6. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
3.2. PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN MỨC ĐỘ CÔNG
BỐ THÔNG TIN TÙY Ý TRÊN BÁO CÁO TÀI CHÍNH GIỮA NIÊN ĐỘ Ở VIỆT NAM
Nội dung phần này là những thống kê mô tả và phân tích chi tiết về các nhân tố ảnh hƣởng đến mức độ CBTT tùy ý lần lƣợt trên các BCTC bán niên và BCTC quý 2.
3.2.1. Đố v Báo áo tà ín bán n ên năm 2016
a. Thống kê mô tả các biến độc lập
Nội dung phần này cung cấp những thống kê mô tả về các biến độc lập đƣợc khảo sát trên BCTC bán niên năm 2016. Bảng 3.4. trình bày chi tiết về số liệu thống kê mô tả ở các biến độc lập trên BCTC bán niên năm 2016.
Bảng 3.4. Thống kê mô tả các biến độc lập trên BCTC bán niên năm 2016
Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. DL 1,87 2 3 1 0,463953 KT 0,26 0 1 0 0,440844 NN 27,54523 19,855 97,76 0 29,11461 QM 19,5905 19,29256 25,40989 16,23677 1,690474 SL 0,02626 0,022 0,223 -0,337 0,051777 SH 5,273753 0,675 56,02 0,001547 10,3115 TC 0,49953 0,477 0,938 0,035 0,219835 TH 0,76 0,72 1,02 0,42 0,129576 TT 2,46734 1,8145 15,069 0,254 2,290592
Mức độ độc lập của HĐQT và BGĐ (DL): giá trị trung bình là 1,87 và số trung vị là 2, điều này chứng tỏ đa số các CTNY đều có một số thành viên BGĐ là thành viên của HĐQT. Cụ thể, có 77/100 CTNY có mức độ độc lập là 2, trong khi đó có 18/100 CTNY có BGĐ nằm hoàn toàn trong HĐQT và chỉ có 5/100 CTNY có sự tách biệt hoàn toàn giữa BGĐ và HĐQT.
Chủ thể kiểm toán (KT): giá trị trung bình là 0,26 và số trung vị là 0. Theo thống kê trên 100 CTNY năm 2016, chỉ có 26 CTNY mà BCTC giữa niên độ của nó đƣợc soát xét bởi các chủ thể kiểm toán nằm trong nhóm Big 4, các công ty này là các công ty có quy mô lớn, số còn lại đƣợc soát xét bởi các chủ thể khác.
Tỉ lệ vốn sở hữu của Nhà nƣớc trên vốn điều lệ (NN): giá trị trung bình là 27,54 % nhƣng độ lệch chuẩn là 29,11, chứng tỏ sự phân tán trong mẫu cao, có những CTNY mà Nhà nƣớc sở hữu phần lớn vốn điều lệ nhƣng cũng có những CTNY hoàn toàn độc lập với Nhà nƣớc hoặc Nhà nƣớc chỉ chiếm một số vốn nhỏ trong vốn điều lệ công ty.
Quy mô công ty (QM): mô hình sử dụng giá trị logarit tự nhiên của vốn hóa thị trƣờng ở các CTNY. Theo thống kê ở mẫu, giá trị trung bình là 8,508 (322.106.879.000đ), số trung vị là 8,379 (299.331.575.000đ), giá trị nhỏ nhất là 7,052 (11.271.945.000đ) và giá trị lớn nhất là 11,035 (108.392.691.402đ), hơn nữa độ lệch chuẩn không cao nên các giá trị không phân tán, chủ yếu xoanh quanh giá trị trung bình. Kết quả này có nghĩa rằng vốn hóa thị trƣờng trung bình của các CTNY vào giữa niên độ 2016 là khoảng 322,106 tỉ đồng.
Tỉ lệ sở hữu vốn của nhà quản lý (SH): trung bình là 5.274%; số trung vị là 0.675%, trong khi đó giá trị thấp nhất là 5.002%, giá trị cao nhất là 56.020%. Có thể thấy độ phân tán của mẫu không cao (độ lệch chuẩn 10.315), nhìn chung ở các CTNY, tỉ lệ sở hữu vốn của nhà quản lý tập trung chủ yếu ở mức dƣới 10%.
