CHƢƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
4.1.3.1. Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Bài nghiên cứu sử dụng phần mềm SPSS 22.0 để phân tích mơ hình hồi quy đa biến, từ đó đƣa ra đƣợc hệ số tƣơng quan giữa các biến, hệ số chặn, hệ số hồi quy chuẩn, độ lệch phƣơng sai, phƣơng sai có hiệu chỉnh…
Để đánh giá độ phù hợp của mơ hình ta sử dụng hệ số xác định R2 và R2 hiệu chỉnh. Vì R2 sẽ tăng khi đƣa thêm biến độc lập vào mơ hình nên dùng R2 hiệu chỉnh sẽ an tồn hơn khi đánh giá độ phù hợp của mơ hình. R2 hiệu chỉnh < 0.3 cho thấy độ phù hợp của mơ hình là thấp. R2 hiệu chỉnh càng lớn thể hiện độ phù hợp của mơ hình càng cao, tuy nhiên điều này cũng đƣợc chứng minh là khơng phải phƣơng trình nào càng nhiều biến sẽ phù hợp với mơ hình hơn.
Bảng 4.2: Bảng đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính bội
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square
Std. Error of the
Estimate Durbin-Watson
1 .965a
.930 .881 1.70005 1.832
a. Predictors: (Constant), BIG4, OWNER, AGECEO, NONCONTROL, LISTED, WOMEN, CRORE, LOD, ROE, CGOV, SIZE2, SIZE1
b. Dependent Variable: QF
Nguồn: Phân tích SPSS 22.0 của tác giả
Từ bảng 4.2, Ta có hệ số xác định R2 = 0.93 và R2 hiệu chỉnh = 0.881, có nghĩa là các biến độc lập giải thích đƣợc 88,1% phƣơng sai của biến phụ thuộc, cịn lại là sai số ngẫu nhiên hoặc các yếu tố khác ngồi mơ hình. Tuy nhiên sự phù hợp này chỉ đúng với dữ liệu mẫu. Để kiểm định xem có thể suy diễn cho tổng thể không ta phải kiểm định độ phù hợp của mơ hình. Để kiểm định điều này ta xét bảng kiểm định F (bảng 4.3).
Bảng 4.3: Bảng phân tích ANOVA
ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 656.067 12 54.672 18.917 .000b
Residual 49.133 17 2.890
Total 705.200 29
a. Dependent Variable: QF
b. Predictors: (Constant), BIG4, OWNER, AGECEO, NONCONTROL, LISTED, WOMEN, CRORE, LOD, ROE, CGOV, SIZE2, SIZE1
Nguồn: Phân tích SPSS 22.0 của tác giả
Kiểm định F cho thấy F = 18.917 và Sig. = .000 <0.05. Nhƣ vậy có thể kết luận rằng mơ hình hồi quy bội thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp cho việc rút ra các kết luận nghiên cứu. Hay nói cách khác, mơ hình đƣa ra là phù hợp với dữ liệu thực tế, các biến độc lập có quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc.
Bảng 4.4: Bảng kết quả phân tích bảng trọng số hồi quy
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) .637 21.349 .030 .977 SIZE1 4.813 1.687 .481 2.853 .011 SIZE2 -.054 .141 -.052 -.385 .705 LOD -.011 .039 -.025 -.288 .776 CRORE .156 .045 .355 3.492 .003 CGOV -1.450 .918 -.132 -1.580 .132 AGECEO -.224 .790 -.023 -.284 .780 NONCONTROL -1.230 2.935 -.033 -.419 .680 WOMEN -2.249 3.673 -.048 -.612 .548 OWNER -.156 .097 -.120 -1.601 .128 ROE 32.907 10.128 .328 3.249 .005 LISTED 3.918 1.062 .370 3.688 .002 BIG4 -1.688 .999 -.139 -1.690 .109 a. Dependent Variable: QF
Nguồn: Phân tích SPSS 22.0 của tác giả
Xét bảng 4.4, ta thấy có biến độc lập SIZE1, CFORE, ROE, LISTED tác động cùng chiều vào QF, do các biến này đều có hệ số Beta chuẩn hóa lớn hơn 0. Ta cũng thấy các trọng số của biến độc lập SIZE1, CFORE, ROE, LISTED đều có ý nghĩa thống kê (Sig. < 0.05). Nếu so sánh tác động của các biến này lên biến QF thì SIZE1 có tác động mạnh nhất (hệ số chuẩn hóa Beta bằng 0.481). Các biến còn lại SIZE2, OLD, CGOV, AGECEO, NONCONTROL, WOMEN, OWNER, BIG4 có Sig. >0.05, khơng có ý nghĩa thống kê.
Phân tích tƣơng quan hệ số Pearson (r)
Phân tích tƣơng quan hệ số Pearson là để kiểm tra mối tƣơng quan tuyến tính chặt chẽ giữa biến độc lập và biến phụ thuộc, khoảng giá trị của hệ số r chạy trong đoạn giá trị [-1 đến 1], nếu r bằng 0, hai biến khơng có mối quan hệ tuyến tính, nếu /r/ > 0.10 thì hai biến tƣơng quan với nhau. Hệ số tƣơng quan càng lớn thì mức độ tƣơng quan càng cao.
