quan sát trong biểu đồ phân tán xung quanh đường chéo kỳ vọng cho thấy giả định phân phối chuẩn của phần dư khơng bị vi phạm.
Hình 4.3: Biểu đồ Histogram của phần dư đã được chuẩn hóa
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Kết quả từ biểu đồ Histogram của phần dư đã được chuẩn hóa ở hình 4.3 cho thấy phân phối của phần dư có độ lệch chuẩn Std.Dev = 0,984 (gần bằng 1). Đường cong phân phối chuẩn đặt chồng lên biểu đồ và đường cong này phân bố đều ở hai bên. Điều này có nghĩa là giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Từ kết quả kiểm định mơ hình hồi quy đa biến bên trên cho thấy mơ hình hồi quy đa biến này thích hợp sử dụng để đo lường mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập (quy mô công ty, khả năng thanh tốn, TLSH vốn cổ đơng nước ngồi, cơng ty kiểm tốn, TLTV khơng điều hành trong HĐQT) đến biến phụ thuộc (mức độ CBTT của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trong BCTN).
Hình 4.4: Mơ hình hồi quy các nhân tố có ảnh hưởng đến mức độ CBTT của các CTNY ngành hàng tiêu dùng
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
TLTV không điều hành trong HĐQT* 0,267 Cơng ty kiểm tốn* 0,04 Quy mơ cơng ty* 0,017 Khả năng thanh tốn* 0,003 TLSH vốn cổ đơng nước ngồi* 0,001 0,286 Mức độ CBTT
4.1.5 Phân tích hồi quy tuyến tính đa biến các nhân tố ảnh hưởng đến mức
độ CBTT trong BCTN của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên SGDCK
TP.HCM
Tác giả sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính đa biến các nhân tố ảnh hưởng đến
mức độ CBTT trong BCTN của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên SGDCK Việt
Nam đã được kiểm định tiếp tục phân tích hồi quy tuyến tính đa biến các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ CBTT trong BCTN của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên SGDCK TP. HCM.
Bảng 4.6: Kết quả phân tích mơ hình hồi quy đa biến lần đầu - HSX
Coefficientsa
Model Unstandardized
Coefficients
Standardized Coefficients
t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .593 .204 2.908 .005 Quymocongty -.003 .012 -.024 -.242 .810 .882 1.134 Khananthanhtoan .003 .001 .327 3.388 .001 .937 1.067 TLSHvoncodongnuocngoai .002 .000 .430 4.480 .000 .950 1.053 Congtykiemtoan .036 .015 .270 2.426 .018 .708 1.413 TLTVkhongdieuhanhtrongHĐQT .259 .102 .277 2.551 .013 .740 1.351 a. Dependent Variable: CBTT
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Từ bảng 4.6 cho thấy nhân tố quy mô công ty không ảnh hưởng đến mức độ CBTT (Sig = 0,81 > 0,05). Sau khi loại biến quy mô công ty, kết quả phân tích hồi quy tuyến tính đa biến các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ CBTT trong BCTN của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên SGDCK TP. HCM như sau:
Bảng 4.7: Kết quả phân tích mơ hình hồi quy đa biến lần cuối - HSX
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .548 .086 6.355 .000 Khananthanhtoan .003 .001 .323 3.425 .001 .970 1.031 TLSHvoncodongnuocngoai .002 .000 .427 4.518 .000 .965 1.036 Congtykiemtoan .037 .014 .277 2.598 .012 .759 1.317 TLTVkhongdieuhanhtrongHĐQT .261 .100 .280 2.602 .011 .746 1.340 a. Dependent Variable: CBTT