Tỉ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (SL): Tỉ suất sinh lời trung bình của các CTNY bán niên năm 2016 là 0,026, giá trị thấp nhất là -0,337, cao nhất là 0,226, độ phân tán không cao. Nhƣ vậy 6 tháng đầu năm 2016, các CTNY có tỉ suất sinh lời không cao, chỉ ở mức độ tƣơng đối.
Mức độ tự chủ về tài chính (TC): giá trị trung bình là 0,499; số trung vị là 0,47. Độ phân tán của mẫu khá cao, mức độ tự chủ về tài chính của các CTNY phân tán rộng khắp từ giá trị thấp nhất là 0,035 đến giá trị cao nhất là 0,938.
Mức độ trì hoãn nộp BCTC bán niên năm 2016 (TH): giá trị trung bình là 0,76; số trung vị là 0,72, mức độ trì hoãn dao động từ 0,42 đến 1,02. Đối với BCTC bán niên có một số CTNY nộp sau thời hạn quy đinh, tuy nhiên chỉ
chiếm một tỉ lệ nhỏ, đa phần đều nộp trƣớc thời hạn, tập trung vào thời điểm từ ngày 10 đến ngày 20 tháng 8 năm 2016; trong khi đó ngày quy định phải nộp các BCTC này là ngày 30 tháng 8.
Khả năng thanh toán nhanh (TT): giá trị trung bình là 2,467; số trung vị là 1,815, các giá trị dao động từ 0,204 đến 15,069 và có độ phân tán không cao.
b. Kiểm định các khiếm khuyết của mô hình
Nhằm đảm bảo để Mô hình 1a kiểm định chính xác nhất sự ảnh hƣởng của các nhân tố đến mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên, luận văn tiến hành kiểm định các khiếm khuyết của mô hình bao gồm: kiểm định sự tồn tại của mô hình, kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến, kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan và kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai không đồng nhất.
Chạy mô hình hồi quy OLS dựa theo Mô hình 1a trên BCTC bán niên năm 2016, ta đƣợc kết quả nhƣ Bảng 3.5.
Bảng 3.5. Kết quả hồi quy OLS Mô hình 1a
Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. C 0,792077 0,390763 2,027005 0,0456 DL 0,176604 0,070253 2,513820 0,0137 KT 0,587548 0,075423 7,790076 <0,001 NN -0,002628 0,001064 -2,469103 0,0154 QM 0,023750 0,020901 1,136326 0,2588 SL 0,197309 0,621700 0,317369 0,7517 SH 0,010889 0,003160 3,445816 0,0009 TC -0,195380 0,168651 -1,158483 0,2497 TH 0,353609 0,248793 1,421300 0,1587 TT 0,039422 0,016039 2,457933 0,0159 R-squared 0,551917 Mean dependent var 1,999000 Adjusted R-squared 0,507109 S.D. dependent var 0,423646 S.E. of regression 0,297426 Akaike info criterion 0,507335 Sum squared resid 7,961587 Schwarz criterion 0,767852 Log likelihood -15,36676 Hannan-Quinn criter. 0,612771 F-statistic 12,31729 Durbin-Watson stat 1,848454 Prob(F-statistic) <0,001
* Kiểm định sự tồn tại của mô hình:
Theo Bảng 3.5., Prob(F-statistic) của mô hình là <0,05 = α nên mô hình tồn tại với độ tin cậy 95%.
Cũng theo Bảng 3.5, hệ số xác định điều chỉnh Adjusted R2
= 0,5071, nhƣ vậy mô hình giải thích đƣợc 50,71% sự biến động của mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên năm 2016, còn lại 49,29% biến động của mức độ CBTT tùy ý đƣợc giải thích bởi các nhân tố khác không có trong mô hình.
* Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Hệ số tƣơng quan cặp Pearson của chín biến độc lập đƣợc thể hiện ở Bảng 3.6 nhƣ sau:
Bảng 3.6. Hệ số tương quan cặp của các biến độc lập (Mô hình 1a)
DL KT NN QM SL SH TC TH TT DL 1 KT 0,117539 1 NN -0,013716 0,012721 1 QM 0,257162 0,333056 0,020874 1 SL -0,118419 0,001876 0,142286 0,225681 1 SH -0,205448 -0,243189 -0,117538 -0,012789 0,014390 1 TC -0,089936 -0,068142 -0,063423 0,111101 0,093191 0,037581 1 TH 0,208348 0,051281 -0,114508 0,184323 -0,064575 -0,199965 -0,131682 1 TT -0,062100 -0,076912 -0,122942 0,001732 -0,096498 0,028536 0,554693 -0,098549 1
Bảng 3.6 cho thấy các hệ số tƣơng quan cặp của các biến độc lập tƣơng đối thấp (đều nhỏ hơn 0.8) nên có thể kết luận các biến độc lập không có sự tƣơng quan chặt chẽ, tƣơng đối độc lập với nhau. Hay có thể khẳng định khả năng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến rất thấp.
