CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
4.1 Kết quả nghiên cứu
4.1.1.8 Tỷ suất lợi nhuận ROE
Bảng 4.8. Thống kê tỷ suất lợi nhuận ROE
Tên biến Trung bình Lớn nhất Nhỏ nhất Độ lệch chuẩn
ROE 0,151 0,982 - 0,296 0,154
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Trong 150 mẫu quan sát của 50 công ty niêm yết trên sàn HOSE trong 3 năm từ 2014 – 2016 thì tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu của các cơng ty giao động trung bình ở mức 15,1%. Tuy nhiên, vẫn có những cơng ty lỗ ở mức 29,6% và có những cơng ty kinh doanh hiệu quả đạt mức ROE là 98,2%.
Biểu đồ 4.7 Tỷ suất lợi nhuận ROE qua các năm nghiên cứu (%)
8.770 8.637 7.500 8.000 8.500 9.000 9.500 10.000 2014 2015 2016
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Theo biểu đồ trên, tỷ suất lợi nhuận ROE của các công ty có sự biến động nhẹ qua các năm từ 14,699% năm 2014 lên đến 24,758% năm 2016.
4.1.1.9 Loại cơng ty kiểm tốn độc lập
Bảng 4.9 Thống kê mô tả loại cơng ty kiểm tốn độc lập
Tên biến Số lượng Tỷ lệ
Big4 71 47%
Khác 79 53%
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Trong 150 mẫu quan sát của 50 công ty niêm yết trên sàn HOSE trong 3 năm từ 2014 – 2016 thì 71 mẫu là các cơng ty được kiểm toán bởi Big4 chiếm tỷ lệ 47%.
4.1.1.10 Tỷ lệ nợ
Bảng 4.10 Thống kê mô tả tỷ lệ nợ
Tên biến Trung bình Lớn nhất Nhỏ nhất Độ lệch chuẩn
Tỷ lệ nợ 0,436 0,963 0,022 0,208
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Trong 150 mẫu quan sát của 50 công ty niêm yết trên sàn HOSE trong 3 năm từ 2014 – 2016 thì tỷ lệ nợ của các cơng ty giao động trung bình ở mức 43,6%. Tuy
14.699 14.758 14.000 14.200 14.400 14.600 14.800 15.000 15.200 15.400 15.600 15.800 2014 2015 2016
ty vốn chủ sở hữu chiếm chủ yếu khi nợ chỉ chiếm 2,2%.
Biểu đồ 4.8 Tỷ lệ nợ qua các năm nghiên cứu (%)
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Theo biểu đồ trên, tỷ lệ nợ của các cơng ty có sự biến động nhẹ qua các năm từ 42,794% năm 2014 lên 44,675% năm 2016.
4.1.2 Phân tích ma trận tương quan giữa các biến nghiên cứu trong mơ hình
Tiếp theo để xem xét hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến, tác giả bài khóa luận lập ma trận hệ số tương giữa các cặp biến (xem bảng 4.11). Theo bảng này, một số biến có hệ số tương quan cặp tương đối cao như INDE và LNHDQT (-0,44), ROA và ROE (0,89). Tuy nhiên, mối tương quan giữa INDE và LNHDQT trong phạm vi có thể chấp nhận được, còn giữa ROA và ROE là rất cao sẽ dẫn đến mơ hình bị đa cộng tuyến. Vì vậy, để đảm bảo độ chính xác của mơ hình, tác giả loại biến ROA ra khỏi nghiên cứu.