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định mức độ phù hợp mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến – HSX
Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate
Change Statistics Durbin- Watson R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .663a .440 .406 .05006 .440 12.774 4 65 .000 1.711
a. Predictors: (Constant), TLTVkhongdieuhanhtrongHĐQT,Khanangthanhtoan, TLSHvoncodongnuocngoai, Congtykiemtoan
b. Dependent Variable: CBTT
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Căn cứ vào kết quả phân tích hồi quy tuyến tính đa biến từ bảng 4.7 và bảng 4.8 cho thấy hệ số R2 hiệu chỉnh là 0,406 nghĩa là mơ hình hồi quy này giải thích được 40,6% mức độ CBTT và phương trình mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến của các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ CBTT trong BCTN của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên SGDCK TP.HCM như sau:
Y = 0,003*X3 + 0,002*X8 + 0,037*X9 + 0,261*X10 + 0,548
Hoặc: Mức độ CBTT = 0,003*Khả năng thanh tốn + 0,002*TLSH vốn cổ đơng nước ngồi + 0,037*Cơng ty kiểm tốn + 0,261*TLTV khơng điều hành trong HĐQT + 0,548
4.1.6 Phân tích hồi quy tuyến tính đa biến các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ CBTT trong BCTN của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên SGDCK Hà Nội
Tác giả cũng sử dụng mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ CBTT trong BCTN của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên SGDCK Việt Nam đã được kiểm định để tiếp tục phân tích hồi quy tuyến tính đa biến các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ CBTT trong BCTN của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên SGDCK Hà Nội.
Bảng 4.9: Kết quả phân tích mơ hình hồi quy đa biến lần đầu - HNX Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .541 .197 2.752 .008 Quymocongty .009 .013 .077 .673 .503 .975 1.026 Khananthanhtoan .003 .001 .282 2.452 .017 .973 1.028 TLSHvoncodongnuocngoai -.001 .001 -.111 -.905 .369 .862 1.160 Congtykiemtoan .034 .016 .283 2.163 .034 .750 1.334 TLTVkhongdieuhanhtrongHĐQT .111 .115 .133 .962 .340 .673 1.486 a. Dependent Variable: CBTT
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Từ bảng 4.9 cho thấy các nhân tố khả năng thanh tốn, cơng ty kiểm tốn có ảnh hưởng đến mức độ CBTT (Sig < 0,05). Sau khi loại các biến không ảnh hưởng đến mức độ CBTT, tác giả tiếp tục phân tích hồi quy tuyến tính đa biến hai nhân tố khả năng thanh tốn, cơng ty kiểm toán.
Bảng 4.10: Kết quả phân tích mơ hình hồi quy đa biến lần hai - HNX
Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients
t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1
(Constant) .752 .013 57.917 .000
Khanangthanhtoan .003 .001 .294 2.576 .012 .992 1.009
Congtykiemtoan .024 .014 .199 1.748 .085 .992 1.009
a. Dependent Variable: CBTT
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Từ bảng 4.10 cho thấy nhân tố cơng ty kiểm tốn cũng không ảnh hưởng đến mức độ CBTT (Sig > 0,05). Nên sau khi loại biến cơng ty kiểm tốn, tác giả phân tích hồi quy đơn biến khả năng thanh toán với biến mức độ CBTT, để xem nhân tố này có ảnh hưởng đến mức độ CBTT trong BCTN của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên SGDCK Hà Nội.