Để kiểm định chắc chắn hơn về hiện tƣợng đa cộng tuyến, luận văn tiến hành chạy mô hình hồi quy OLS của từng biến độc lập đối với các biến độc lập còn lại, kết quả đều cho ra thừa số tăng phƣơng sai (VIF) = 1/(1- R2
) <5. (Cụ thể kết quả đƣợc cung cấp ở Phụ lục I). Kết quả này có thể kết luận rằng mô hình không có hiện tƣợng đa cộng tuyến.
* Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Theo Bảng 3.5, hệ số Durbin – Watson của mô hình là 1,848, gần đến 2, nên mô hình không có hiện tƣợng tự tƣơng quan. Kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan bậc 2 bằng kiểm định Breush-Godfrey (bằng Eviews, xem Bảng 3.7) cũng cho kết quả tƣơng tự.
Bảng 3.7. Kết quả kiểm định tự tương quan ở Mô hình 1a
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0,253566 Prob. F(2,88) 0,7766 Obs*R-squared 0,572985 Prob. Chi-Square(2) 0,7509
Test Equation:
Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/23/17 Time: 12:43 Sample: 1 100
Included observations: 100
Presample missing value lagged residuals set to zero,
Variable Coefficient Std, Error t-Statistic Prob, C 0,015948 0,396093 0,040264 0,9680 DL 0,000891 0,071034 0,012539 0,9900 KT 0,005057 0,076683 0,065948 0,9476 NN -1,82E-05 0,001084 -0,016750 0,9867 QM -0,001249 0,021353 -0,058473 0,9535 SL 0,011428 0,627181 0,018221 0,9855 SH 6,50E-05 0,003243 0,020047 0,9841 TC 0,018640 0,173529 0,107419 0,9147 TH -0,003964 0,251499 -0,015762 0,9875 TT -0,000386 0,016183 -0,023830 0,9810 RESID(-1) 0,076953 0,108379 0,710038 0,4796 RESID(-2) -0,013999 0,112734 -0,124176 0,9015 R-squared 0,005730 Mean dependent var 2,12E-17 Adjusted R-squared -0,118554 S.D. dependent var 0,283584 S.E. of regression 0,299924 Akaike info criterion 0,541589 Sum squared resid 7,915968 Schwarz criterion 0,854209 Log likelihood -15,07945 Hannan-Quinn criter. 0,668112 F-statistic 0,046103 Durbin-Watson stat 1,989698 Prob(F-statistic) 0,999998
Với hệ số Prob. Chi-Square(2) = 0,7509 > 0.05 = α nên có thể kết luận mô hình không có hiện tƣợng tự tƣơng quan.
* Kiểm định hiện tượng phương sai không đồng nhất
Để kiểm tra hiện tƣợng này, luận văn đã thực kiểm định White và kết quảt tóm tắt đƣợc trình bày ở Bảng 3.8.