Bảng 4.11 Kết quả ma trận hệ số tương quan giữa các cặp biến
LNDAY INDE DUAL LNTVH
DQT
CD
L QMO ROA ROE BIG4 TLN
LNDAY 1 INDE 0,09 1 DUAL 0,33 0,01 1 LNTVHDQT -0,0950 -0,44 -0,1155 1 42.794 43.468 44.675 41.500 42.000 42.500 43.000 43.500 44.000 44.500 45.000 2014 2015 2016
0,1079 -0,17 -0,1057 0,0346 0,2 1
ROA -0,129 0,06 0,0525 -0,1070 0,05 0,068 1
ROE -0,152 0,01 0,1281 -0,0681 0,08 0,199 0,891 1
BIG4 -0,2588 -0,05 0,0172 0,0331 0,12 0,113 0,180 0,1284 1 TLN 0,0616 -0,10 0,1031 0,1494 0,07 0,36 -0,414 -0,162 -0,035 1
Nguồn: Tổng hợp kết quả chạy Eview
4.1.3 Phân tích hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình
Kết quả kiểm định White thể hiện ở phụ lục với: Giả thiết H0: phương sai của sai số khơng đổi Giả thiết H1: có tồn tại phương sai thay đổi
Theo kết quả tại phụ lục 6, giá trị p_value của kiểm định White = 0,0000 < 0,05 nên mơ hình bị phương sai thay đổi.
4.1.4 Phân tích hiện tượng tự tương quan trong mơ hình
Tác giả sử dụng kiểm định Berusch-Godfrey để kiểm tra tính tự tương quan. Đặt các giả thiết sau:
Giả thiết H0: Mơ hình khơng có tự tương quan Giả thiết H1: Mơ hình có hiện tượng tự tương quan
Theo kết quả tại phụ lục 7, giá trị p_value của kiểm định Berusch-Godfrey = 0,0081 < 0,05 nên mơ hình bị tự tương quan.
Thông qua các kiểm định của khuyết tật của mơ hình, mơ hình nghiên cứu bị tự tương quan và phương sai thay đổi.
4.1.5 Kết quả ước lượng ảnh hưởng của quản trị công ty đến tính kịp thời của BCTC của các cơng ty niêm yết trên sàn HOSE giai đoạn 2014 – 2016
4.1.5.1 Kết quả ước lượng
Thông qua việc sử dụng cơng cụ xử lí dữ liệu Stata, nghiên cứu tiến hành so sánh để chọn ra mơ hình tốt nhất giải thích được ảnh hưởng của các yếu tố thuộc về quản trị đến tính kịp thời của BCTC của các cơng ty niêm yết trên sàn HOSE giai đoạn 2014 – 2016.
của BCTC của các công ty niêm yết trên sàn HOSE giai đoạn 2014 – 2016
Các biến Pooled OLS FEM REM
C 3,98*** 4,73** 4,26* (9,59) (8,55) (11,92) INDE 0,22 0,17 0,21* (1,42) (1,46) (1,92) DUAL 0,25*** 0,07 0,13*** (5,44) (1,45) (3,2) LNTVHDQ T -0,005 -0,11 -0,03 (-0,03) (-0,8) (-0,05) CDL -0,22 -0,76** -0,48* (-0,96) (-2,19) (-1,9) QMO 0,06*** 0,04 0,05** (3,68) (0,87) (2,52) ROE -0,48*** -0,24 -0,34** (-3,24) (-1,55) (-2,48) BIG4 -0,15*** -0,55 -0,11** (-3,53) (-0,73) (-2,16) TLN -0,17 -0,28 -0,16 (-1,51) (-1,47) (-1,21) R2 0,28 0,12 0,24 Số quan sát 150 150 150 Kiểm định F 7 2,09 30,49 Kiểm định Hausman (p-value) 0,1326
các yếu tố thuộc về quản trị đến tính kịp thời của BCTC của các cơng ty niêm yết trên sàn HOSE giai đoạn 2014 – 2016. Kết quả hồi quy OLS cho thấy tác động 4 biến lên đến tính kịp thời của BCTC của các cơng ty niêm yết trên sàn HOSE giai đoạn 2014 – 2016. Trong đó, biến DUAL và QMO thể hiện mối quan hệ dương với biến LNDAY ở mức ý nghĩa 1%. Trong khi biến ROE và BIG4 thể hiện tương quan ngược chiều đến LNDAY ở độ tin cậy 99%. Điểm cần lưu ý, kiểm định F với giá trị p dưới 0,05 cũng cho thấy mơ hình sử dụng là phù hợp.