Bảng 4.11: Kết quả phân tích mơ hình hồi quy đơn biến - HNX
Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients
t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error
Beta Tolerance VIF
1 (Constant)
.764 .011 68.323 .000
Khanangthanhtoan .003 .001 .312 2.708 .009 1.000 1.000
a. Dependent Variable: CBTT
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định mức độ phù hợp mơ hình hồi quy tuyến tính đơn biến – HNX
Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate
Change Statistics Durbin- Watson R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .312a .097 .084 .05787 .097 7.333 1 68 .009 1.770
a. Predictors: (Constant), Khanangthanhtoan b. Dependent Variable: CBTT
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Căn cứ vào kết quả phân tích hồi quy tuyến tính đơn biến từ bảng 4.11 và bảng 4.12 cho thấy hệ số R2 hiệu chỉnh là 0,084 nghĩa là biến khả năng thanh tốn trong mơ hình chỉ ảnh hưởng 8,4% tới biến mức độ CBTT và phương trình mơ hình hồi quy tuyến tính đơn biến của nhân tố khả năng thanh toán ảnh hưởng đến mức độ CBTT trong BCTN của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên SGDCK Hà Nội như sau:
Y = 0,003*X3 + 0,764 hoặc Mức độ CBTT = 0,003*Khả năng thanh toán + 0,764
4.2 Bàn luận kết quả nghiên cứu
Như vậy, theo kết quả mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến thì 5 nhân tố: TLTV không điều hành trong HĐQT (β = 0,267), công ty kiểm tốn (β = 0,04), quy mơ cơng ty (β = 0,017), khả năng thanh toán (β = 0,003), TLSH vốn cổ đơng nước ngồi (β = 0,001) có ảnh hưởng thuận chiều đến mức độ CBTT của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trong BCTN. Tức là khi các nhân tố này càng lớn thì mức độ CBTT trong BCTN của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên SGDCK Việt Nam càng cao và ngược lại. Tác giả tổng hợp tác động của 5 nhân tố trong mơ hình theo mức độ ảnh hưởng từ cao đến thấp:
Bảng 4.13 Tổng hợp tác động của các nhân tố trong mơ hình
STT Nhân tố Hệ số Beta Tác động
1 TLTV không điều hành trong HĐQT 0,267 Thuận chiều
2 Cơng ty kiểm tốn 0,040 Thuận chiều
3 Quy mô công ty 0,017 Thuận chiều
4 Khả năng thanh toán 0,003 Thuận chiều
5 TLSH vốn cổ đơng nước ngồi 0,001 Thuận chiều
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Tỷ lệ thành viên HĐQT không tham gia điều hành có ảnh hưởng thuận chiều
đến mức độ CBTT, do vậy giả thuyết H10 (chương 3) được chấp nhận. Các CTNY
ngành hàng tiêu dùng có TLTV khơng điều hành trong HĐQT càng cao thì mức độ CBTT càng cao và ngược lại. Vì điều này sẽ giúp các công ty nâng cao chất lượng CBTT và làm giảm việc tư lợi của nhà quản trị cấp cao từ thông không được công bố. Kết quả này phù hợp với lý thuyết được đặt ra trong nghiên cứu của Nguyễn Hữu Cường và Lê Thị Bảo Ngọc (2018) và kết quả nghiên cứu của Chen và Jaggi (2000), Haniffa và Cooke (2002).
Cơng ty kiểm tốn có ảnh hưởng thuận chiều đến mức độ CBTT, do vậy giả thuyết H9 (chương 3) được chấp nhận. Các CTNY ngành hàng tiêu dùng thuê kiểm toán bởi một trong các cơng ty kiểm tốn lớn thuộc nhóm Big Four thì sẽ có mức độ CBTT cao hơn các CTNY ngành hàng tiêu dùng được kiểm tốn bởi các cơng ty khác. Vì các cơng ty kiểm tốn lớn có xu hướng đầu tư thời gian nhiều hơn cho việc kiểm tốn TTTC, cơng ty kiểm toán lớn để bảo vệ uy tín sẽ u cầu các cơng ty được kiểm tốn phải cơng bố đầy đủ thơng tin hơn dù đó là thơng tin xấu. Cịn các cơng ty kiểm tốn nhỏ để làm vừa lịng khách hàng có thể không đặt chất lượng CBTT lên hàng đầu. Điều này là một cách phát tín hiệu từ CTNY đến các nhà đầu tư và cho thấy tính minh bạch, khách quan, trung thực và chính xác trong việc CBTT. Kết quả này phù hợp với lý thuyết được đặt ra trong nghiên cứu của Nguyễn Hữu Cường và Lê Thị Bảo Ngọc (2018) và kết quả nghiên cứu của Bhayani (2012), Nguyễn Thị Thanh Phương (2013).