Bảng 3.8. Kết quả kiểm định phương sai không đồng nhất ở Mô hình 1a
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 0,500713 Prob, F(53,46) 0,9922 Obs*R-squared 36,58478 Prob, Chi-Square(53) 0,9582 Scaled explained SS 26,87288 Prob, Chi-Square(53) 0,9989
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares
Date: 05/23/17 Time: 12:48 Sample: 1 100
Included observations: 100
Collinear test regressors dropped from specification
Variable Coefficient Std, Error t-Statistic Prob, C 2,131134 2,352337 0,905965 0,3697 DL^2 -0,074103 0,079680 -0,930011 0,3572 DL*KT 0,086639 0,276013 0,313893 0,7550 DL*NN -9,73E-05 0,001780 -0,054652 0,9567 DL*QM 0,014890 0,042098 0,353690 0,7252 DL*SL 0,552424 1,213607 0,455192 0,6511 DL*SH 0,000552 0,007545 0,073187 0,9420 DL*TC 0,149468 0,316362 0,472459 0,6388 DL*TH 0,201785 0,489453 0,412266 0,6821 DL*TT -0,027884 0,051740 -0,538926 0,5925 DL -0,173398 0,714459 -0,242698 0,8093 KT^2 -0,054382 0,760861 -0,071475 0,9433 KT*NN 0,001138 0,001430 0,795280 0,4305 KT*QM -0,037494 0,033249 -1,127655 0,2653 KT*SL 3,180719 1,951849 1,629593 0,1100 KT*SH -0,013566 0,014736 -0,920582 0,3621 KT*TC 0,109558 0,386567 0,283414 0,7781 KT*TH 0,678199 0,461179 1,470576 0,1482
Variable Coefficient Std, Error t-Statistic Prob, KT*TT 0,010865 0,058290 0,186397 0,8530 NN^2 1,80E-05 3,18E-05 0,567430 0,5732 NN*QM -0,000546 0,000465 -1,174529 0,2462 NN*SL 0,004686 0,023833 0,196627 0,8450 NN*SH 4,43E-05 9,71E-05 0,456286 0,6503 NN*TC -0,001904 0,004530 -0,420321 0,6762 NN*TH -0,000142 0,006256 -0,022726 0,9820 NN*TT 0,000252 0,000895 0,281777 0,7794 NN 0,009527 0,007622 1,250016 0,2176 QM^2 0,005491 0,006652 0,825452 0,4134 QM*SL -0,253347 0,521548 -0,485760 0,6294 QM*SH -0,000716 0,002327 -0,307847 0,7596 QM*TC -0,029236 0,100440 -0,291083 0,7723 QM*TH 0,013439 0,115097 0,116766 0,9076 QM*TT 0,006936 0,021624 0,320765 0,7498 QM -0,235509 0,206965 -1,137915 0,2610 SL^2 8,143585 6,909028 1,178688 0,2446 SL*SH 0,112335 0,114847 0,978127 0,3331 SL*TC -3,250319 3,583561 -0,907008 0,3691 SL*TH 1,284080 4,673208 0,274775 0,7847 SL*TT 0,579827 0,709340 0,817418 0,4179 SL 2,260475 8,960321 0,252276 0,8020 SH^2 -0,000147 0,000165 -0,891064 0,3775 SH*TC -0,005305 0,019077 -0,278089 0,7822 SH*TH -0,011333 0,021655 -0,523320 0,6033 SH*TT -0,000334 0,002209 -0,151270 0,8804 SH 0,026672 0,039657 0,672553 0,5046 TC^2 -0,128855 0,527353 -0,244342 0,8081 TC*TH -0,589555 0,943007 -0,625186 0,5349 TC*TT 0,019478 0,059948 0,324922 0,7467 TC 1,026360 1,930138 0,531755 0,5975 TH^2 -0,681946 0,866024 -0,787445 0,4351 TH*TT 0,071895 0,193874 0,370834 0,7125 TH 0,529968 2,404606 0,220397 0,8265 TT^2 0,003321 0,004208 0,789197 0,4340 TT -0,203434 0,374634 -0,543020 0,5897 R-squared 0,365848 Mean dependent var 0,079616 Adjusted R-squared -0,364806 S,D, dependent var 0,107761 S,E, of regression 0,125892 Akaike info criterion -1,003320 Sum squared resid 0,729040 Schwarz criterion 0,403472 Log likelihood 104,1660 Hannan-Quinn criter, -0,433966 F-statistic 0,500713 Durbin-Watson stat 1,919368
Kết quả thu đƣợc ở Bảng 3.8 với kiểm định White, giá trị p: Prob. Chi square = 0.9582 >0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng mô hình tồn tại hiện tƣợng phƣơng sai không đồng nhất. Hay nói cách khác, với độ tin cậy 95%, Mô hình 1a không tồn tại hiện tƣợng phƣơng sai không đồng nhất.
d. Đánh giá các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên năm 2016
Mục tiêu thứ hai của luận văn là đánh giá và phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên năm 2016. Phần này cung cấp các kết quả của mô hình hồi quy đã đƣợc phát triển ở chƣơng 2.
