Biến
N Tối thiểu Tối đa Trung
bình Sai số chuẩn
QMCT 131 10.54 12.32 11.1092 .39295 KNSL 131 -.07 1.22 .1576 .18342 DBTC 131 .02 .98 .4877 .23488 TTHK 131 .39 2.35 1.3932 .38479 SHNN 131 .00 .91 .1989 .22916 PTCD 131 .02 .99 .5304 .20098 CTKT 131 .00 1.00 .7023 .45901 LHNN 131 .00 1.00 .6107 .48947
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SPSS
4.2.2. Phân tích tƣơng quan
Trƣớc khi chạy mơ hình hồi quy đa biến, ngƣời viết phải xem xét mối tƣơng quan tuyến tính giữa từng biến độc lập với biến phụ thuộc, và giữa từng cặp biến độc lập với nhau bằng cách xây dựng ma trận hệ số tƣơng quan Pearson. Hệ số tƣơng quan đo lƣờng sức mạnh và chiều hƣớng của mối quan hệ tuyến tính giữa hai biến. Bảng 4.2: Ma trận hệ số tƣơng quan Correlations CBTT QMCT KNSL DBTC TTHK SHNN PTCD CTKT LHNN CBTT Pearson Correlation 1 .227** .160 .154 .095 .309** .052 .564** .330 Sig. (2-tailed) .009 .068 .079 .279 .000 .556 .000 .000 N 131 131 131 131 131 131 131 131 131 QMCT Pearson Correlation .227** 1 .145 -.037 -.046 .039 .144** .036 .030 Sig. (2-tailed) .009 .099 .671 .605 .655 .100 .684 .733 N 131 131 131 131 131 131 131 131 131 KNSL Pearson Correlation .160 .145 1 .062 -.053 .081 .015 .116 .042 Sig. (2-tailed) .068 .099 .480 .549 .359 .869 .185 .637 N 131 131 131 131 131 131 131 131 131 DBTC Pearson Correlation .154 -.037 .062 1 -.289** -.026 .093 .128 -.070 Sig. (2-tailed) .079 .671 .480 .001 .767 .291 .146 .427 N 131 131 131 131 131 131 131 131 131
TTHK Pearson Correlation .095 -.046 -.053 -.289** 1 .065 .092 .104 .060 Sig. (2-tailed) .279 .605 .549 .001 .461 .294 .238 .495 N 131 131 131 131 131 131 131 131 131 SHNN Pearson Correlation .309** .039 .081 -.026 .065 1 .020** .264 .290 Sig. (2-tailed) .000 .655 .359 .767 .461 .824 .002 .001 N 131 131 131 131 131 131 131 131 131 PTCD Pearson Correlation .052 .144 .015 .093 .092 .020 1 -.075 -.135 Sig. (2-tailed) .556 .100 .869 .291 .294 .824 .392 .123 N 131 131 131 131 131 131 131 131 131 CTKT Pearson Correlation .564** .036 .116 .128 .104 .264** -.075** 1 .199 Sig. (2-tailed) .000 .684 .185 .146 .238 .002 .392 .023 N 131 131 131 131 131 131 131 131 131 LHNN Pearson Correlation .330** .030 .042 -.070 .060 .290** -.135** .199 1 Sig. (2-tailed) .000 .733 .637 .427 .495 .001 .123 .023 N 131 131 131 131 131 131 131 131 131
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SPSS
Từ kết quả phân tích tƣơng quan trong Bảng 4.2 cho thấy:
Thứ nhất, về mối quan hệ giữa biến độc lập và biến phụ thuộc: Mức độ CBTT kế tốn có tƣơng quan ý nghĩa với Quy mơ cơng ty, Tỷ lệ sở hữu nƣớc ngồi, Chủ thể kiểm tốn và Loại hình ngành nghề với mức ý nghĩa 5% (Sig.<0.05). Trong đó, biến Chủ thể kiểm tốn có mức tƣơng quan cao nhất với biến mức độ CBTT kế toán, với hệ số tƣơng quan là 0.564. Các biến Loại hình ngành nghề, Tỷ lệ sở hữu nƣớc ngoài, Quy mơ cơng ty có mối tƣơng quan với biến CBTT với hệ số tƣơng quan lần lƣợt là 0.330; 0.309; 0.227. Tất cả bốn biến trên đều có hệ số tƣơng quan mang dấu dƣơng, điều này dự đoán mối tƣơng quan thuận chiều của chúng tới mức độ CBTT kế toán.