Quy mô công ty có ảnh hưởng thuận chiều đến mức độ CBTT, do vậy giả thuyết H1 (chương 3) được chấp nhận. Các CTNY ngành hàng tiêu dùng có quy mơ càng lớn thì mức độ CBTT càng cao. Vì các cơng ty có tài sản lớn và nhiều cổ đơng
(cổ đơng lớn, cổ đơng nước ngồi) do đó áp lực về cung cấp thông tin cho các nhà đầu tư cao nên các công ty sẽ phải CBTT chi tiết hơn. Kết quả này phù hợp với lý thuyết và kết quả nghiên cứu của Nandi và Ghosh (2013), Mohamed Moustafa Soliman (2013), Huỳnh Thị Vân (2013), Nguyễn Thị Thanh Phương (2013), Nguyễn Hữu Cường và Lê Thị Bảo Ngọc (2018).
Khả năng thanh tốn có ảnh hưởng thuận chiều đến mức độ CBTT, do vậy giả thuyết H3 (chương 3) được chấp nhận. Các CTNY ngành hàng tiêu dùng có khả năng thanh tốn càng cao thì mức độ CBTT càng cao. Vì các CTNY ngành hàng tiêu dùng đó tự tin về năng lực tài chính của cơng ty nên sẽ chủ động chia sẻ thông tin nhiều hơn để thu hút nhà đầu tư. Còn các CTNY ngành hàng tiêu dùng có khả năng thanh tốn thấp sẽ hạn chế trong việc CBTT để che giấu những yếu kém của công ty. Kết quả này phù hợp với lý thuyết được đặt ra trong nghiên cứu của Nguyễn Hữu Cường và Lê Thị Bảo Ngọc (2018) và kết quả nghiên cứu của Nandi và Ghosh (2013), Nguyễn Công Phương và Nguyễn Thị Thanh Phương (2014).
Tỷ lệ sở hữu vốn cổ đơng nước ngồi có ảnh hưởng thuận chiều đến mức độ CBTT, do vậy giả thuyết H8 (chương 3) được chấp nhận. Các CTNY ngành hàng tiêu dùng có TLSH vốn cổ đơng nước ngồi càng cao thì mức độ CBTT càng cao. Vì ngồi việc trình bày thơng tin kế tốn theo VAS, các CTNY ngành hàng tiêu dùng cịn phải trình bày theo IFRS như yêu cầu của nhà đầu tư nước ngoài, nên sẽ cung cấp nhiều thông tin hơn. Kết quả này phù hợp với lý thuyết và kết quả nghiên cứu của của Haniffa và Cooke (2002), Sartawi và cộng sự (2012), Phạm Ngọc Toàn và Hoàng Thị Thu Hoài (2015).
Ngồi ra, tác giả cịn thực hiện thêm phân tích hồi quy tuyến tính các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ CBTT trong BCTN của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên SGDCK TP. HCM và SGDCK Hà Nội thì kết quả cho thấy các nhân tố TLTV khơng điều hành trong HĐQT, cơng ty kiểm tốn, khả năng thanh tốn, TLSH vốn cổ đơng nước ngồi có mối quan hệ thuận chiều với mức độ CBTT trên SGDCK TP. HCM, trên SGDCK Hà Nội chỉ tìm thấy nhân tố khả năng thanh tốn có mối quan hệ thuận chiều với mức độ CBTT. Và khơng tìm thấy mối quan hệ nào giữa nhân tố quy mô công ty với mức độ CBTT trên SGDCK TP. HCM và SGDCK Hà Nội, điều này có thể là do kích thước mẫu khảo sát trên từng SGDCK không đủ lớn.
