N Minimum Maximum Mean Std.
Deviation
Chất lượng kiểm toán 392 0 1 0.30 0.460
Sở hữu các cổ đông lớn 392 0.0000 0.9946 0.5152 0.2285 Sở hữu nhà quản lý 392 0.0000 0.6415 0.0478 0.0885 Sỡ hữu tổ chức đầu tư 392 0.0000 0.9959 0.4653 0.2919
Quy mô Hội đồng quản trị 392 3 10 5.48 1.044
Sự kiêm nhiệm của CEO 392 0 1 0.32 0.466
Sự độc lập của HĐQT 392 0.0000 0.8000 0.1178 0.1698 Quy mơ cơng ty được kiểm tốn 392 23.29 30.97 27.15 1.4430 Địn bẩy tài chính 392 0.0039 0.9281 0.4656 0.2297 Tỷ suất sinh lợi ROA 392 -0.4200 0.4012 0.0531 0.0781 Valid N (listwise) 392
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ số liệu thu thập
Bảng 4.1 trình bày số liệu thống kê mô tả về các biến được sử dụng trong nghiên cứu, bao hàm giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất và lớn nhất của tất cả các biến. Và kết quả được trình bày trong bảng này cho thấy chất lượng kiểm tốn (được đo bởi nhóm Big 4) có giá trị trung bình là 0.30 . Nghĩa là, trung bình thì chỉ có khoảng 30% các cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam được kiểm tốn bởi cơng ty kiểm tốn Big 4 cịn 70% các cơng ty trong mẫu được kiểm toán bởi các cơng ty kiểm tốn khác. Tỷ lệ này là khá thấp so với các nước khác trên thế giới. Như vậy, có thể thấy rằng phần lớn các công ty niêm yết
Việt Nam chưa thực sự quan tâm lựa chọn tiếp cận dịch vụ kiểm toán Big 4. Mặc dù, theo quan điểm chung đã được khẳng định là báo cáo kiểm tốn của Big 4 sẽ có độ tin cậy cao hơn, kết quả và quy trình kiểm tốn của Big 4 là uy tín hơn.
Đối với các biến cấu trúc sở hữu thì kết quả từ bảng 4.1 cho thấy: Tỷ lệ sở hữu trung bình của cổ đơng lớn tại các cơng ty niêm yết là 51,52 %. Cổ phần của một cơng ty có thể bị chi phối bởi một nhóm cổ đơng lớn với tỷ lệ sở hữu rất lớn 99,46 % (max = 0.9946). Qua đó cho thấy mức độ tập trung cao của cấu trúc sở hữu tại các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Một tỷ lệ phần trăm như vậy sẽ đảm bảo cho các cổ đông lớn một quyền lực lớn trong quản lý và kiểm sốt các cơng ty này.
Trong khi đó trung bình phần trăm tổng số cổ phần được sở hữu bởi nhà quản lý (giám đốc điều hành) là 4,78 % (mean =0.0478) với mức sở hữu nhỏ nhất là 0% đến mức sở hữu tối đa là 64,15 %, phần lớn các giám đốc điều hành đều có sở hữu cổ phần trong công ty; hay có thể nói rằng nhìn chung các nhà quản lý đồng thời cũng là chủ sở hữu của các công ty niêm yết.
Liên quan đến tỷ lệ phần trăm sở hữu của các nhà đầu tư tổ chức, kết quả thống kê cho biết mức trung bình cổ phần thuộc sở hữu của nhà đầu tư tổ chức nắm giữ là 46,53% (mean = 0.4653), với tỷ lệ sở hữu tối đa là 99,59 % nhưng lại vắng mặt các nhà đầu tư tổ chức tại một số công ty nhất định (min = 0.0000). Với kết quả này cho thấy rằng các nhà đầu tư tổ chức có xu hướng là chủ sở hữu chính của các cơng ty mà họ đầu tư, điều này thúc đẩy khả năng kiểm sốt và điều khiển q trình ra quyết định của họ thông qua việc đề cử và bầu các thành viên của Hội đồng quản trị. Ở các công ty niêm yết Việt Nam, Hội đồng quản trị được bầu bởi sự bỏ phiếu của chủ sở hữu.