Tuy nhiên, nhưng phân tích ở trên mơ hình bị hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi nên với ước lượng bằng OLS này, tác giả cho rằng độ vững và tính hiệu quả của các hệ số trong phân tích dữ liệu bảng có thể bị lệch. Lý do vì mơ hình OLS tổng thể khơng quan tâm đến các ảnh hưởng riêng lẻ, đặc thù từng công ty, trong khi vấn đề ảnh hưởng riêng lẻ là một trong những hiện tượng xảy ra thường xuyên ở những nghiên cứu thực nghiệm. Do đó, tác giả sử dụng mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên và ảnh hưởng cố định được sử dụng để khắc phục.
Với mơ hình REM, có 6 biến có ý nghĩa là biến INDE, DUAL, CDL, QMO, ROE và BIG4. Các biến INDE, DUAL, QMO thể hiện mối quan hệ cùng chiều đối với LNDAY ở mức ý nghĩa lần lượt là 10%, 1% và 5%. Trong khi biến CDL, ROE và BIG4 có tác động ngược chiều với đối với LNDAY ở mức độ tin cậy rất cao trên 95%. Mơ hình FEM lại một lần nữa khẳng định kết quả của mơ hình REM khi kiểm định được tác động ngược chiều của CDL đối với LNDAY ở mức ý nghĩa 5%.
4.1.5.2 Kiểm định việc lựa chọn mơ hình
Bảng 4.13 Kiểm định F và Hausman Kiểm định Hausman
Chi-Square 12,49 Prob.Chi-Square 0,1306
Nguồn: Tổng hợp kết quả chạy Eview
Theo bảng 4.13 kiểm định Hausman cho việc lựa chọn giữa mơ hình FEM và REM. Kết quả chỉ số Prob.Chi-Square = 0,1306 > α = 5% nên ta kết luận chấp nhận
REM sẽ phù hợp hơn so với FEM.
Vì vậy, nghiên cứu sẽ chọn mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên (REM) để phân tích kết quả.
4.1.5.3 Kiểm định tính phù hợp của mơ hình hồi quy
Trên cơ sở kiểm định F, tác giả tiến hành kiểm định về mặt ý nghĩa chung của mơ hình hồi quy với giả thuyết đặt ra như sau:
Giả thuyết H0: β1 = β2 = β3 = β4 = β5 = β6 = β7 = β8 =0 Giả thuyết H1: có ít nhất một hệ số βi ≠ 0
Từ kết quả bảng 4.12 cho ta thấy mơ hình giá trị p-value của kiểm định F = 0,0000 < α =5%. Do vậy, ta bác bỏ giả thuyết H0, tức là mơ hình hồi quy đã ước lượng là phù hợp.
Ngồi ra, trong mơ hình REM, hệ số R-squared = 0.24 chứng tỏ giải thích được hơn 24% sự thay đổi của biến giải thích
Phương trình mơ hình hồi quy:
DAYit= 4,26 + 0,21*INDEit + 0,13*DUALit -0,03*TVHDQTit -0,48* CDLit+ 0,05*QMOit -0,34* ROEit - 0,11* BIG4it -0,16* TLNit +Uit
Kết quả nghiên cứu chỉ ra tính kịp thời của BCTC của các công ty niêm yết giai đoạn 2014 – 2016 chịu tác động cùng chiều của tính độc lập của HĐQT (INDE), tính kiêm nhiệm của CEO và chủ tịch HĐQT (DUAL), Quy mô doanh nghiệp (QMO) và bị tác động ngược chiều của cổ đông lớn (CDL), tỷ suất lợi nhuận (ROE) và cơng ty kiểm tốn độc lập (BIG4).
4.2 Thảo luận kết quả ảnh hưởng của quản trị công ty đến tính kịp thời của BCTC của các công ty niêm yết trên sàn HOSE giai đoạn 2014 – 2016
Mục đích của bài luận văn này nhằm tìm hiểu và nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố thuộc về quản trị đến tính kịp thời của BCTC của các cơng ty niêm yết trên sàn HOSE giai đoạn 2014 – 2016. Trên cơ sở đó tìm ra các giải pháp cho các doanh nghiệp để nâng cao hiệu quả hoạt động của mình cũng như có thể phát hành báo cáo tài chính kịp thời. Để thực hiện mục đích này, tác giả đã sử dụng các kỹ
được thu thập theo năm của 50 công ty niêm yết trên sàn HOSE trong giai đoạn từ 2014 – 2016.
