Ưu tiên cung cấp thông tin cho các nhà đầu tư chiến lược, các nhà đầu tư tổ chức mà không công bố rộng rãi. Đến nay, một hiện tượng phổ biến cho thấy trong các cuộc đấu gía thì người đấu giá thành công chủ yếu là các nhà đầu tư tổ chức. Loại trừ khả năng các nhà đầu tư tổ chức có kinh nghiệm, kỹ năng phân tích thì người ta cũng nghi ngờ các nhà đầu tư nhận được nhiều thông tin chất lượng hơn so với các nhà đầu tư cá thể.
4.2.2.4. Hiện tượng lừa đảo
Đây không phải là hiện tượng phổ biến trên thị trường chứng khoán Việt Nam nhưng rất đáng cảnh báo các nhà đầu tư nghiệp dư, đặc biệt những người không có kiến thức về chứng khoán và kinh tế lại có tham vọng làm giàu bằng kinh doanh chứng khoán.
4.2.2.6. Hiện tượng tung tin đồn
Trong thời gian hoạt động của thị trường chứng khoán, có không ít tin đồn ảnh hưởng đến uy tín của các công ty niêm yết. Các tin này thường đựơc tung ra trên các diễn đàn chứng khoán, trên các sàn giao dịch chứng khoán, hoặc được truyền miệng. Do nhà đầu tư chưa có kinh nghiệm, kĩ năng để kiểm chứng nguồn thông tin, đồng thời do cơ chế thông tin của doanh nghiệp còn yếu kém, chậm chạp nên dẫn đến gây tâm lý hoang mang cho nhà đầu tư, ảnh hưởng đến giá cả cổ phiếu trên thị trường. Trong khi đó, các quy định của Nhà nước về việc xử phạt đối với việc tung tin đồn trên thị trường chứng khoán vẫn còn trong giai đoạn soạn thảo. Cơ chế phát hiện đối với việc tung tin đồn cũng chưa rõ ràng.
4.2.2.7. Các cơ quan truyền thông cung cấp thông tin sai lệch, không đầy đủ
Đây không phải là hiện tượng phổ biến nhưng khiến cho các nhà đầu tư chuyên nghiệp không mấy tin cậy vào chất lượng thông tin của các cơ quan báo chí. Mặt khác, về nội dung thông tin do cơ quan truyền thông cung cấp, chủ yếu vẫn là tin tức, diễn biến thị trường, chưa có nhiều thông tin nhận định phân tích mang tính định tính cho nhà đầu tư và thị trường. Ngoài ra, còn có nhiều hiện tượng khác về một số nhà đầu tư làm giá, tạo cung cầu ảo trên thị trường khiến cho giá cả biến động mạnh.
Ngoài ra còn nhiều hiện tượng khác về việc một số nhà đầu tư làm giả, tạo cung cầu ảo trên thị trường khiến cho giá cả biến động mạnh. Sự thua thiệt thuộc về các nhà đầu tư cá nhân, không có nguồn tin nội bộ, khi muốn mua thì không thể nào tìm đựơc nguồn mua do các nhà đầu tư lớn đã thâu tóm toàn bộ, khi muốn bán thì cũng không thể nào bán đựơc do thị trường bão hoà …
4.2.3. Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến mức độ CBTT.
4.2.3.1. Thống kê mô tả các biến độc lập.
Bảng thống kê 4.2. Trình bày thống kê mô tả các biến độc lập, cho kết quả như sau:
Bảng 4.2. Bảng thống kê mô tả các biến độc lập
Biến Đơn vị tính Số quan sát Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn
Quy mô doanh nghiệp Lg10 70 5,15 7,78 6,0517 0,52334
Khả năng thanh toán Lần 70 0,4735 7,8208 2,6942 1,475286
Đòn bẩy nợ Lần 70 0,1568 4,1703 1,0374 0,89763
Khả năng sinh lời % 70 -18,02 52,77 5,535 10,025397
Thời gian hoạt động Năm 70 5 38 17,78 7,758
Bảng 4.3. Bảng thống kê tần suất biến Chủ thể kiểm toán
Số lượng Tần suất
Giá trị 0 (Không chọn Big4) 42 60%
Giá trị 1 (Chọn Big4) 28 40%
Tổng cộng 70 100%
Nguồn: Tính toán của tác giả
Quy mô doanh nghiệp (tính logarit cơ số 10 của tổng tài sản) nhỏ nhất là 5,15 và lớn nhất là 7,78. Trong đó, quy mô trung bình của các doanh nghiệp thương mại là 6,05 và có sự phân tán đáng kể trong mẫu (0.52).