Sau khi chạy hồi quy OLS bằng phần mềm Eviews, luận văn có đƣợc kết quả về sự ảnh hƣởng của các nhân tố đến mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên năm 2016 nhƣ Bảng 3.9
Bảng 3.9 trình bày các kết quả hồi quy để ƣớc lƣợng mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên. Kết quả cho thấy Mô hình 1a có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên (F = 12,31729, p <0,001). R2 điều chỉnh cho thấy rằng các biến số liên quan đã giải thích 50,71% các biến động của mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên.
Với độ tin cậy 95%, kết quả phân tích hồi quy OLS ghi nhận đƣợc có 5 biến độc lập có ảnh hƣởng đến mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên năm 2016; đó là các biến mức độ độc lập của BGĐ và HĐQT (DL), chủ thể kiểm toán (KT), tỉ lệ vốn sở hữu của Nhà nƣớc (NN), tỉ lệ sở hữu vốn của nhà quản lý (SH) và khả năng thanh toán nhanh (TT).
Giả thuyết H1 dự đoán rằng Không có mối liên hệ nào giữa mức độ trì hoãn công bố BCTC và mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên của các doanh nghiệp. Phù hợp với dự đoán, các kết quả cho thấy không có sự liên quan đáng kể giữa mức độ trì hoãn của BCTC bán niên (TH) với mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên. Kết luận này tƣơng tự nhƣ trong nghiên cứu của Nguyễn Hữu Cƣờng [27]. Điều này có thể là do thực tế ở Việt Nam, các doanh nghiệp khi cân nhắc CBTT tùy ý trên BCTC bán niên không chú trọng
nhiều đến mức độ trì hoãn, mà chỉ xét đến việc có nộp BCTC đúng hạn hay không.
Bảng 3.9. Kết quả thống kê sự ảnh hưởng của các nhân tố đến mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên năm 2016
Biến Giả thuyết Chiều ảnh hƣởng Coefficient t-Statistic Prob.
C 0,792077 2,027005 0,0456 TH H1 ? 0,353609 1,421300 0,1587 KT H2 + 0,587548 7,790076 < 0,001 NN H3 - -0,002628 -2,469103 0,0154 SH H4 - 0,010889 3,445816 0,0009 DL H5 + 0,176604 2,513820 0,0137 QM H6 + 0,023750 1,136326 0,2588 SL H7 + 0,197309 0,317369 0,7517 TC H8 - -0,195380 -1,158483 0,2497 TT H9 + 0,039422 2,457933 0,0159 Adj. R2 0,507109 F-stat 12,31729 <0,001
Giả thuyết H2 cho rằng mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên đƣợc
soát xét bởi các chủ thể kiểm toán thuộc nhóm Big 4 là cao hơn mức độ CBTT tùy ý ở các BCTC bán niên đƣợc soát xét bởi các chủ thể khác. Phù hợp với dự đoán, hệ số hồi quy của biến KT là đáng kể và có tác động thuận chiều đến mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên năm 2016. Kết quả cho thấy rằng, nếu các biến khác không đổi, mức độ CBTT tùy ý ở các BCTC bán
niên đƣợc soát xét bởi Big 4 cao hơn 58,75% so với các BCTC bán niên đƣợc soát xét bởi các chủ thể khác. Điều này phù hợp với các nghiên cứu trƣớc đây (nhƣ, [25]) đã chỉ ra mối quan hệ thuận chiều giữa nhân tố này và mức độ CBTT trên BCTC năm.
Giả thuyết H3 cho rằng tỉ lệ sở hữu vốn nhà nƣớc trên vốn điều lệ (NN)
càng thấp thì mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên càng cao. Phù hợp với dự đoán, hệ số hồi quy của biến NN là đáng kể và có tác động ngƣợc chiều đến mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên năm 2016. Kết quả cho thấy rằng, với điều kiện các biến khác không đổi, nếu tỉ lệ vốn sở hữu nhà nƣớc trên vốn điều lệ tăng 1% thì mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên giảm 0,0026%. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trƣớc đây (theo [13]) đã chỉ ra mối quan hệ nghịch chiều giữa nhân tố này và mức độ CBTT trên BCTC năm.
Giả thuyết H4 cho rằng tỉ lệ vốn sở hữu của nhà quản lý (SH) càng cao thì mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên càng thấp. Trái với dự đoán, hệ