Đối với các biến thuộc cấu trúc Hội đồng quản trị thì kết quả từ bảng 4.1 cho thấy: Giá trị trung bình của quy mơ HĐQT là 5.48, với các giá trị min và max tương ứng là 3 và 10. Điều này cho chúng ta thấy rằng quy mô HĐQT của các công ty niêm yết ở Việt Nam thường khá nhỏ, trung bình là 5 người với số lượng thành viên Hội đồng quản trị tối thiểu là 3 và tối đa là 10 người. Tuy nhiên, theo quy chế quản
trị công ty niêm yết – thơng tư 121/2012/TT-BTC thì u cầu bắt buộc số lượng thành viên Hội đồng quản trị ít nhất phải là 05 người và nhiều nhất là mười một 11 người. Như vậy, có nghĩa là trên thực tế có một số cơng ty đã vi phạm quy định số lượng thành viên Hội đồng quản trị theo pháp luật mà vẫn chưa có biện pháp xử lý.
Trong khi đó, liên quan đến sự độc lập của HĐQT, kết quả cho thấy rằng tỷ lệ trung bình thành viên HĐQT độc lập trong cơ cấu HĐQT tại các công ty niêm yết Việt Nam gần 12 % (mean = 0.1178), mức tối thiểu là 0 thành viên độc lập (min = 0.0000) và tỷ lệ tối đa là 80% thành viên HĐQT là thành viên độc lập (max = 0.8000). Những con số này cho thấy, mức độ độc lập của Hội đồng quản trị là rất thấp và thực tế vẫn cịn nhiều cơng ty niêm yết vẫn chưa tuân thủ đúng quy định về số lượng thành viên HĐQT độc lập theo pháp luật về quản trị doanh nghiệp (phải có tối thiểu 1/3 số lượng thành viên HĐQT là thành viên HĐQT độc lập theo thông tư 121/2012/BTC). Ngay cả các công ty niêm yết có quy mơ lớn, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập cũng chưa đảm bảo tỷ lệ này theo quy định. Nhìn vào cơ cấu HĐQT của Cơng ty cổ phần Sữa Việt Nam (VNM), có 6 thành viên nhưng chỉ có 1 thành viên HĐQT độc lập. Hay tại công ty Cổ phần Cơ điện lạnh (REE) HĐQT hiện tại bao gồm 5 thành viên nhưng lại chỉ có 1 thành viên độc lập. Hiện vẫn còn nhiều cơng ty niêm yết chưa có thành viên HĐQT độc lập như Cơng ty cổ phần Khí Việt Nam (GAS), CTCP Gemadept (GMD), CTCP Thủy sản Hùng Vương (HVG),… và nhiều công ty niêm yết khác cũng khơng có thành viên HĐQT độc lập. Và thực trạng về công bố thông tin trong các báo cáo quản trị công ty, báo cáo thường niên và trên website của các công ty cho thấy, các thơng tin về tiêu chí độc lập của thành viên HĐQT độc lập chưa đầy đủ, do đó các cổ đơng bên ngồi khó đánh giá các thành viên độc lập đó có thực sự đáp ứng các tiêu chí độc lập hay khơng.
Khi phân tích sự kiêm nhiệm của Giám đốc điều hành/Chủ tịch HĐQT, kết quả cho thấy hiện trạng Chủ tịch HĐQT kiêm Tổng giám đốc điều hành vẫn đang tồn tại khá nhiều ở các công ty niêm yết tại Việt Nam, có 32% (mean = 0.32) các cơng ty trong mẫu chưa tách bạch vai trò của CEO và Chủ tịch hội đồng quản trị. Hoạt động quản trị, điều hành được chi phối bởi cùng một người vừa nắm giữ vị trí
chủ tịch HĐQT và Giám đốc điều hành. Việc khơng tách bạch vai trị của CEO và Chủ tịch hội đồng quản trị trong các công ty niêm yết luôn tiềm ẩn các xung đột lợi ích, gây tác động khơng tích cực đến tính minh bạch, cơng khai trong hoạt động quản trị, điều hành của công ty. Ở Việt Nam, trên phương diện pháp lý, mặc dù trong Luật doanh nghiệp không quy định về việc phải tách bạch giữa hai vị trí này nhưng trong các văn bản có liên quan đến các công ty cổ phần niêm yết trên thị trường chứng khốn có xu hướng khuyến khích sự tách bạch hai nhiệm vụ này.