Khả năng thanh toán hiện hành bình quân đạt 2,69 lần, so với ngưỡng mức ổn định (1,5 lần - 2,5 lần) thì chỉ cao hơn khoảng 2,69 - 2,5 = 0,19 lần, một con số khá là nhỏ. Tuy nhiên, hệ số khả năng thanh toán cao nhất là 7,82 lần và thấp nhất là 0,47 lần, cho thấy có sự chênh lệch khá cao giữa các chỉ số này nên có thể có nhiều doanh nghiệp không đủ khả năng thanh toán trong ngắn hạn.
Đòn bẩy nợ đạt giá trị trung bình là 1,04 lần, đòn bẩy nợ cao nhất của các doanh nghiệp trong mẫu là 4,17 lần và thấp nhất là 0,16 lần.
Khả năng sinh lời thấp, đạt trung bình là 5,535%. Chỉ số ROE có sự chênh lệch rất lớn giữa các doanh nghiệp, trong đó ROE cao nhất là 52,77% và thấp nhất là - 18,02%. Điều này cho thấy trong các năm từ 2015 đến năm 2016 nhiều doanh nghiệp hoạt động kinh doanh không hiệu quả.
Kết quả cũng cho thấy, thời gian hoạt động trung bình là 17,78 năm, Công ty thành lập lâu đời nhất với 38 năm so với các doanh nghiệp cùng ngành và tuổi đời hoạt động non trẻ nhất là 5 năm so với các doanh nghiệp thương mại niêm yết HOSE.
Số lượng doanh nghiệp niêm yết chọn các công ty kiểm toán Big 4 trung bình đạt 40%. Nói một cách khác, các doanh nghiệp thương mại niêm yết tại HOSE chọn kiểm toán bởi các công ty kiểm toán Big4 là không cao.
4.2.3.2. Phân tích tương quan các biến trong mô hình.
Mục đích của phân tích tương quan là kiểm tra mối tương quan chặt chẽ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc để loại bỏ các nhân tố xấu trước khi chạy hồi quy. Tương quan hạng Pearson thể hiện mối liên hệ giữa các cặp biến. Nếu giá trị tuyệt đối của hệ số Pearson càng gần đến 1 thì hai biến này càng có mối tương quan tuyến tính chặt chẽ.
Bảng 4.4. Bảng ma trận tương quan giữa các biến
Chi số công bố thông tin Quy mô doanh nghiệp Khả năng thanh toán Đòn bẩy nợ Khả năng sinh lời Thời gian hoạt động Chủ thể kiểm toán
Chỉ số công bố thông tin 1
Quy mô doanh nghiệp 0,528*** 1
Khả năng thanh toán -0,094 -0,73 1
Đòn bẩy nợ 0,357*** 0,441 -0,212 1
Khả năng sinh lời 0,283*** 0,251 -0,127 0,248 l
Thời gian hoạt động 0,323*** -0,123 0,009 -0,231 0,201 1
Chủ thể kiểm toán 0,496*** 0,571** ""
0,238 0,133 0,051 0,091 1
Nguồn: Tính toán của tác giả
*** Tương quan có ý nghĩa ở mức 1% (2-tailed)
** Tương quan có ý nghĩa ở mức 5% (2-tailed)
* Tương quan có ý nghĩa ở mức 10% (2-tailed)
- Chỉ số CBTT tương quan với Quy mô doanh nghiệp, Đòn bẩy nợ, Thời gian
hoạt động, Chủ thể kiểm toán, Khả năng sinh lời ở mức ý nghĩa 1%, nhưng chỉ số
CBTT lại không tương quan ý nghĩa với Khả năng thanh toán. Vì vậy, có nhiều khả năng các biến này có tác động đến mức độ CBTT của doanh nghiệp.
- Ngoài ra, khi xem xét mối quan hệ tương quan giữa các biến độc lập, kết quả cho thấy: Hệ số tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình không có cặp nào lớn hơn 0.8 với hệ số cao nhất là 0.571 giữa Quy mô doanh nghiệp và Chủ thể kiểm toán. Do đó khi sử dụng mô hình hồi quy, sẽ ít có khả năng gặp hiện tượng đa cộng tuyến.
- Như ta đã phân tích, hệ số tương quan cặp cao nhất giữa các biến độc lập là giữa Quy mô doanh nghiệp và Chủ thể kiểm toán. Điều này có thể chứng tỏ rằng nếu quy mô doanh nghiệp càng lớn thì chất lượng kiểm toán càng cao. Hơn nữa, Quy mô doanh nghiệp và Đòn bẩy nợ cũng có mối liên hệ chặt chẽ với nhau (hệ số Pearson là 0,441).
