CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ VÀ BÀN LUẬN
4.3 Kiểm định độ tin cậy Cronbach alpha và giá trị thang đo
4.3.1 Kết quả kiểm định Cronbach alpha
Hệ số Cronbach’s Alpha là một hệ số kiểm định thống kê về mức độ tin cậy và tương quan trong giữa các biến quan sát trong thang đo. Nó cho biết sự chặt chẽ và thống nhất trong các câu trả lời nhằm đảm bảo người được hỏi đã hiểu cùng một khái niệm.
Hệ số Cronbach’s Alpha (CA) được qui định như sau: CA <0.6: Thang đo cho nhân tố là không phù hợp.
0.6 < CA <0.7: Hệ số Cronbach’s Alpha đủ để thực hiện nghiên cứu mới. 0.7 < CA <0.8: Hệ số Cronbach’s Alpha đạt chuẩn cho bài nghiên cứu.
0.8 < CA <0.95: Hệ số Crobach’s Alpha rất tốt. Đây là kết quả từ bảng câu hỏi được thiết kế trực quan, rõ ràng, phân nhóm tốt và mẫu tốt, khơng có mẫu xấu.
CA >0.95: Hệ số Cronbach’s Alpha ảo do có hiện tượng trùng biến. Nguyên do là thiết kế nội dung các câu hỏi trong cùng nhân tố cùng phản ánh một vấn đề hoặc khơng có sự khác biệt về mặt ý nghĩa.
Bảng 4.7 Đánh giá độ tin cậy thang đo thích hợp Thống kê độ tin cậy
Cronbach's Alpha
N of Items
.917 13
Thống kê tƣơng quan biến
Trung bình thang đo nếu loại biến tổng
Phương sai thang đo nếu loại biến tổng
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại biến R1 39.18 41.664 .707 .908 R2 38.69 43.492 .602 .912 R3 38.74 42.798 .594 .912 R4 38.59 41.639 .685 .909 R5 38.65 40.095 .690 .909 R6 38.61 42.610 .616 .911 R7 38.53 42.571 .621 .911 R8 38.62 40.390 .670 .910 R9 38.45 41.443 .655 .910 R10 38.59 41.655 .628 .911 R11 38.62 41.532 .638 .911 R12 38.60 42.259 .654 .910 R13 38.53 41.848 .669 .909
Kết quả từ bảng 4.7 cho thấy tương quan biến tổng của tất các biến quan sát đều >0.3 và hệ số Cronbach alpha là 0.904 > 0.6. Vậy thang đo đặc tính thích hợp đạt độ tin cậy.
Bảng 4.8 Đánh giá độ tin cậy thang đo trình bày trung thực Thống kê độ tin cậy
Cronbach's Alpha
N of Items
.805 7
Thống kê tƣơng quan biến
Trung bình thang đo nếu loại biến tổng
Phương sai thang đo nếu loại biến tổng
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại biến F1 21.03 10.301 .546 .780 F2 20.78 9.974 .540 .780 F3 20.89 10.148 .493 .788 F4 20.70 10.145 .507 .786 F5 20.83 9.232 .603 .768 F6 20.80 9.708 .568 .775 F7 20.82 10.437 .524 .783
Kết quả từ bảng 4.8 cho thấy tương quan biến tổng của tất các biến quan sát đều >0.3 và hệ số Cronbach alpha là 0.805 > 0.6. Vậy thang đo trình bày trung thực đạt độ tin cậy.
Bảng 4.9 Đánh giá độ tin cậy thang đo dễ hiểu Thống kê độ tin cậy
Cronbach's Alpha
N of Items
Thống kê tƣơng quan biến
Trung bình thang đo nếu loại biến tổng
Phương sai thang đo nếu loại biến tổng
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại biến C1 16.51 13.630 .692 .867 C2 16.33 13.767 .712 .864 C3 16.38 13.448 .661 .873 C4 16.24 13.176 .770 .855 C5 16.37 12.671 .762 .856 C6 16.26 14.613 .607 .880
Kết quả từ bảng 4.9 cho thấy tương quan biến tổng của tất các biến quan sát đểu >0.3 và hệ số Cronbach alpha là 0.886 > 0.6. Vậy thang đo dễ hiểu đạt độ tin cậy.