Liên quan đến các biến kiểm soát được sử dụng trong nghiên cứu này, phân tích mơ tả ở bảng 4.1 cho thấy: Giá trị trung bình của quy mơ cơng ty được đo bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản là mean = 27.15. Qua đó, ta có thể thấy rằng đa số các cơng ty được niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam có quy mơ trung bình (khoảng từ 629 tỷ đồng). Tỷ lệ trung bình nợ phải trả trên tổng tài sản hay hệ số địn bẩy tài chính của các cơng ty là 0.4656; điều đó cho thấy mức vay nợ của công ty trong năm 2016 tương đối cao, tình hình tài chính cơng ty đang gặp khó khăn vì doanh nghiệp phụ thuộc vào nợ vay để tài trợ cho hoạt động kinh doanh, cá biệt có cơng ty tỷ lệ nợ lên đến 92,81 % (max = 0.9281). Trong khi tỷ suất sinh lợi ROA có giá trị trung bình ở mức thấp khoảng 5,31 % (mean =0.0531) thể hiện năng suất hoạt động của công ty là chưa hiệu quả, các công ty vẫn chưa tận dụng được nguồn lực tài chính của mình, có những cơng ty trong mẫu có hệ số ROA là âm (min = - 0.42).
4.1.2. Kết quả phân tích tương quan giữa các biến trong mơ hình
Trước khi phân tích mơ hình hồi quy logistic. Kiểm tra tương quan của Pearson được thực hiện để kiểm tra mức độ tương quan giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu và khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Phân tích tương quan là một phép phân tích được dùng để lượng hóa mức độ chặt chẽ mối liên hệ giữa các biến định lượng trong mơ hình nghiên cứu. Bằng cách sử dụng hệ số tương quan Pearson (r) với mức ý nghĩa là p < 0.1 và p < 0.05 để xác định mức độ mối tương quan:
|r| = 0,6 – 0,8: tương quan tuyến tính mạnh |r| = 0,4 – 0,6: có tương quan tuyến tính |r| = 0,2 – 0,4: tương quan tuyến tính yếu
|r| < 0,2: tương quan tuyến tính rất yếu hoặc khơng có tương quan.
Bảng 4.2. Phân tích tƣơng quan
AQ MS MO IO BS CD BI SZ LEV ROA AQ 1 MS .192** 1 MO -.208** .007 1 IO .419** .584** -.402** 1 BS .213** -.016 -.058 .123* 1 CD -.258** -.294** .436** -.407** -.050 1 BI .211** .039 -.020 .131** .085 -.045 1 SZ .430** .042 -.072 .251** .301** -.151** .145** 1 LEV -.102* .108* .048 -.004 -.080 -.112* -.047 .194** 1 ROA .146** 105* -.045 .157** .121* -.019 .094 .125* -.326** 1 **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Nguồn: Tóm tắt của tác giả từ kết quả phân tích số liệu SPSS
Mối quan hệ giữa các biến trong mơ hình được phản ánh qua ma trận tương quan ở bảng 4.2 cho thấy 6 biến độc lập phản ánh cấu trúc sở hữu và các đặc điểm hội đồng quản trị doanh nghiệp bao gồm: (1) MS - Sở hữu cổ đông lớn; (2) MO - Sở hữu nhà quản lý; (3) IO - Sở hữu tổ chức; (4) BS - Quy mô hội đồng quản trị; (5) CD - Sự kiêm nhiệm của CEO; (6) BI – Sự độc lập của Hội đồng quản trị đều có tương quan và có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc AQ - Chất lượng kiểm toán (được đo lường thơng qua quy mơ cơng ty kiểm tốn) vì các giá trị Sig. đều < 0.05.
Trong đó các biến có mối quan hệ cùng chiều với chất lượng kiểm toán và mức độ tương quan được xếp theo thứ tự giảm dần lần lượt là: tỷ lệ sở hữu tổ chức với hệ số tương quan r = 0.419, quy mô hội đồng quản trị (r = 0.213), tính độc lập của HĐQT (r = 0.211) và sở hữu cổ đông lớn (r = 0.192). Riêng biến sở hữu cổ đơng lớn có tác động cùng chiều là ngược so với dự đốn ban đầu và bước phân tích hồi quy tiếp theo sẽ được thực hiện để kiểm tra lại tác động của biến này đối với biến phụ thuộc. Các biến có mối quan hệ ngược chiều với biến phụ thuộc chất lượng kiểm toán là: sự kiêm nhiệm của CEO với hệ số tương quan r = -0.258 và biến sở hữu nhà quản lý (r = -0.208) phù hợp với dấu kỳ vọng của giả thuyết đặt ra ban đầu. Ngồi ra các biến kiểm sốt tài chính khác của cơng ty được sử dụng trong mơ hình nghiên cứu như quy mơ cơng ty được kiểm tốn, địn bẩy tài chính và tỷ suất sinh lợi ROA thì kết quả khảo sát tương quan ở bảng 4.2 cũng cho thấy là các biến này cũng đều có mối tương quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc. Quy mơ cơng ty được kiểm tốn và tỷ suất sinh lợi ROA có mối quan hệ tích cực, tác động cùng chiều với chất lượng kiểm toán trong khi biến địn bẩy tài chính thì có tác động ngược chiều.