4.2.3.3. Phân tích hồi quy.
Mối liên hệ giữa chỉ số CBTT và các yếu tố ảnh hưởng được thể hiện thông qua sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính thông thường theo phương pháp ước lượng tuyến tính không chệch trên phần mềm Eviews, mô hình sử dụng để phân tích kết quả là mô hình cuối cùng:
Bảng 4.5. Kết quả hồi quy
CBTT Coef. Std. Err. z P> |z|
Quy mô doanh nghiệp .045 .00046 -3.92 0.000
Khả năng thanh toán . 100 .0057 18.29 0.000
Đòn bẩy nợ .036 .0234 -2.72 0.007
Khả năng sinh lời .022 .0243 0.92 0.359
Chủ thể kiểm toán .030 .0029 2.28 0.021
_cons .600 .0739772 -8.06 0.000
R2 0.730
Nguồn: Tính toán của tác giả
Các kiểm định cho mô hình hồi quy
Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến của các biến độc lập thông qua hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF) của các biến. Về mặt lý thuyết thi khi VIF < 10 sẽ ít có khả năng có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu.
Kết quả nhân tử phóng đại phương sai của các biến tại bảng 4.3 đều nhỏ hơn 10 nên mô hình ít có khả năng xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.6: Kết quả kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Biến VIF SQRT VIF
Quy mô doanh nghiệp 1.33 1.15
Khả năng thanh toán 1.10 1.05
Đòn bẩy nợ 1.72 1.31
Khả năng sinh lời 5.40 2.32
Thời gian hoạt động 5.47 2.34
Chủ thể kiểm toán 1.17 1.08
VIF 1.85
Nguồn: Kết quả phân tích thống kê của tác giả
Giá trị kiểm định Prob > F = 0.000 < 0.01 nên ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1: mô hình nghiên cứu là phù hợp.
Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Đề tài sử dụng kiểm định Wald để kiểm định phương sai sai số thay đổi, kết quả kiểm định cho giá trị chi2 (69) = 1.54 và Prob>chi2 = 0.3450 > 0.05, vậy giả thuyết H0 được chấp nhận, tức phương sai sai số không thay đổi trong mô hình.
Kiểm định tương quan chuỗi
Đề tài sử dụng kiểm định Wooldridge để kiểm định tương quan chuỗi, kết quả kiểm định cho giá trị F(1,69) = 2.915 và Prob > F = 0.188 > 0.05, vậy giả thuyết H0 được chấp nhận, tức không có xảy ra tương qua chuỗi.
Mô hình hồi quy dùng để phân tích như sau:
CBTT = 0.600 + 0.045QMDN + 0.022KNSL + 0.036DBN + 0.100KNTT + 0,026CTKT + 0,003TUOI
4.2.3.4. Đánh giá các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ CBTT.
* Nhân tố Quy mô doanh nghiệp biểu hiện qua Logarit của Tổng tài sản có ảnh hưởng thuận chiều và lớn nhất đến mức độ CBTT của các doanh nghiệp ngành BĐS niêm yết tại HOSE (hệ số B = 0,030; độ tin cậy 99%). Kết quả này phù hợp với giả thuyết H1 và nhiều nghiên cứu trước ở nước ngoài. Nghiên cứu của tác giả phù hợp nếu so với kết quả nghiên cứu của Alfraih & Almutawa (2014) với biến Quy mô doanh nghiệp có ảnh hưởng thuận chiều với mức độ CBTT vì Quy mô doanh nghiệp là một yếu tố có ý nghĩa trong việc giải thích sự thay đổi trong công bố thông tin tài chính trong các doanh nghiệp. Tại Việt Nam, kết quả này phù họp với nghiên cứu của Nguyễn Công Phương và Nguyễn Thị Thanh Phương (2014).
* Nhân tố Khả năng sinh lời được đo lường bằng chỉ số ROE là nhân tố không có ý nghĩa về mặt thống kê. Hay nói cách khác khả năng sinh lời không có tác động đến mức độ CBTT, tức giả thuyết H2 bị bác bỏ. Kết quả này tương đối khác biệt với nhiều nghiên cứu trước với đa số cho rằng khả năng sinh lời thường ảnh hưởng đến mức độ CBTT. Tuy nhiên, kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Aljifri et al.
(2014).
Nếu so với kết quả nghiên cứu của Alfraih & Almutawa (2014) thì ta thấy sự khác biệt đáng kể do Alfraih & Almutawa (2014) cho rằng mức độ CBTT và lợi nhuận có mối liên hệ thuận chiều và có ý nghĩa, hỗ trợ lập luận của Alfraih & Almutawa (2014) rằng các nhà quản lý có nhiều khả năng công bố những thông tin chi tiết khi lợi nhuận cao để báo hiệu khả năng tối đa hóa giá trị cổ đông và tránh để cổ phần bị đánh giá thấp và ngược lại, các doanh nghiệp có thể công bố ít thông tin khi lợi nhuận thấp để che giấu những lý do khác nhau làm giảm lợi nhuận hoặc thua do lỗ.