Bảng 4.10 Đánh giá độ tin cậy thang đo có thể có thể so sánh đƣợc Thống kê độ tin cậy
Cronbach's Alpha
N of Items
.867 6
Thống kê tƣơng quan biến
Trung bình thang đo nếu loại biến tổng
Phương sai thang đo nếu loại biến tổng
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại biến U1 14.82 9.042 .713 .835 U2 14.41 9.790 .744 .835 U3 14.78 9.432 .660 .845 U4 14.69 9.744 .554 .863 U5 14.80 8.867 .703 .837 U6 14.67 9.199 .640 .849
Kết quả từ bảng 4.10 cho thấy tương quan biến tổng của tất các biến quan sát đểu >0.3 và hệ số Cronbach alpha là 0.867 > 0.6. Vậy thang đo có thể so sánh được đạt độ tin cậy.
Như vậy, tất cả các câu hỏi liên quan đến đặc tính chất lượng đều phù hợp. 4.3.2 Đánh giá giá trị thang đo
Phương pháp phân tích nhân tố khám phá EFA (Exploratory Factor Analysis) giúp chúng ta đánh giá hai loại giá trị quan trọng của thang đo là giá trị hội tụ và giá trị phân biệt.
Theo Hair và cộng sự (1998), Factor loading (hệ số tải nhân tố hay trọng số nhân tố) là chỉ tiêu để đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của EFA:
Factor loading > 0.3 được xem là đạt mức tối thiểu Factor loading > 0.4 được xem là quan trọng
Factor loading > 0.5 được xem là có ý nghĩa thực tiễn
Điều kiện để phân tích nhân tố khám phá là phải thỏa mãn các yêu cầu: - Hệ số tải nhân tố (Factor loading ) > 0.5
- 0.5 ≤ KMO ≤ 1: Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) là chỉ số được dùng để xem xét sự thích hợp của phân tích nhân tố. Trị số KMO lớn có ý nghĩa phân tích nhân tố là thích hợp.
- Kiểm định Bartlett có ý nghĩa thống kê (Sig. < 0.05): Đây là một đại lượng thống kê dùng để xem xét giả thuyết các biến khơng có tương quan trong tổng thể. Nếu kiểm định này có ý nghĩa thống kê (Sig. < 0.05) thì các biến quan sát có mối tương quan với nhau trong tổng thể.
Phần trăm phương sai toàn bộ (Percentage of variance) > 50%: Thể hiện phần trăm biến thiên của các biến quan sát. Nghĩa là xem biến thiên là 100% thì giá trị này cho biết phân tích nhân tố giải thích được bao nhiêu %.
