Bảng 4.5. Bảng phân tích kết quả mô hình hồi quy
CBTTit Hệ số hồi quy
Độ lệch
chuẩn t P>│t│
Khoảng tin cậy 95%
qmdn 0.283623 0.7453703 0.38 0.705 -1.21277 1.780016 knsl 23.533 11.31905 2.08 0.043 0.8090512 46.25695 dbtc 0.9604476 4.43176 0.22 0.829 -7.936682 9.857577 kntt 0.0569989 0.3867735 0.15 0.883 -0.719481 0.8334791 tstc 0.3332364 4.828026 0.07 0.945 -9.359431 10.0259 hssdts 14.23414 5.108991 2.79 0.007 3.97741 24.49086 gddl 3.458097 1.955685 1.77 0.083 -0.468104 7.384298 gddh 6.452854 3.166163 2.04 0.047 0.0965173 12.80919 tghd 0.8425527 0.4482731 1.88 0.066 -0.057393 1.742498 ktdl 4.363484 2.49919 1.75 0.087 -0.653851 9.380818 _cons 58.26586 19.09484 3.05 0.004 19.93138 96.60035
Dựa vào Bảng 4.5, ta có phương trình hồi quy của mô hình 1 như sau:
4.2.2.1. Quy mô doanh nghiệp
Yếu tố quy mô doanh nghiệp sau khi kiểm định không ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin của các doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Mối tương quan là r = 0.6201 cùng chiều nhưng kết quả kiểm định lại không ảnh hưởng.Và kết quả nghiên cứu này đi ngược với các nghiên cứu trên
CBTT = 58.266 + 23.533 KNSL + 14.234 HSSDTS + 3.458 GĐĐL + 6.453 GĐĐH + 0.843 TGHĐ + 4.363 KTĐL + U
thế giới như Cooke,T.E (1989), Owusu – Ansah, S. (1998) nhưng nghiên cứu này lại phù hợp với các nghiên cứu trong nước như của Đoàn Nguyễn Phương Trang (2010) và Lê Thị Trúc Loan (2012), sở dĩ có sự khác biệt này bởi vì có sự khác nhau trong cách chọn mẫu.
Với kết quả như trên thì giả thiết H1 đưa ra là không phù hợp có nghĩa là các doanh nghiệp có quy mô càng lớn không có nghĩa sẽ công bố thông tin nhiều hơn các doanh nghiệp có quy mô nhỏ.
4.2.2.2. Khả năng sinh lời
Yếu tố khả năng sinh lời có mối tương quan là r = 0.3502 cùng chiều và sau khi kiểm định có ảnh hưởng cùng chiều với mức độ công bố thông tin của các doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam với mức ý nghĩa thống kê với ý nghĩa 5%. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Đoàn Nguyễn Phương Trang (2010), Trương Bá Thanh và các cộng sự (2013) nhưng lại ngược lại với kết quả nghiên cứu của Lê Thị Trúc Loan (2012). Chỉ tiêu này được dùng để đo lường khả năng tạo ra lợi nhuận từ tài sản và cũng là một tiêu chí đánh giá năng lực lãnh đạo của cấp quản lý. Chỉ tiêu này sẽ cung cấp cho nhà đầu tư về lợi nhuận sinh ra từ lượng tài sản nên việc công bố nhiều thông tin sẽ thu hút được sự quan tâm của nhà đầu tư, cổ đông.
Với kết quả như trên thì giả thiết H2 đưa ra là phù hợp những doanh nghiệp có khả năng sinh lời cao thì mức độ công bố thông tin càng cao.
4.2.2.3. Đòn bẩy tài chính
Yếu tố đòn bẩy tài chính là yếu tố thứ hai cũng cho ra kết quả không ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin của các doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam mặc dù mối tương quan là r = 0.5205 tác động cùng chiều. Nghiên cứu này lại phù hợp với các nghiên cứu trong nước như của Nguyễn Công Phượng và cộng sự (2012) và Lê Thị Trúc Loan (2012) những lại đi ngược chiều với nghiên cứu của Chow và Wong – Boren (1987).
Với kết quả này thì giả thiết H3 đưa ra là không phù hợp và những doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao chưa chắc công bố nhiều thông tin hơn.