Thơng qua việc phân tích dữ liệu ở mục 4.1, nghiên cứu đã tìm thấy 6 yếu tố có ảnh hưởng thật sự đến đến tính kịp thời của BCTC của các cơng ty niêm yết trên sàn HOSE giai đoạn 2014 – 2016. Cụ thể như sau:
Về tính độc lập của hội đồng quản trị, nghiên cứu tìm ra tỷ lệ số thành viên hội đồng quản trị không điều hành tăng sẽ thúc đẩy BCTC kiểm tốn của các cơng ty niêm yết trên sản HOSE giai đoạn 2014 – 2016 được phát hành chậm hơn, tức là tính kịp thời giảm ở mức ý nghĩa 10%. Nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi khi tỷ lệ số thành viên hội đồng quản trị tăng lên 1% thì số ngày phát hành BCTC kiểm toán tăng lên 0,21%. Kết quả này không đồng nhất với kết quả nghiên cứu của Abdelsalam và Street (2007), Adams và cộng sự (1998) và Chen và Jaggi (2000). Các tác giả này giải thích các thành viên HĐQT độc lập sẽ đánh giá khách quan hơn nên các cơng ty xây dựng hệ thống kiểm sốt nội bộ để phát hành BCTC trong thời gian ngắn hơn. Tuy nhiên kết quả nghiên cứu này giống với Eng và Mak (2003). Kết quả nghiên cứu đã phản ánh đúng thực tế tại Việt Nam trong hội đồng quản trị thường sẽ có nhiều thành viên ban giám đốc nên việc báo cáo về tình hình tài chính của cơng ty đối với hội đồng quản trị bị xem nhẹ nên các thành viên không điều hành này sẽ khơng có sự tích cực để thúc đẩy công ty ra BCTC kiểm tốn. Ngồi ra, thơng qua kết quả này có thể thấy là các thành viên hội đồng quản trị không quản lý đã không thể hiện vai trị trong việc phục vụ lợi ích cổ đông. Các thành viên hội đồng quản trị không điều hành thường cũng là thành viên hội đồng quản trị và/hoặc ban giám đốc công ty khác nên đã khơng chú ý đến việc thúc giục tính kịp thời của BCTC của cơng ty hiện tại.
Về tính kiêm nhiệm của CEO và chủ tịch hội đồng quản trị, nghiên cứu tìm ra các cơng ty có sự kiêm nhiệm CEO và Chủ tịch HĐQT sẽ thúc đẩy BCTC kiểm toán của các công ty niêm yết trên sản HOSE giai đoạn 2014 – 2016 được phát hành chậm hơn, tức là tính kịp thời giảm ở mức ý nghĩa 1%. Nghĩa là trong điều kiện các
kiêm nhiệm hai chức vụ CEO và chủ tịch HĐQT sẽ cao hơn 0,13% so với những cơng ty khơng có sự kiêm nhiệm. Kết quả này giống với kết quả nghiên cứu của nghiên cứu của Gul và Leung (2004), Haniffa và Cooke (2002) và Abdelsalam và Street (2007). Kết quả nghiên cứu đã phản ánh một thực tế là vì lợi ích khác nhau của giám đốc và chủ tịch hội đồng quản trị đã dẫn đến việc chậm trễ hơn trong việc phát hành BCTC. Nếu chủ tịch HĐQT và CEO đều là một người thì khi đó việc ra quyết định phát hành BCTC khi nào đều thuộc quyền quyết định và ý định của CEO mà các cổ đông hay thành viên hội đồng quản trị khác sẽ ít có thể ảnh hưởng được. Xu hướng này sẽ là không tốt khi CEO đang cố giấu sự không minh bạch về BCTC đối với các cổ đông.