Bảng 4.11: Kiểm định điều kiện thực hiện EFA
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .940 Bartlett's Test of
Sphericity
Approx. Chi-Square 2210.834
df 528
Sig. .000
Bảng 4.12: Trọng số nhân tố tác nhân chất lƣợng thông tin
Total Variance Explained
Component Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared
Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 14.528 44.024 44.024 14.528 44.024 44.024 5.949 18.026 18.026 2 1.610 4.879 48.903 1.610 4.879 48.903 5.821 17.640 35.666 3 1.229 3.725 52.628 1.229 3.725 52.628 3.504 10.619 46.285 4 1.117 3.384 56.013 1.117 3.384 56.013 2.240 6.789 53.074 5 1.054 3.195 59.208 1.054 3.195 59.208 2.024 6.134 59.208 6 .991 3.003 62.211 7 .929 2.816 65.027 8 .875 2.650 67.677 9 .829 2.513 70.190 10 .786 2.381 72.571 11 .697 2.111 74.682 12 .668 2.025 76.707 13 .647 1.960 78.667 14 .591 1.790 80.456 15 .563 1.706 82.162 16 .554 1.679 83.841 17 .486 1.472 85.313 18 .448 1.356 86.670 19 .438 1.328 87.997 20 .407 1.234 89.231 21 .388 1.174 90.406
22 .361 1.095 91.501 23 .339 1.027 92.528 24 .335 1.015 93.543 25 .309 .937 94.480 26 .303 .918 95.398 27 .282 .854 96.253 28 .258 .781 97.034 29 .241 .730 97.764 30 .217 .657 98.421 31 .207 .629 99.050 32 .168 .508 99.558 33 .146 .442 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Kết quả bảng 4.11và bảng 4.12 cho thấy: - Hệ số KMO =0.94 > 0.5
- Hệ số kiểm định Barlett có giá trị Sig = 0.000 <0.05 thì thang đo thể hiện ý nghĩa cao.
- Kết quả phương sai trích cho thấy, sau khi phân tích nhân tố thì tại giá trị Eigenvalue>1
Kết luận, cả ba điều kiện đều thỏa mãn phân tích EFA
4.4 Kiểm định mơ hình hồi quy
Phân tích hồi quy nhằm đánh giá độ phù hợp của mơ hình mà tác giả đã đưa ra trong phần mơ hình lý thuyết. Kết quả hồi quy với mục tiêu cuối cùng là kiểm định các giả thuyết đặt ra và đồng thời đánh giá chiều tác động của nó cũng như mức độ tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc. Để thực hiện kiểm định mơ hình nghiên cứu này cần thực hiện các kiểm định sau:
- Kiểm định tính phù hợp của mơ hình
Tác giả sử dụng kiểm định ANOVA để kiểm tra tính phù hợp của mơ hình với tập dữ liệu gốc. Nếu mức ý nghĩa của kiểm định < 0.05 thì ta có thể kết luận mơ hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu.
- Kiểm định hệ số hồi quy
Tác giả thực hiện kiểm định t nhằm kiểm định hệ số hồi quy, nếu lấy mức ý nghĩa là 10% (hay độ tin cậy là 90%) thì giá trị Sig < 10%, có nghĩa là hệ số hồi quy khác 0, hay biến độc lập tác động đến biến phụ thuộc và ngược lại.
- Đo lường đa cộng tuyến
Sự đa cộng tuyến cao có thể dẫn đến kết quả thiếu chính xác, do đó cần thiết phải có điều kiện về đa cộng tuyến. Để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến chúng ta sử dụng hệ số VIF (hệ số phóng đại phương sai). Nếu VIF lớn hơn 10 thì hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng đang tồn tại (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Theo kinh nghiệm, hệ số VIF nên nhỏ hơn 5 là tốt nhất để hạn chế về sự đa cộng tuyến.
Đối với kiểm định đa cộng tuyến. Kết quả cho thấy giá trị VIF đều nằm trong giới hạn thấp là bé hơn 2 tại tất cả các biến độc lập, do đó ta có cơ sở khẳng định vi phạm đa cộng tuyến khơng xảy ra trong các phân tích hồi quy.
