Số quan sát Gía trị nhỏ nhất Gía trị lớn nhất Gía trị trung bình Độ lệch chuẩn EM 250 0.000496 0.524368 0.100131 0.099091 SIZE 250 1.414810 4.3588 2.979530 0.590253 TIME 250 2.000000 14 8.4 2.462571 LEV 250 0.014730 0.948080 0.636595 0.203539 IDV 250 0.000000 1 0.626863 0.200395 AUD 250 0.000000 1 0.45572 0.359937 BLOK 250 0.000000 1 0.476000 0.500426 OWN 250 0.000000 0.58710 0.093330 0.135335
(Nguồn: tác giả tổng hợp từ kết quả phân tích SPSS 20) Kết quả thống kê cho thấy hành vi QTLN của các cơng ty niêm yết thuộc nhóm ngành xây dựng (EM) có giá trị trung bình bằng 0.100131, trong đó giá trị nhỏ nhất bằng 0.000496 và giá trị lớn nhất bằng 0.524368. Trong khi đó, qui mơ cơng ty (SIZE) nhận giá trị trung bình bằng 2.979530 với giá trị nhỏ nhất bằng 1.414810 và giá trị lớn nhất bằng 4.35880; thời gian niêm yết của cơng ty (TIME) nhận giá trị trung bình bằng 8.4 trong đó giá trị nhỏ nhất bằng 2 và giá trị lớn nhất bằng 14; địn bẩy tài chính (LEV) nhận giá trị trung bình bằng 0.636595 trong đó giá trị nhỏ nhất bằng 0.014730 và giá trị lớn nhất bằng 0.948080. Với mức địn bẩy trung bình này cho thấy các cơng ty niêm yết thuộc nhóm ngành xây dựng sử dụng địn bẩy tài chính ở mức khá cao. Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập nhận giá trị trung bình bằng 0.626863, trong đó giá trị nhỏ nhất bằng 0 và giá trị lớn nhất bằng 1; Chất lượng kiểm toán nhận giá trị trung bình bằng 0.455720,
trong đó giá trị nhỏ nhất bằng 0 và giá trị lớn nhất bằng 1; Quyền sở hữu của cổ đông lớn nhận giá trị trung bình bằng 0.476000 với giá trị nhỏ nhất bằng 0 và giá trị lớn nhất bằng 1; Tỷ lệ sở hữu nước ngồi nhận giá trị trung bình bằng 0.093330, trong đó giá trị nhỏ nhất bằng 0 và giá trị lớn nhất bằng 0.587100.
4.2.2. Phân tích tƣơng quan
Như đã trình bày trong phần phương pháp nghiên cứu, trước khi tiến hành hồi quy, tác giả sẽ chạy tương quan để xem xét mối quan hệ tuyến tính giữa các biến phụ thuộc và biến độc lập, từ đó làm tiền đề cho việc kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến sau khi hồi quy. Theo đó tác giả sử dụng ma trận tương quan trong phân tích này, kết quả được thể hiện trong bảng 4.4
Bảng 4.4. Ma trận phân tích tƣơng quan giữa các biến
EM SIZE TIME LEV IDV AUD BLOK OWN
EM Pearson Correlation 1 .597** -.581** -0.045 -.574** -.519** .467** -.410** Sig. (2-tailed) .000 .000 .480 .000 .000 .000 .000 SIZE Pearson Correlation 1 -.520** -0.056 -.553** -.497** .474** -.357** Sig. (2-tailed) .000 .376 .000 .000 .000 .000 TIME Pearson Correlation 1 0.021 .571** .476** -.566** .699** Sig. (2-tailed) .737 .000 .000 .000 .000 LEV Pearson Correlation 1 0.002 0.098 0.071 0.046 Sig. (2-tailed) .976 .122 .262 .466 IDV Pearson Correlation 1 .436** -.483** .525** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 AUD Pearson Correlation 1 -.280** .435** Sig. (2-tailed) .000 .000 BLOK Pearson Correlation 1 -.446** Sig. (2-tailed) .000 OWN Pearson Correlation 1 Sig. (2-tailed)
Kết quả bảng 4.4 cho thấy tồn tại mối quan hệ tương quan tuyết tính giữa biến QTLN (EM), Quy mơ cơng ty (SIZE), Thời gian niêm yết của công ty (TIME), Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập (IDV), Chất lượng kiểm toán (AUD), Quyền sở hữu của cổ đông lớn (BLOK), Tỷ lệ sở hữu nước ngồi (OWN), ngoại trừ biến Địn bẩy tài chính (LEV) với hệ số Sig bằng 0.480 > 0.05 nên biến này bị loại bỏ khơng đưa vào phân tích hồi quy. Hệ số tương quan cao nhất là mối quan hệ giữa Địn bẩy tài chính và biến QTLN với giá trị tương quan bằng 0.613. Đồng thời, xem xét bảng tương quan ta cũng thấy Thời gian niêm yết của công ty (TIME), Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập (IDV), Chất lượng kiểm toán (AUD), Tỷ lệ sở hữu nước ngồi (OWN) có mối quan hệ nghịch biến với biến hành vi QTLN. Và biến Quy mô công ty (SIZE), Quyền sở hữu của cổ đơng lớn (BLOK) có mối quan hệ đồng biến với hành vi QTLN.