4.2.2.4. Khả năng thanh toán
Yếu tố khả năng thanh toán là yếu tố thứ ba không ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin của các doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam mặc dù mối tương quan cũng cùng chiều là r = 0.4892. Nghiên cứu này nghịch chiều với các nghiên cứu của Cerf (1961), Singhvi và Desai (1971) nhưng lại đồng thuận với các nghiên cứu của Đoàn Nguyễn Phương Trang (2010) và Owusu – Ansah S. (1988) .
Vậy giả thiết H4 đưa ra là không phù hợp và những doanh nghiệp có khả năng thanh toán cao chưa chắc thông tin sẽ công bố nhiều hơn.
4.2.2.5. Tài sản thế chấp
Yếu tố tài sản thế chấp có mối tương quan cùng chiều là r = 0.5953 nhưng kết quản kiểm định lại là yếu tố thứ tư không ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin của các doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Giả thiết H5 không được chấp nhận. Kết quả này nghịch chiều với nghiên cứu của Phạm Thị Thu Đông (2013). Yếu tố này giải thích cho mức độ tập trung vốn cho hoạt động của doanh nghiệp. Nhưng không phải cứ doanh nghiệp có mức độ công bố thông tin cao thì sẽ có tài sản thế chấp cao.
4.2.2.6. Hiệu suất sử dụng tài sản
Yếu tố này có mối tương quan cùng chiều là r = 0.3689 và kết quả kiểm định đây là yếu tố thứ hai có ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin của các doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Biến hiệu suất sử dụng tài sản tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% (do mức ý nghĩa nhỏ hơn 1%). Chấp nhận giả thiết H6: Các doanh nghiệp thuộc nhóm ngành bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có hiệu suất sử dụng tài sản càng lớn thì mức độ công bố thông tin trong báo cáo tài chính càng cao. Nghiên cứu này đi ngược lại với nghiên cứu của Lê Trường Vinh và Hoàng Trọng (2008). Điều này được giải thích như sau bởi vì, các công ty này có thể thu hút thêm các nhà đầu tư và các nhà phân tích.
Vì vậy, các công ty phải công bố thông tin liên quan nhiều hơn để cung cấp cho các nhà đầu tư bên ngoài.
4.2.2.7. Tính độc lập của hội đồng quản trị
Yếu tố tính độc lập của hội đồng quản trị là nhân tố thứ ba có ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin của các doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam cùng chiều với mối tương quan. Trong đó, biến tỷ lệ giám đốc độc lập có mức ý nghĩa là 10% và biến giám đốc điều hành có mức ý nghĩa là 5%. Điều này cho thấy, với những doanh nghiệp có tỷ lệ giám đốc độc lập cao và có sự tách biệt giữa giám đốc độc lập và giám đốc điều hành thì mức độ công bố thông tin càng cao. Kết quả này được giải thích như sau bởi vì khi tách biệt hoàn toàn giữa giám đốc điều hành và chủ tịch hội đồng quản trị sẽ làm tăng chức năng giám sát, tăng tính minh bạch thông tin do đó giả thiết H7 phù hợp và tính độc lập của hội đồng quản trị trong các doanh nghiệp thuộc nhóm ngành bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam càng cao thì mức độ công bố thông tin trong báo cáo tài chính càng cao.
4.2.2.8. Thời gian hoạt động
Yếu tố thời gian hoạt động là yếu tố thứ tư có ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin của các doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam với mức ý nghĩa tác động là 10% cùng chiều với mối tương quan r = 0.7499. Điều này phù hợp với giả thiết H8. Nghiên cứu này nghịch chiều với các nghiên cứu của Phạm Thị Thu Đông (2013), Phan Tôn Nữ Nguyên Hồng (2014). Bởi vì những doanh nghiệp có thời gian hoạt động nhiều sẽ có nhiều thông tin hơn để công bố và các tin này ngày càng được hoàn thiện hơn so với các doanh nghiệp trẻ. Vì vậy, Các doanh nghiệp thuộc nhóm ngành bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có thời gian hoạt động càng lâu thì mức độ công bố thông tin trong báo cáo tài chính càng cao.
(adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});