Về tỷ lệ cổ đông lớn, nghiên cứu tìm ra tỷ lệ cổ đông càng lớn sẽ thúc đẩy BCTC kiểm tốn của các cơng ty niêm yết trên sàn HOSE giai đoạn 2014 – 2016 được phát hành nhanh hơn, tức là tính kịp thời tăng ở mức ý nghĩa 10%. Nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi khi tỷ lệ cổ đơng lớn tăng 1% thì tính kịp thời tăng 0,48%. Kết quả này giống với kết quả nghiên cứu của nghiên cứu của Debreceny và Rahman (2005); Marston và Polei (2004); Momany và Al- Shorman (2006), Oyelere và cộng sự (2003); Amr Ezat và Ahmed El Masry (2008). Kết quả nghiên cứu có thể giải thích là các cơng ty mà cơ cấu cổ đơng lớn tức là cổ phần được nắm giữ rộng rãi sẽ cần tiết lộ thêm thơng tin tài chính để cung cấp thông tin cho các cổ đông nhanh hơn. Điều này giúp các cổ đơng có thể tin tưởng vào tình hình hoạt động của cơng ty và tiếp tục đầu tư vào công ty.
Về quy mơ cơng ty, nghiên cứu tìm ra quy mơ cơng ty càng lớn sẽ làm BCTC kiểm toán của các công ty niêm yết trên sản HOSE giai đoạn 2014 – 2016 được phát hành chậm hơn, tức là tính kịp thời giảm ở mức ý nghĩa 5%. Nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi khi quy mơ cơng ty tăng 1% thì tính kịp thời giảm 0,057%. Kết quả này trái với kết quả nghiên cứu của Owusu-Ansah (2000), Carslaw và Kaplan (1991), Dyer và McHugh (1975), Amr Ezat và Ahmed El Masry (2008). Điều này có thể giải thích bởi vì các cơng ty lớn thì sẽ có rủi ro
tốn hơn nên sẽ kéo dài thời gian kiểm tốn. Mặt khác, các cơng ty lớn sẽ có quy trình làm việc phân theo cấp bậc phức tạp cần nhiều người phản ánh lại trước khi trình lên Ban giám đốc ký duyệt nên sẽ dẫn đến báo cáo tài chính sẽ lâu hơn. Mặt khác, quá trình chọn một cơng ty kiểm toán tương xứng và đáng tin cậy với các cơng ty có quy mơ lớn sẽ lâu hơn và sẽ gắt gao hơn đòi hỏi tốn nhiều thời gian và dẫn đến chậm trễ quy trình kiểm tốn.
Về tỷ suất lợi nhuận, nghiên cứu tìm ra ROE càng lớn sẽ thúc đẩy BCTC kiểm toán của các công ty niêm yết trên sàn HOSE giai đoạn 2014 – 2016 được phát hành nhanh hơn, tức là tính kịp thời tăng ở mức ý nghĩa 5%. Nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi khi ROE tăng 1% thì tính kịp thời tăng 0,34%. Kết quả này giống với kết quả nghiên cứu của Ashton và cộng sự (1987), Hossain và Taylor (1998), Mustafa M. Al-Shwiyat (2013), Hussein Ali Khasharmeh và Khaled Aljifri (2010). Điều này có thể giải thích là việc phát hành báo cáo tài chình có thể ảnh hưởng bởi mức độ lợi nhuận của công ty. Những công ty lợi nhuận được coi là dấu hiệu tốt hoặc xấu do kết quả hoạt động của năm. Những cơng ty có tín hiệu lợi nhuận tốt sẽ yêu cầu kiểm toán viên bắt đầu kiểm toán tham gia sớm để phát hành báo cáo tài chính đã được kiểm tốn một cách nhanh chóng. Điều này sẽ giúp các cổ đông tin tưởng vào việc đầu tư có lời tại cơng ty và tiếp tục mở rộng đầu tư.
Về công ty kiểm tốn độc lập, nghiên cứu tìm ra các cơng ty được kiểm tốn bởi Big4 sẽ thúc đẩy BCTC kiểm toán được phát hành nhanh hơn, tức là tính kịp