* Nhân tố Đòn bẩy nợ được tính bằng Nợ phải trả/vốn chủ sở hữu cũng có tác động tích cực đến mức độ CBTT ở mức ý nghĩa 1% (hệ số B =0.036, độ tin cậy 99%). Kết quả này phù hợp với giả thuyết H3 và nghiên cứu của Phạm Ngọc Toàn và Hoàng Thị Thu Hoài (2014). Nghiên cứu của tác giả cũng phù hợp so với kết quả nghiên cứu của Alfraih & Almutawa (2014) với biến Đòn bẩy nợ có mối liên hệ thuận chiều và có ý nghĩa với mức độ CBTT. Tại Kuwait cũng như tại Việt Nam, các ngân hàng là nguồn cho vay chính các khoản vay của doanh nghiệp, vì vậy kết quả này phù hợp với quan điểm cho rằng các công ty có tỷ lệ nợ cao hơn có nhu cầu lớn hơn trong việc giảm chi phí đại diện và thỏa mãn nhu cầu thông tin của các chủ nợ dài hạn. Vì vậy, để đáp ứng nhu cầu này, các doanh nghiệp cung cấp nhiều thông tin chi tiết hơn trong các báo cáo thường niên so với các doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp. Hơn nữa, kết quả nghiên cứu của tác giả cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Malone et al. (1993) trong ngành dầu khí.
* Nhân tố Khả năng thanh toán được tính bằng Tài sản ngắn hạn/Nợ ngắn hạn không có ý nghĩa thống kê, nói cách khác không ảnh hưởng đến mức độ CBTT. Giả thuyết H4 bị bác bỏ. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Aljifri et al. (2014). So sánh với kết quả nghiên cứu của Alfraih & Almutawa (2014) thì nghiên cứu của tác giả hoàn toàn phù hợp: hệ số hồi quy của biến KNTT là âm và không có ý nghĩa thống kê trong giải thích sự thay đổi mức độ CBTT.
có nhu cầu lớn hơn đủ để xoa dịu những lo ngại bất đối xứng thông tin của các nhà đầu tư và người cho vay bằng cách cung cấp thông tin nhiều hơn. Tuy nhiên, tình trạng này dường như không phải là trường hợp cho các doanh nghiệp thương mại niêm yết tại HOSE liên quan đến CBTT.
* Nhân tố Chủ thể kiểm toán có ảnh hưởng đến mức độ CBTT của các doanh
nghiệp niêm yết ngành BĐS với mức ý nghĩa 5% (hệ số B = 0,030, độ tin cậy 95%).
Những doanh nghiệp có BCTC được kiểm toán bởi các công ty kiểm toán thuộc nhóm Big4 có mức độ CBTT cao hơn các công ty kiểm toán còn lại. Hệ số B = 0,030 cho thấy khi các nhân tố khác không đổi, các doanh nghiệp lựa chọn công ty kiểm toán thuộc nhóm Big4 có mức độ CBTT trung bình cao hơn các doanh nghiệp còn lại 3%. Kết quả này phù hợp với giả thuyết H5 cũng như kết quả nghiên cứu của Nguyễn Công Phương và Nguyễn Thị Thanh Phương (2014), nhưng lại trái ngược hoàn toàn với nghiên cứu của Huỳnh Tiến Vũ và Nguyễn Thị Mai Hương (2014) khi cho rằng chủ thể kiểm toán không có mối quan hệ với mức độ CBTT. Như ta đã biết, các doanh nghiệp Việt Nam đa số không yêu cầu kiểm toán khi tham gia vào TTCK thì kiểm toán BCTC là một yếu tố bắt buộc của các doanh nghiệp niêm yết. Vì danh tiếng các công ty kiểm toán Big4 yêu cầu khách hàng công bố thêm thông tin tuy chi phí, năng lực của doanh nghiệp để cung cấp thêm thông tin thì hạn chế. Các doanh nghiệp mong muốn lấy danh tiếng của công ty kiểm toán xác nhận tính trung thực hợp lý của BCTC.
Nghiên cứu của tác giả cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Alfraih & Almutawa (2014) vì kiểm toán là một yếu tố có ý nghĩa trong giải thích sự thay đổi trong mức độ CBTT. Alfraih & Almutawa (2014) cho rằng các công ty kiểm toán quốc tế lớn hơn (Big4) đã thiết lập danh tiếng tốt và họ sẽ mất nhiều hơn nếu không báo cáo hành vi vi phạm được phát hiện, hoặc gây sai sót, hoặc nhầm lẫn trong các