Thứ hai, khi xét mối quan hệ giữa các biến độc lập: Các biến độc lập hầu hết đều có mối tƣơng quan với nhau mặc dù hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập hiện nay đều đang ở mức độ trung bình và thấp (nhỏ hơn 0.5) nên về sơ bộ có thể thấy mối tƣơng quan giữa từng cặp biến độc lập đều ở mức trung bình. Do đó, có
thể tạm thời kết luận mơ hình khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan. Để khẳng định hơn cho kết luận này, ngƣời viết sẽ tiến hành kiểm tra hiện tƣợng tự tƣơng quan thông qua hệ số Durbin- Waston ở phần sau.
4.2.3. Phân tích hồi quy
4.2.3.1. Kiểm định hệ số hồi quy
Bảng 4.3: Kiểm định hệ số hồi quy
Coefficientsa
Nhân tố tác động
Hệ số hồi quy chƣa chuẩn
hóa Hệ số hồi quy
đã chuẩn hóa t Mức ý nghĩa (Sig.) B Sai số chuẩn Beta 1 (Constant) .259 .150 1.724 .087 QMCT .037 .013 .191 2.753 .007 KNSL .023 .028 .056 .812 .418 DBTC .042 .023 .131 1.807 .073 TTHK .014 .014 .071 .981 .328 SHNN .037 .024 .112 1.543 .125 PTCD .025 .026 .066 .940 .349 CTKT .076 .012 .460 6.324 .000 LHNN .033 .011 .212 2.949 .004 a. Dependent Variable: CBTT
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SPSS
Với kết quả phân tích nhƣ bảng trên, trong tám biến độc lập đƣợc đƣa vào mơ hình để thực hiện hồi quy, chỉ có ba biến là Quy mơ cơng ty, Chủ thể kiểm tốn và Loại hình ngành nghề có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Các biến còn lại bao gồm Khả năng sinh lời, Đòn bẩy tài chính, Tính thanh khoản, Tỷ lệ sở hữu
nƣớc ngồi, Tỷ lệ phân tán cổ đơng khơng có tác động đến mức độ CBTT kế tốn vì mức ý nghĩa Sig. lớn hơn 0.05.
Lúc này, mơ hình các nhân tố ảnh hƣởng đến mức độ CBTT kế toán sau khi kiểm định sẽ nhƣ sau:
Sơ đồ 4.1: Mơ hình hồi quy chính thức
Tiếp theo, ngƣời viết tiến hành chạy lại mơ hình hồi quy chính thức với ba biến Quy mơ cơng ty, Chủ thể kiểm tốn, Loại hình ngành nghề. Kết quả hồi quy thể hiện ở Bảng 4.4.
Bảng 4.4: Kết quả mơ hình hồi quy
Nhân tố tác động
Hệ số hồi quy chƣa
chuẩn hóa Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa t Mức ý nghĩa (Sig.) B Sai số chuẩn Beta 1 (Constant) .291 .146 1.990 .049 QMCT .039 .013 .202 2.961 .004 CTKT .084 .011 .512 7.353 .000 Mức độ CBTT kế tốn Quy mơ cơng ty Chủ thể kiểm tốn Loại hình ngành nghề
LHNN .034 .011 .222 3.191 .002
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SPSS
Từ bảng kết quả, mơ hình hồi quy đƣợc xác định:
CBTT = 0.291 + 0.039*QMCT + 0.084*CTKT + 0.034*LHNN
Trong đó:
CBTT: Mức độ CBTT kế toán của các doanh nghiệp niêm yết trên HOSE QMCT: Quy mơ cơng ty
CTKT: Chủ thể kiểm tốn LHNN: Loại hình ngành nghề
4.2.3.2. Kiểm định mức độ giải thích của mơ hình hồi quy
Để đánh giá độ phù hợp của hàm hồi quy, các nhà nghiên cứu sử dụng hệ số xác định R2. Tuy nhiên trong hồi quy đa biến, R2 hiệu chỉnh đƣợc sử dụng nhiều hơn khi bàn về việc đánh giá độ phù hợp của mơ hình, vì nó khơng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình xây dựng (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Bảng 4.5: Kiểm định mức độ giải thích của mơ hình hồi quy
R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn
.639a .408 .394 .05888
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SPSS
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính ở Bảng 4.5 cho thấy R2 hiệu chỉnh là 0.394. Điều này có nghĩa là 39.4% sự khác biệt về mức độ CBTT kế tốn có thể đƣợc giải thích bởi các biến độc lập đang nghiên cứu. Kết quả này là có thể chấp nhận đƣợc trong nghiên cứu tác động của các nhân tố đến mức độ CBTT kế toán của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán, nếu so với một số các nghiên cứu trƣớc. Nhƣ trong mơ hình nghiên cứu của Owusu và Ansah năm 1998,
nhận đƣợc R2 hiệu chỉnh là 34.5%. Nghiên cứu của Phạm Thị Thu Đông (2013) nhận đƣợc R2 hiệu chỉnh là 25.7%.