Bảng 4.13: Tóm tắt mơ hình với biến phụ thuộc là chất lƣợng thông tin trên BCTN
Tóm tắt mơ hình
Model R R
Square
Adjusted R Square Std. Error
of the Estimate Change Statistics R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .591a .349 .302 .43350 .349 7.431 8 111 .000
a. Predictors: (Constant), LSIZE, COMFUN, AGE, INDB, SIB, MO, FAM, QAU
ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression 11.172 8 1.396 7.431 .000b
Residual 20.859 111 .188
Total 32.031 119
a. Dependent Variable: DISQUA
Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients
t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 2.312 .979 2.362 .020 SIB .190 .033 .473 5.826 .000 .890 1.124 INDB 1.147 .227 .397 5.046 .000 .948 1.055 MO .004 .002 .169 2.112 .037 .913 1.095 FAM -.045 .131 -.029 -.343 .732 .835 1.198 COMFUN -.057 .089 -.052 -.637 .525 .876 1.142 AGE .000 .015 -.001 -.010 .992 .952 1.050 QAU .042 .090 .040 .464 .643 .794 1.260 LSIZE -.034 .083 -.034 -.405 .687 .831 1.204
a. Dependent Variable: DISQUA
Phương trình hồi quy: DISQUA= 0.473 SIB + 0.397 INDB + 0.169 MO
Ngồi ra, đặc tính cơ bản trình bày trung thực và thích hợp là quan trọng hơn trong các đặc tính chất lượng nên tác giả tiến hành kiểm định đối với hai đặc tính cơ bản chất lượng:
Bảng 4.14: Tóm tắt mơ hình với đặc tính chất lƣợng thơng tin thích hợp
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted
R Square Std. Error of the Estimate Change Statistics R Square Change
F Change df1 df2 Sig. F Change
1 .590a .349 .302 .40801 .349 7.422 8 111 .000
a. Predictors: (Constant), LSIZE, COMFUN, AGE, INDB, SIB, MO, FAM, QAU b. Dependent Variable: R_DISQUA
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression 9.885 8 1.236 7.422 .000b
Residual 18.478 111 .166
Total 28.363 119
a. Dependent Variable: R_DISQUA
Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients
t Sig. Collinearity
Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 1.428 .921 1.550 .124 SIB .122 .031 .322 3.960 .000 .890 1.124 INDB .820 .214 .302 3.832 .000 .948 1.055 MO .003 .002 .133 1.664 .099 .913 1.095 FAM .006 .123 .004 .053 .958 .835 1.198 COMFUN -.346 .084 -.337 -4.120 .000 .876 1.142 AGE .006 .014 .032 .411 .682 .952 1.050 QAU .138 .085 .141 1.635 .105 .794 1.260 LSIZE .073 .078 .078 .928 .356 .831 1.204
a. Dependent Variable: R_DISQUA
Với kết quả bảng 4.14 ta thấy có mối quan hệ thuận chiều giữa biến quy mô HĐQT, TVĐL trong HĐQT và kiêm nhiệm hai chức danh chủ tịch HĐQT và CEO với đặc tính chất lượng thích hợp.
Bảng 4.15: Tóm tắt mơ hình với đặc tính chất lƣợng trình bày trung thực
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted
R Square Std. Error of the Estimate Change Statistics R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .597a .356 .309 .34340 .356 7.665 8 111 .000
a. Predictors: (Constant), LSIZE, COMFUN, AGE, INDB, SIB, MO, FAM, QAU b. Dependent Variable: F_DISQUA
ANOVAa Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 7.231 8 .904 7.665 .000b Residual 13.090 111 .118 Total 20.320 119
Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients
t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 2.348 .776 3.028 .003 SIB .108 .026 .338 4.183 .000 .890 1.124 INDB 1.118 .180 .485 6.204 .000 .948 1.055 MO .002 .001 .100 1.255 .212 .913 1.095 FAM -.260 .104 -.209 -2.506 .014 .835 1.198 COMFUN .039 .071 .045 .550 .584 .876 1.142 AGE -.001 .012 -.005 -.070 .945 .952 1.050 QAU .026 .071 .031 .361 .719 .794 1.260 LSIZE .032 .066 .041 .492 .623 .831 1.204
a. Dependent Variable: F_DISQUA
4.5 Kết quả hồi quy
4.5.1 Đánh giá sự tác động của cơ cấu quản trị đến chất lượng thông tin
Từ kết quả phân tích trên ta nhận thấy rằng, hai biến có sự tác động mạnh đến chất lượng công bố thông tin là tỷ lệ TVĐL trong HĐQT và quy mô HĐQT. Trong khi đó biến cơng ty gia đình chỉ tác động lên đặc tính chất lượng trình bày trung thực.