4.2.3. Phân tích hồi quy
Sau khi tiến hành phân tích tương quan, tác giả sẽ phân tích hồi quy và kiểm định các giả định của mơ hình hồi quy. Kết quả hồi quy được thể hiện chi tiết trong bảng 4.5.
Kết quả hồi quy cho ra F có giá trị bằng 44.100 và Prob=0.00<0.05 cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính được xây dựng phù hợp với dữ liệu hồi quy. Bên cạnh đó, hệ số R2 điều chỉnh bằng 0.509 cho thấy các biến đưa vào mơ hình giải thích được 50.90% sự biến thiên của biến hành vi QTLN.
Đồng thời, để kiểm tra hiện tượng tự tương quan thông qua kiểm định Durbin- Watson:
Nếu 1 < D < 3: mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan. Nếu 0 < D < 1: mơ hình tự tương quan dương.
Nếu 3 < D < 4: mơ hình tự tương quan âm.
Ngồi ra, các hệ số hồi quy của các biến SIZE, TIME, IDV và AUD có hệ số Sig. bằng 0.00=<0.01 cho thấy các biến này có mức ý nghĩa thống kê 1%. Hệ số hồi quy của biến BLOK có Sig. = 0.095 < 0.1 cho thấy các biến này có mức ý nghĩa thống kê 10%. Riêng hệ số hồi quy biến OWN có hệ số Sig bằng 0.150 nên biến này khơng có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.5. Kết quả hồi quy mơ hình hồi quy thứ hai Biến phụ thuộc EM
Hệ số Beta p-value của kiểm định T
C 0.145 0.003* SIZE 0.039 0.000* TIME -0.010 0.001* IDV -0.106 0.000* AUD -0.056 0.000* BLOK 0.019 0.095** OWN 0.068 0.150 Hệ số R2 hiệu chỉnh 0.509 Kiểm định F 44.100 Hệ số Durbin Watson 1.378
* và ** tương ứng chấp nhận với mức ý nghĩa là 1% và 10%
(Nguồn: tác giả tổng hợp từ kết quả phân tích SPSS 20) Như vậy, trong 6 biến đưa vào mơ hình hồi quy thì có 5 biến có ảnh hưởng đến hành vi QTLN của các cơng ty niêm yết thuộc nhóm ngành xây dựng với các mức ý nghĩa 1% và 10%, gồm: Quy mô công ty (SIZE), Thời gian niêm yết của công ty (TIME), Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập (IDV), Chất lượng kiểm toán (AUD), Quyền sở hữu của cổ đông lớn (BLOK), loại biến Tỷ lệ sở hữu nước ngồi (OWN) vì hệ số Sig. >0.1. Như vậy, ta có phương trình hồi quy được viết như sau:
EM = 0.145 + 0.039*SIZE - 0.010*TIME - 0.106*IDV
- 0.056*AUD + 0.019*BLOK
với một số giả định và mơ hình chỉ thực sự có ý nghĩa khi các giả định này được đảm bảo. Do vậy, để đảm bảo cho độ tin cậy của mơ hình, đề tài cịn phải chú trọng một loạt các dị tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính.
Giả định liên hệ tuyến tính và phương sai khơng đổi: nếu giả định liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau được thỏa mãn thì khơng nhận thấy có liên hệ gì giữa các giá trị dự đoán và phần dư, chúng sẽ phân tán rất ngẫu nhiên. Nếu giả định tuyến tính được thỏa mãn (đúng) thì phần dư phải phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 của đồ thị phân tán của phần dư chuẩn hóa (Standardized Residual) và giá trị dự đốn chuẩn hóa (Standardized Predicted Value). Và nếu phương sai khơng đổi thì các phần dư phải phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (tức quanh giá trị trung bình của phần dư) trong một phạm vi khơng đổi (Theo Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008).