Bảng 4.14: Tổng hợp tác động của các nhân tố ảnh hưởng
đến mức độ CBTT trong BCTN của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên
SGDCK TP. HCM và SGDCK Hà Nội
STT Nhân tố Tác động
HSX HNX
1 TLTV không điều hành trong HĐQT Thuận chiều -
2 Cơng ty kiểm tốn Thuận chiều -
3 Quy mô công ty - -
4 Khả năng thanh toán Thuận chiều Thuận chiều
5 TLSH vốn cổ đơng nước ngồi Thuận chiều -
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Mặt khác, đề tài nghiên cứu của tác giả có nội dung nghiên cứu tương tự như nghiên cứu của Nguyễn Hữu Cường và Lê Thị Bảo Ngọc (2018) về tác động của các nhân tố đến mức độ CBTT của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên TTCK Việt Nam năm 2015, nên tác giả sẽ tổng hợp nội dung, quá trình thực hiện và kết quả nghiên cứu của hai bài nghiên cứu để so sánh, xem xét sự thay đổi của nghiên cứu thực nghiệm trong mỗi giai đoạn.
Bảng 4.15: Tổng hợp và so sánh nội dung nghiên cứu của tác giả với nghiên cứu của Nguyễn Hữu Cường và Lê Thị Bảo Ngọc (2018)
Nghiên cứu của tác giả
Nghiên cứu của Nguyễn Hữu Cường và Lê Thị Bảo Ngọc (2018) Tên đề tài
nghiên cứu
Các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ
CBTT trên BCTN của các CTNY trên SGDCK Việt Nam – Ngành hàng tiêu dùng
Các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ
CBTT của các doanh nghiệp thuộc ngành hàng tiêu dùng niêm yết trên TTCK Việt Nam
Mục tiêu
nghiên cứu Xác các nhân tố đến mức độ CBTT trong định và đo lường tác động của BCTN của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên TTCK Việt Nam.
Xác định và đo lường tác động của các
nhân tố đến mức độ CBTT của các
CTNY ngành hàng tiêu dùng trên TTCK Việt Nam.
Phương pháp nghiên cứu
Phân tích hồi quy đa biến các nhân tố
đến mức độ CBTT chung của các
CTNY ngành hàng tiêu dùng trên SGDCK Việt Nam, SGDCK TP. HCM, SGDCK Hà Nội.
Phân tích hồi quy đa biến các nhân tố
đến mức độ CBTT bắt buộc, mức độ
CBTT tự nguyện, mức độ CBTT chung của các CTNY ngành hàng tiêu dùng trên TTCK Việt Nam.
Phạm vi và thời gian nghiên cứu
BCTN 2018 của 70 CTNY trên HSX
Các nhân tố
Quy mô doanh nghiệp Số năm niêm yết Khả năng thanh tốn Tài sản cố định Khả năng sinh lời
Địn bẩy tài chính
Cơng ty kiểm tốn
TLTV khơng điều hành trong HĐQT TLSH vốn cổ đông lớn
TLSH vốn nước ngồi
Quy mơ doanh nghiệp Số năm niêm yết Khả năng thanh toán Tài sản cố định Khả năng sinh lời
Địn bẩy tài chính
Cơng ty kiểm tốn
TLTV không điều hành trong HĐQT Chủ tịch HĐQT không là giám đốc điều hành Lựa chọn chỉ mục CBTT trên cở sở pháp luật Luật kế toán 88/2015/QH13 Luật chứng khoán 70/2006/QH11 TT210/2009/TT-BTC TT200/2014/TT-BCT Luật kế toán 03/2003/QH11 Luật chứng khoán 70/2006/QH11 TT210/2009/TT-BTC TT200/2014/TT-BCT Nội dung chỉ mục đo lường mức độ CBTT CBTT tài chính trên BCTN (39 chỉ mục)
CBTT cấu trúc sở hữu và quyền của nhà đầu tư (26 chỉ mục).
CBTT cấu trúc HĐQT (35 chỉ mục).