập, kiểm định về hiện tượng đa cộng tuyến thông cũng được thực hiện. Kết quả kiểm định được thể hiện ở Bảng 3.17.
Bảng 3.17. Kiểm định đa cộng tuyến trong mô hình 1b
Nhân tố Collinearity Statistics
Tolerance VIF TH 0,904 1,107 DBTC 0,942 1,061 KNSL 0,963 1,038 TT 0,944 1,059 KT 0,756 1,322 NY 0,984 1,016 QM 0,728 1,375
Các giá trị tolerance đều cao từ 0,728 đến 0,963 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 hệ số phóng đại phương sai VIF đều khá nhỏ và nhỏ hơn 5, cho thấy không 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 3.15, hệ số Durbin – Watson của mô hình 1b là 1,803 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 bán niên 2016
Sau khi kiểm định mức độ tương quan cặp giữa các biến độc lập trong mô hình 1b, tác giả tiến hành hồi quy và kiểm định các giả thuyết của mô hình.
Theo Bảng 3.15, hệ số P-value của mô hình là 0,006 (nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%) nên mô hình 1b có ý nghĩa thống kê. Hệ số sig của các biến độc lập rất lớn, ngoại trừ biến chủ thể kiểm toán (KT) bằng 0,002 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%. Kết quả này chứng tỏ rằng, chỉ duy nhất biến chủ thể kiểm toán có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích mức độ CBTT về EPS trong BCTC bán niên, các biến độc lập còn lại đều không có ảnh hưởng đến mức độ CBTT về EPS trên BCTC bán niên năm 2016.
Như vậy, kết quả phân tích hồi quy đã không tìm thấy được có sự liên quan đáng kể nào giữa mức độ trì hoãn của BCTC bán niên (TH), đòn bẫy tài chính (DBTC), khả năng sinh lời (KNSL), thời gian niêm yết (NY) và quy mô DN (QM) với mức độ CBTT về EPS trên BCTC bán niên, kết quả này thống nhất đối với trường hợp BCTC năm như đã kiểm chứng ở mục 3.2.1.
Kết quả hồi quy mô hình 1b cho thấy mức độ trì hoãn (TH) không có ảnh hưởng đến mức độ CBTT về EPS trên BCTC bán niên, giả thuyết H1
được chấp nhận. Thống nhất với kết quả của mô hình 1a và phù hợp với nghiên cứu của Dương Ngọc Như Quỳnh (2017). Các CTNY dù công bố BCTC bán niên đúng thời gian theo quy định hay công bố trể cũng không ảnh hưởng đến mức độ CBTT về EPS.
Thống nhất với mô hình 1a, kết quả hồi quy mô hình 1b đã chứng tỏ rằng nhân tố đòn bẩy tài chính (DBTC) được đo lường bằng tỷ lệ nợ trên tổng tài sản của DN, không ảnh hưởng đến mức độ CBTT về EPS trên BCTC bán niên với mức ý nghĩa 5% (giả thuyết H2 bị bác bỏ). Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Nguyen (2015), có thể trong sáu tháng đầu năm các nhà đầu tư không quan tâm nhiều đến tình hình nợ vay của DN nên khi cân nhắc CBTT về EPS trên BCTC bán niên các CTNY không chú trọng đến đòn bẩy tài chính.
Giả thuyết H3 dự đoán DN có khả năng sinh lời (KNSL) càng cao thì mức độ CBTT về EPS trên BCTC bán niên càng cao. Theo kết quả hồi quy mô hình 1b, giá trị sig của KNSL là 0,803 (lớn hơn mức ý nghĩa 5%), do vậy giả thuyết H3 bị bác bỏ, thống nhất với kết quả của mô hình 1a.
Giả thuyết H4 về ảnh hưởng của khả năng thanh toán nhanh (TT), thống nhất với mô hình 1a, hệ số sig của biến TT có giá trị là 0,46 (lớn hơn mức ý nghĩa 5%). Kết quả kiểm định mô hình hồi quy đã chứng tỏ rằng biến khả năng thanh toán nhanh không có ý nghĩa thống kê. Giả thuyết H4bị bác bỏ, có nghĩa là khả năng thanh toán nhanh không có mối quan hệ với mức độ CBTT về EPS trên BCTC bán niên, phù hợp với nghiên cứu của Wallace và cộng sự (1994).
Giả thuyết về ảnh hưởng của chủ thể kiểm toán (H5) cho rằng DN có BCTC bán niên 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. Như dự đoán, giá trị sig của biến KT là 0,002 (có ý nghĩa thống kê) và có tác động thuận chiều đến mức độ CBTT về EPS trên BCTC bán niên năm 2016 (ngược với mô hình 1a). Kết quả cho thấy rằng, nếu các biến khác không đổi, mức độ CBTT về EPS trên BCTC bán niên được soát xét bởi Big 4 cao hơn 15,5% so với các BCTC bán niên được soát xét bởi các chủ thể kiểm toán khác. Điều này phù hợp với các nghiên cứu trước (Singhvi, 1971; DeAngelo,1981b; Ahmed và Nicholls, 1994), đã chỉ ra mối quan hệ giữa chủ thể kiểm toán và mức độ CBTT trên BCTC năm.
Giả thuyết H6 về ảnh hưởng của nhân tố thời gian niêm yết, kết quả hồi quy mô hình 1b chỉ ra rằng mức độ CBTT về EPS trên BCTC bán niên không bị ảnh hưởng bởi thời gian niêm yết của DN, giả thuyết H6 bị bác bỏ (thống nhất với kết quả mô hình 1a).
Trái ngược với kết quả hồi quy mô hình 1a, nhân tố quy mô DN (QM), không ảnh hưởng đến mức độ CBTT về EPS trên BCTC bán niên. Giả thuyết
H7 bị bác bỏ, kết luận này phù hợp với nghiên cứu của Dương Ngọc Như Quỳnh (2017), đã chỉ ra không có mối liên hệ nào giữa quy mô DN và mức độ CBTT tuỳ ý trên BCTC bán niên.