Đầu tiên là giả định liên hệ tuyến tính. Phương pháp được sử dụng là biểu đồ Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa trên trục tung và giá trị dự đốn chuẩn hóa trên trục hồnh. Nhìn vào biểu đồ ta thấy phần dư khơng thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán. Vậy giả thuyết về liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Giả định tiếp theo cần xem xét là phương sai của phần dư không đổi. Để thực hiện kiểm định này, chúng ta sẽ tính hệ số tương quan hạng Spearman của giá trị tuyệt đối phần dư và các biến độc lập. Giá trị Sig. của các hệ số tương quan với độ tin cậy 95% cho thấy không đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết cho rằng giá trị tuyệt đối của phần dư độc lập với các biến độc lập. Như vậy, giả định về phương sai của sai số không đổi khơng bị vi phạm.
Để dị tìm sự vi phạm giả định phân phối chuẩn của phần dư ta sẽ dùng hai công cụ vẽ của phần mềm SPSS là biểu đồ Histogram và đồ thị P-P plot. Nhìn vào biểu đồ Histogram ta thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số, đường cong này phù hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn. Đồng thời, giá trị trung bình của phần dư gần bằng 0 và độ lệch chuẩn gần bằng 1 (= 0.988), như vậy có thể nói phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Do đó, có thể kết luận là giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
(Nguồn: tác giả tổng hợp từ kết quả phân tích SPSS 20.)
Nhìn vào đồ thị P-P plot biểu diễn hầu hết các điểm quan sát thực tế tập trung gần như quanh đường chéo những giá trị kỳ vọng, có nghĩa là dữ liệu phần dư có phân phối chuẩn. Dựa vào đồ thị phân tán của phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa cho thấy các giá trị dự đốn chuẩn hóa và hầu hết phần dư phân tán chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0. Như vậy giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
(Nguồn: tác giả tổng hợp từ kết quả phân tích SPSS 20)
Theo biểu đồ Scatter Plot, các giá trị kỳ vọng được phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường hồnh độ 0. Vì vậy mà các giả định quan hệ tuyến tính khơng bị vi phạm hay nói cách khác đảm bảo được Độ tin cậy của mơ
hình.
(Nguồn: tác giả tổng hợp từ kết quả phân tích SPSS 20)
Biểu đồ 4.3. Biểu đồ phân tán 4.3. Thảo luận kết quả nghiên cứu 4.3. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Ở phần 3.3 của bài luận văn này, tác giả đưa ra giả thuyết về chiều tác động của 7 nhân tố đến hành vi QTLN của các công ty niêm yết thuộc ngành xây dựng tại Việt Nam. Tuy nhiên, kết quả nghiên cho thấy có 5 trong 7 nhân tố ảnh hưởng đến hành vi QTLN, cụ thể như sau:
Kết quả hồi quy cho thấy biến Quy mơ cơng ty (SIZE) có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%, cụ thể là biến SIZE có ảnh hưởng thuận biến đến hành vi QTLN với giá trị B=0.039. Điều này cho thấy một cơng ty có quy mơ càng lớn thì có mức độ thực hiện hành vi QTLN càng cao. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với nghiên cứu của Nelson và cộng sự (2002), Richardson và cộng sự (2002), Klai (2011), Lê Văn Thừa (2017)… và ngược với kết quả nghiên cứu của Lee và Choi (2002), Watts và Zimmerman (1986) khi các nghiên cứu này cho rằng quy mơ cơng ty có mối quan hệ nghịch biến đối với hành vi QTLN.
Đối với giả thuyết H2: Cơng ty có thời gian niêm yết càng lâu thì mức độ thực
hiện hành vi QTLN càng giảm.
Kết quả hồi quy cho thấy biến Thời gian niêm yết của cơng ty (TIME) có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Cụ thể, biến TIME có ảnh hưởng nghịch chiều đối với biến phụ thuộc EM – Hành vi QTLN khi có B = -0.010. Nghĩa là các cơng ty có số năm niêm yết trên thị trường chứng khốn càng lâu thì mức độ thực hiện hành vi QTLN càng giảm. Điều này là phù hợp với kết quả của nghiên cứu Nguyễn Thị Phương Hồng (2016), Nguyễn Thị Toàn (2016).
Đối với giả thuyết H3: Địn bẩy tài chính có mối quan hệ cùng chiều đối với hành vi QTLN.
Ở bước phân tích tương quan, biến Địn bẩy tài chính (LEV) được xác định là có hệ số Sig = 0.480 > 0.05, nghĩa là giữa LEV và biến phụ thuộc EM khơng có tương quan với nhau, nên đã bị loại không đưa vào mơ hình hồi quy. Kết quả nghiên cứu này khác với kết quả của khá nhiều nghiên cứu trước đây, Watts và Zimmerman (1986, 1990), Richardson và cộng sự (2002), Jelinek (2007).
Đối với giả thuyết H4: Các công ty có tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập càng cao thì mức độ thực hiện hành vi QTLN càng giảm.