4.2.3.3. Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tổng thể
Bảng 4.6: Kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi quy tổng thể
Tổng các bình phƣơng Df Trung bình bình phƣơng F Sig. 1 Hồi quy .304 3 .101 29.215 .000b Phần dƣ .440 127 .003 Tổng cộng .744 130
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SPSS
Phân tích ANOVA cho thấy, giá trị F thể hiện ở cột áp chót của bảng 4.13 tƣơng ứng với mức ý nghĩa Sig bằng .000 và điều này cho thấy có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa 5%. Nhƣ vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính xây dựng đƣợc phù hợp với tổng thể.
4.2.3.4. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Kết quả kiểm tra Đa cộng tuyến cho thấy, phƣơng sai phóng đại (VIF) cho kết quả đều nhỏ hơn 2, chứng tỏ mơ hình khơng vi phạm giả định Đa cộng tuyến.
Bảng 4.7: Kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến
Coefficientsa
Nhân tố tác động
Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa t Mức ý nghĩa (Sig.) Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF
1 (Consta nt) .291 .146 1.990 .049 QMCT .039 .013 .202 2.961 .004 .998 1.002 CTKT .084 .011 .512 7.353 .000 .959 1.042 LHNN .034 .011 .222 3.191 .002 .960 1.042 a. Dependent Variable: CBTT
4.2.3.5. Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Bảng 4.8: Kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan
R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn Durbin-Watson
.639a .408 .394 .05888 1.888
Hệ số d (Durbin-Watson) bằng 1.888 (1< d=1.888 <3), nằm trong miền khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan. Điều này chứng tỏ mơ hình khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan .
4.3. Bàn luận kết quả nghiên cứu
Mơ hình đề xuất ban đầu đƣa ra tám giả thuyết nghiên cứu, trong đó chỉ có ba biến là Quy mơ cơng ty, Chủ thể kiểm tốn và Loại hình ngành nghề thực sự có tác động đến mức độ CBTT kế toán theo kết quả kiểm định đã đƣợc thực hiện ở trên.
Do đó, kết quả vủa việc kiểm định các giả thuyết sẽ đƣợc ngƣời viết tổng hợp theo nhƣ bảng 4.9 dƣới đây:
Bảng 4.9: Tổng hợp kết quả kiểm định các giả thuyết
Giả
thuyết Nội dung Kết quả Kết luận
H1 Quy mô công ty có mối quan hệ đồng biến với mức độ CBTT kế toán
Đồng biến (B=0.039)
Chấp nhận
H2 Khả năng sinh lời có mối quan hệ đồng biến với mức độ CBTT kế tốn
Khơng tác động Bác bỏ H3 Đòn bẩy tài chính có mối quan hệ đồng Khơng tác động Bác bỏ
biến với mức độ CBTT kế toán.
H4 Tính thanh khoản có mối quan hệ đồng biến với mức độ CBTT kế tốn
Khơng tác động Bác bỏ H5 Tỷ lệ sở hữu nƣớc ngồi có mối quan
hệ đồng biến với mức độ CBTT kế tốn.
Khơng tác động Bác bỏ
H6 Tỷ lệ phân tán cổ đơng có mối quan hệ đồng biến với mức độ CBTT kế tốn
Khơng tác động Bác bỏ H7 Chủ thể kiểm tốn là Big4 có mối quan
hệ đồng biến với mức độ CBTT kế toán
Đồng biến (B=0.084)
Chấp nhận
H8 Loại hình ngành nghề là sản xuất có mối quan hệ đồng biến với mức độ CBTT kế toán
Đồng biến (B=0.034)
Chấp nhận
- Đối với biến quy mơ cơng ty (QMCT) có hệ số B bằng 0.039 lớn hơn không, điều này thể hiện mối quan hệ đồng biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng khi quy mơ cơng ty (QMCT) tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ công bố thông tin (CBTT) sẽ tăng lên (giảm xuống) 0.039 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Kết quả này tƣơng đồng với kết quả nghiên cứu của Anna Bialek-Jaworska và Anna Matusiewicz (2015), Meek et al. (1995), Marston và Polei (2004), Huang et al. (2011) và hầu hết các nghiên cứu trƣớc đó. Tuy nhiên kết quả này ngƣợc lại với nghiên cứu của Aljifri và cộng sự (2013).
- Đối với biến Chủ thể kiểm tốn (CTKT) có hệ số bằng 0.084 lớn hơn không, điều này thể hiện mối quan hệ đồng biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đoán rằng khi chủ thể kiểm tốn là cơng ty kiểm tốn Big 4 tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ công bố thông tin sẽ tăng lên (giảm xuống) 0.084 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Kết quả này giống với nghiên cứu của Anna Bialek-Jaworska và Anna Matusiewicz (2015) và các nghiên cứu trƣớc nhƣng không tƣơng đồng với với Aljifri và cộng sự (2013) vì
nghiên cứu của tác giả này cho thấy khơng có mối quan hệ giữa chủ thể kiểm toán (CTKT) và mức độ công bố thông tin(CBTT).