Khi xét mối tương quan giữa các biến độc lập, qua bảng 4.2 ta có thể thấy rằng đa số các cặp biến tương quan khơng có ý nghĩa thống kê (Sig. > 0.05) hay nói cách khác là chúng độc lập nhau. Mặc dù, giữa các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu cũng có một số cặp biến có tương quan có ý nghĩa thống kê với giá trị Sig. nhỏ hơn 0.05 tương ứng ở các mức ý nghĩa 1% và 5%. Tuy nhiên, hệ số tương quan Pearson là rất thấp (r < 0.2). Trong đó, có 04 cặp biến có mối tương quan khá mạnh với nhau (r > 0.4) đó là:
(1) Cặp biến sở hữu cổ đông lớn và biến sở hữu tổ chức với hệ số r = 0.584 điều này cho thấy giữa 2 biến này có mối quan hệ tỷ lệ thuận với nhau; nghĩa là sở hữu cổ đơng lớn càng cao thì sở hữu tổ chức càng cao và ngược lại. Qua đó, chúng ta cũng có thể hiểu rằng phần lớn các cổ đông lớn tại các công ty niêm yết Việt Nam là cổ đông tổ chức.
(2) Cặp biến sở hữu nhà quản lý và sự kiêm nhiệm của CEO có hệ số tương quan r = 0.436. Kết quả này cho thấy sở hữu nhà quản lý càng lớn thì việc kiêm nhiệm chức vụ của CEO và chủ tịch HĐQT tại các công ty niêm yết xảy ra càng cao và ngược lại.
(3) Trong khi giữa biến sở hữu tổ chức đầu tư và sự kiêm nhiệm của CEO lại có tác động ngược chiều nhau với hệ số r = -0,407. Điều này cho thấy tại các công ty niêm yết có tỷ lệ sở hữu tổ chức càng thấp hoặc có sự vắng mặt các tổ chức đầu tư thì sự kiêm nhiệm chức vụ giữa CEO và chủ tịch HĐQT tại các công ty xảy ra càng cao.
(4) Cặp biến sở hữu nhà quản lý và sở hữu tổ chức đầu tư có hệ số r = -0.402. Kết quả này cho thấy giữa tỷ lệ sở hữu nhà quản lý và sở hữu tổ chức đầu tư có mối quan hệ ngược chiều.
Và theo gợi ý nghiên cứu Gujarati (1995), Pearson's R giữa mỗi cặp biến độc lập không được vượt quá 0.80 nếu khơng các biến độc lập có hệ số vượt q 0.80 có thể bị nghi ngờ khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Tuy nhiên, chúng ta thấy rằng mức độ tương quan giữa các cặp biến độc lập trong nghiên cứu này chỉ ở mức độ trung bình và thấp. Hệ số tương quan cao nhất được trình bày trong nghiên cứu này với hệ số r cao nhất là 0.584 < 0.8. Điều này có thể giúp ta khẳng định rằng sẽ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mơ hình khi phân tích hồi quy.
4.1.3. Kết quả phân tích hồi quy
4.1.3.1. Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình:
(1) Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy
Mục tiêu của kiểm định này nhằm xem xét có mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc hay khơng. Mơ hình được xem là không phù hợp khi tất cả các hệ số hồi quy đều bằng 0, và mơ hình được xem là phù hợp nếu có ít nhất một hệ số hồi quy khác không.
Giả thuyết: H0: Các hệ số hồi quy đều bằng 0 H1: Có ít nhất một hệ số hồi quy khác 0
Sử dụng kiểm định Omnibus để kiểm định. Nếu mức ý nghĩa của mơ hình đảm bảo có mức độ tin cậy ít nhất 95% (Sig. < 0.05), chấp nhận giả thuyết H1, mơ hình được xem là phù hợp. Kết quả kiểm định sự phù hợp của mơ hình bằng phương pháp hồi quy được thể hiện qua kết quả phân tích dữ liệu bảng 4.3 như sau:
Bảng 4.3. Kiểm định mơ hình Omnibus
Chi-square df Sig.
Step 1
Step 159.641 9 .000
Block 159.641 9 .000
Model 159.641 9 .000
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ số liệu thu thập
Kiểm định Omnibus cho thấy các giá trị Sig. < 0.001 (độ tin cậy 99%). Như vậy, các biến độc lập có quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc trong tổng thể. Nói cách khác mơ hình lựa chọn là phù hợp tốt.