Kết quả hồi quy cho thấy biến Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập (IDV) có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Với hệ số tương quan mang dấu âm (B = - 0.106), biến IDV có mối quan hệ nghịch chiều đối với biến phụ thuộc EM- Hành vi
QTLN. Đây là nhân tố có mức độ ảnh hưởng cao nhất trong các biến độc lập có ảnh hưởng trong mơ hình. Như vậy, HĐQT của cơng ty có tính độc lập càng cao thì sẽ tác động làm giảm hành vi QTLN. Điều này phù hợp với kết quả nghiên cứu Johari và cộng sự (2008), Nguyên Giáp Liên (2014), Lê Văn Thừa (2017) nhưng khác với kết quả nghiên cứu của Dwi Lusi Tasing Swastika (2013) khi cho rằng biến này khơng có ý nghĩa thống kê.
Đối với giả thuyết H5: Công ty được kiểm tốn bởi Big4 thì có mức độ QTLN
thấp hơn so với các công ty khơng được kiểm tốn bởi Big4.
Với kết quả hồi quy cho thấy biến Chất lượng kiểm tốn (AUD) có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa là 1%. Cụ thể, biến AUD có tác động nghịch biến đối với biến phụ thuộc là hành vi QTLN khi giá trị B = -0.056. Giả thuyết H5 được chấp nhận nghĩa là các công ty niêm yết thuộc ngành xây dựng được kiểm tốn bởi Big4 sẽ có mức độ thực hiện QTLN thấp hơn so với các cơng ty khơng được kiểm tốn bởi Big4. Kết quả này tương đồng với kết quả từ nghiên cứu Becker và công sự (1998), Ahmad-Zuluki và công sự (2011), Dwi Lusi Tyasing Swastika (2013), Nguyễn Thị Toàn (2016). Và khác với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Phương Uyên (2014) khi khơng tìm thấy mối quan hệ giữa chất lượng kiểm toán và hành vi QTLN.
Đối với giả thuyết H6: Quyền sở hữu của cổ đơng lớn có mối quan hệ thuận chiều với hành vi QTLN.
Kết quả hồi quy cho thấy biến Quyền sở hữu của cổ đơng lớn (BLOK) có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Cụ thể là biến BLOK có ảnh hưởng thuận chiều đối với hành vi QTLN với giá trị B = 0.019. Nghĩa là ở cơng ty có sự tồn tại quyền sở hữu của cổ đơng lớn thì có mức độ thực hiện hành vi QTLN cao hơn các công ty khác. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Barclay và cộng sự (1993), Kim và Yoon (2008) và ngược chiều với kết quả nghiên cứu của Jensen và Meckling (1976), Zhong và cộng sự (2007) khi các nghiên cứu này cho rằng mối quan hệ này là nghịch chiều.
Đối với giả thuyết H7: Tỷ lệ sở hữu nước ngồi tại các cơng ty thuộc nhóm ngành xây dựng có mối quan hệ nghịch biến với mức độ QTLN.
Với giá trị Sig. = 0.150 > 0.05, giả thuyết này khơng được chấp nhận vì nghiên cứu khơng tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa Tỷ lệ sở hữu nước ngoài (OWN) và hành vi QTLN tại các công ty niêm yết thuộc ngành xây dựng tại Việt Nam trong giai đoạn 2014-2018. Theo đó, Tỷ lệ sở hữu nước ngồi khơng có tác động mang ý nghĩa thống kê đối với hành vi QTLN. Kết quả nghiên cứu này không đạt được như tác giả kỳ vọng và khác với kết quả nghiên cứu của Khanna và Palepu (2000), Nguyễn Hà Linh (2017)
Như vậy, các kết quả kiểm định từ nghiên cứu được tóm tắt trong Bảng 4.6
Bảng 4.6. Bảng tóm tắt kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu:
Giả
thuyết Nhân tố Sig B Kết quả H1 Cơng ty có quy mơ càng lớn thì mức độ
thực hiện hành vi QTLN càng cao. .000 .039 Chấp nhận
H2 Cơng ty có thời gian niêm yết càng lâu thì mức độ thực hiện hành vi QTLN càng giảm.
.001 -.010 Chấp nhận
H3 Địn bẩy tài chính có mối quan hệ cùng
chiều đối với hành vi QTLN. Bác bỏ từ phân tích tương quan
H4 Các cơng ty có tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập càng cao thì mức độ thực hiện hành vi QTLN càng giảm.
.000 -.106 Chấp nhận
H5 Công ty được kiểm tốn bởi Big4 thì có mức độ QTLN thấp hơn so với các công ty không được kiểm toán bởi Big4.
.000 -.056 Chấp nhận
H6 Quyền sở hữu của cổ đơng lớn có mối
quan hệ thuận chiều với hành vi QTLN. .095 .019 Chấp nhận
H7 Tỷ lệ sở hữu nước ngồi tại các cơng ty