- Đối với biến Loại hình ngành nghề (LHNN) có hệ số bằng 0.034 lớn hơn không, điều này thể hiện mối quan hệ đồng biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng khi tỷ lệ Loại hình ngành nghề (LHNN) tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ cơng bố thông tin (CBTT) sẽ tăng lên (giảm xuống) 0.034 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Kết quả này tƣơng đồng với kết quả nghiên cứu của Huang và cộng sự (2011), Aljifri và cộng sự (2013).
Ngoài ra, kết quả hồi quy cho thấy trong ba biến có tác động đến mức độ CBTT kế tốn thì biến Chủ thể kiểm tốn có tác động mạnh nhất với hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta = 0.512, tiếp đến là biến Loại hình ngành nghề có Beta = 0.222 và cuối cùng là biến Quy mơ cơng ty có Beta = 0.202.
Kết luận chƣơng 4
Trong chƣơng này ngƣời viết đã tiến hành phân tích thống kê mơ tả, xem xét hệ số tƣơng quan, và phân tích hồi quy. Sau khi thực hiện hồi quy, trong tám biến đề xuất ban đầu, chỉ có 3 biến có mối tƣơng quan thuận chiều với mức độ CBTT kế tốn, bao gồm: Quy mơ cơng ty (QMCT), Chủ thể kiểm tốn (CTKT) và Loại hình ngành nghề (LHNN). Năm biến cịn lại khơng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN NGHIÊN CỨU VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH 5.1. Kết luận
Việc CBTT kế tốn có ý nghĩa vô cùng quan trọng đối với doanh nghiệp và nhà đầu tƣ. Đồng thời, nó cũng góp phần lành mạnh hóa thơng tin cho sự phát triển thị trƣờng chứng khoán Việt Nam trong xu hƣớng hội nhập và phát triển. Mức độ công bố thông tin bên cạnh thực thi theo những quy định hiện hành thì những thơng tin tự nguyện sẽ góp phần gia tăng tính hữu ích cho ngƣời sử dụng nhằm đánh giá tình hình tài chính, kinh doanh và những vấn đề liên quan của doanh nghiệp một cách toàn diện và bao quát.
Ngƣời viết đã tiến hành các bƣớc phân tích định lƣợng bao gồm: thống kê mô tả, xem xét hệ số tƣơng quan, đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình và phân tích hồi quy. Kết quả cho thấy, trong tám biến nghiên cứu đƣợc đề xuất chỉ có ba biến Chủ thể kiểm tốn, Quy mơ cơng ty và Loại hình ngành nghề có tác động tích cực đến mức độ CBTT kế tốn của các CTNY. Trong đó, biến Chủ thể kiểm tốn có mức độ tác động mạnh nhất và biến Quy mơ cơng ty có mức độ tác động yếu nhất. Kết quả nghiên cứu khơng tìm thấy mối tƣơng quan giữa các biến Khả năng sinh lời, Địn bẩy tài chính, Tính thanh khoản, Tỷ lệ sở hữu nƣớc ngoài, Tỷ lệ phân tán cổ đơng với mức độ CBTT kế tốn.
Từ kết quả nghiên cứu trên, ngƣời viết đề xuất một vài gợi ý chính sách góp phần nâng cao mức độ công bố thông tin kế tốn cho các cơng ty niêm yết trên HOSE. Phần gợi ý chính sách đƣợc thể hiện ở phần dƣới đây
5.2. Các gợi ý về chính sách liên quan đến việc nâng cao mức độ CBTT
Việc nâng cao mức độ công bố thơng tin của các doanh nghiệp cần có sự phối hợp đồng bộ giữa các bên nhằm đáp ứng tính hữu ích thơng tin cho ngƣời sử dụng, cụ thể:
Thứ nhất, đối với các công ty niêm yết, đây là đơn vị cung cấp thông tin cho ngƣời sử dụng, là đối tƣợng chính trong việc nâng cao mức độ CBTT. Đầu tiên, các CTNY cần nâng cao kiến thức về lập và cơng bố thơng tin kế tốn cho những đối tƣợng có liên quan nhƣ Ban lãnh đạo và bộ phận kế tốn của cơng ty, từ đó
nâng cao mức độ tuân thủ việc công bố thông tin. Theo kết quả nghiên cứu, những công ty sử dụng dịch vụ kiểm tốn của các cơng ty kiểm tốn thuộc nhóm Big 4 thì có mức độ CBTT cao hơn. Do đó, các CTNY cần cân nhắc, lựa chọn sử dụng dịch