- Số lượng TVĐL trong HĐQT
Số lượng TVĐL trong HĐQT chiếm tỷ lệ rất nhỏ. Có đến 52/120 DN khơng có thành viên độc lập và chỉ có 21/120 DN đạt mức tối thiểu là 1/3 số lượng thành viên độc lập trong HĐQT (được quy định tại điều 30 chương VII Thông tư 212/2012/TT-BTC); chiếm khoảng 53,33%. Đây cũng là nguyên nhân làm giảm chất lượng thông tin công bố trên BCTN, thông tin công bố không đáp ứng nhu cầu nhà đầu tư.
TVĐL trong HĐQT như những chuyên gia cấp cao khơng điều hành trong nhiều lĩnh vực, có thế mạnh về chun mơn. Các TVĐL được đánh giá cao hơn vì họ làm việc vì lợi ích chung của cả cơng ty. Việc nâng cao tỷ lệ TVĐL trong HĐQT cũng như tính độc lập của các thành viên sẽ giúp cho việc ra quyết định và sự giám sát hoạt động của ban điều hành, mang lại hiệu quả hoạt động của DN.
Theo nguyên tắc quản trị công ty OECD 2004, trách nhiệm của thành viên HĐQT độc lập là bảo đảm sự nhất quán của các báo cáo tài chính và phi tài chính, rà sốt các giao dịch của các bên liên quan (đặc biệt là cổ đông lớn hoặc ban điều hành). Ở Việt Nam, khó lịng để tìm ra thành viên thực sự độc lập đúng bản chất.
Hầu hết doanh nghiệp đều nhận thức được vai trò của các thành viên độc lập trong vấn đề minh bạch thông tin nhưng xu hướng doanh nghiệp muốn tìm kiếm thành viên HĐQT ngồi việc đảm bảo tính độc lập theo quy định thì các thành viên này cần phải có năng lực chun mơn có liên quan đến lĩnh vực mà doanh nghiệp đang hoạt động và điều này là khó trong thực tế trong giai đoạn hiện nay. - Thành viên HĐQT độc lập cần phải được đào tạo về QTCT, nhưng hiện nay số lượng người có kiến thức và đã được đào tạo về QTCT là rất ít. Từ những lý do trên, để đảm bảo số lượng tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập đạt và hơn mức yêu cầu của luật pháp cần có thời gian và sự nổ lực của nhiều phía: nhận thức của Cơng ty niêm yết, cơ sở đào tạo, nhà lập pháp, các hội nghề nghiệp
- Quy mô HĐQT
Theo quy đinh tại điều 30 chương VII Thông tư 212/2012/TT-BTC, công ty đại chúng quy mô lớn và công ty niêm yết phải có ít nhất năm thành viên HĐQT và tối đa là mười một thành viên. Và kết quả nghiên cứu cho thấy: 6/120 DN có số lượng thành viên HĐQT nhỏ hơn 05. Điều này cho thấy các công ty thực hiện tốt. Tuy nhiên có đến 86/120 DN có số lượng thành viên ít bảy chiếm 71,67%. HĐQT với chức năng tư vấn, giám sát hoạt động của những quản lý và ngăn ngừa các xung đột lợi ích giữa cổ đơng và ban lãnh đạo, nhằm bảo vệ quyền lợi cổ đơng. Khi tăng số lượng thành viên HĐQT có chun mơn, trình độ và trách nhiệm với DN thì thơng tin cơng bố trở nên thích hợp, kịp thời và hữu ích hơn đối với nhà đầu tư, tăng hiệu quả hoạt động kinh doanh và giá trị DN thông qua việc giám sát chặt chẽ.