Bảng 4.5: Ma trận hệ số tƣơng quan
Correlations
QF SIZE1 CRORE ROE LISTED
QF Pearson Correlation 1 .853** .559** .573** .729**
Sig. (2-tailed) .000 .001 .001 .000
N 30 30 30 30 30
SIZE1 Pearson Correlation .853** 1 .404* .546** .641**
Sig. (2-tailed) .000 .027 .002 .000
N 30 30 30 30 30
CRORE Pearson Correlation .559** .404* 1 -.043 .235
Sig. (2-tailed) .001 .027 .823 .211
N 30 30 30 30 30
ROE Pearson Correlation .573** .546** -.043 1 .306
Sig. (2-tailed) .001 .002 .823 .100
N 30 30 30 30 30
LISTED Pearson Correlation .729** .641** .235 .306 1
Sig. (2-tailed) .000 .000 .211 .100
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Nguồn: Phân tích SPSS 22.0 của tác giả
Kết quả ở bảng ma trận hệ số tƣơng quan 4.4 cho thấy nhân tố có mối tƣơng quan với QF gồm có SIZE1, CFORE, ROE, LISTED với hệ số tƣơng quan r đều lớn hơn 0.1, lần lƣợt là 0.853; 0.559; 0.573; 0.729; đồng thời Sig. của các nhân tố này đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 0.05. Nhƣ vậy có thể kết luận có mối tƣơng quan tuyến tính chặt chẽ giữa biến độc lập và biến phụ thuộc (SIZE1, CFORE, ROE, LISTED).
4.1.3.2. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập với nhau:
Ta sử dụng hệ số phóng đại phƣơng sai VIF. Khi VIF <10 nghĩa là các biến độc lập khơng có tƣơng quan tuyến tính với nhau. Tuy nhiên trong thực tế VIF > 2, chúng ta cần thận trọng trong diễn giải các trọng số hồi quy.
Bảng 4.6: Bảng kết quả phân tích bảng trọng số hồi quy
Nguồn: Phân tích SPSS 22.0 của tác giả
Theo bảng trọng số hồi quy 4.6, VIF của 3 biến độc lập CFORE, ROE, LIST đều nhỏ hơn 2, do đó các biến này khơng vi phạm hiện tƣợng đa cộng tuyến. VIF của biến SIZE1 lớn hơn 2, vì vậy cần thận trọng khi diễn giải các trọng số hồi quy.
4.2. Kết quả nghiên cứu các nhân tố tác động đến chất lƣợng thông tin báo cáo tài chính tại các ngân hàng thƣơng mại Việt Nam cáo tài chính tại các ngân hàng thƣơng mại Việt Nam
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 19.366 14.130 1.371 .183 SIZE1 3.140 1.047 .314 2.999 .006 .359 2.787 CRORE .160 .032 .363 4.977 .000 .735 1.360 ROE 31.227 8.012 .311 3.898 .001 .615 1.626 LISTED 3.672 .867 .347 4.235 .000 .584 1.713 a. Dependent Variable: QF
Với dữ liệu thu thập đƣợc trong phạm vi nghiên cứu của đề tài và dựa vào bảng 4.6 thì phƣơng trình hồi quy bội thể hiện những nhân tố ảnh hƣởng đến chất lƣợng thông tin kế tốn trình bày trên báo cáo tài chính tại các ngân hàng thƣơng mại Việt Nam là:
QF = 19.366 + 3.140*SIZE1 + 0.16*CFORE + 31.227*ROE + 3.672*LISTED +
Trong đó:
QF: Biến phụ thuộc: Chất lƣợng thơng tin kế tốn trên báo cáo tài chính tại các ngân hàng thƣơng mại Việt Nam
Các biến độc lập: Quy mô ngân hàng (SIZE1), Tỷ lệ sở hữu nƣớc ngoài (CFORE), Lợi nhuận (ROE), Tình trạng niêm yết (LISTED)
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy bốn (4) biến ảnh hƣởng đến chất lƣợng thơng tin kế tốn trên báo cáo tài chính của các ngân hàng thƣơng mại có hệ số β đều dƣơng nên cả bốn nhân tố trong mơ hình hồi quy đều ảnh hƣởng cùng chiều đến chất lƣợng thơng tin trình bày trên báo cáo tài chính. Các biến cịn lại khơng có ảnh hƣởng.
Xét bảng 4.4, ta thấy các biến này đều có hệ số Beta chuẩn hóa lớn hơn 0. Nếu so sánh tác động của các biến này lên biến QF thì SIZE1 có tác động mạnh nhất (hệ số chuẩn hóa Beta bằng 0.481).
Ta chấp nhận các giải thuyết:
H1: Quy mô ngân hàng càng lớn thì chất lƣợng thơng tin kế tốn trên báo cáo tài chính càng cao.
H4: Tỷ lệ sở hữu vốn của nƣớc ngồi có mối quan hệ cùng chiều với chất lƣợng thơng tin kế tốn.
H10: Các ngân hàng có tỷ lệ lợi nhuận sau thuế trên vốn chủ sở hữu (ROE) cao sẽ công bố thông tin chất lƣợng hơn.
H11: Các ngân hàng có niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn thì chất lƣợng thơng tin kế tốn cao hơn ở những ngân hàng không niêm yết.
H2: Quy mô của ban điều hành càng lớn thì chất lƣợng thơng tin kế tốn trên báo cáo tài chính càng cao.
H3: Có sự tác động tích cực giữa tuổi của ngân hàng và chất lƣợng thơng tin kế tốn trình bày trên báo cáo tài chính.
H5: Các ngân hàng có vốn Nhà nƣớc càng lớn thì chất lƣợng thơng tin càng giảm. H6: Tuổi của CEO có tác động ngƣợc chiều với chất lƣợng thơng tin kế tốn trên báo cáo tài chính.
H7: Tỷ lệ thành viên khơng điều hành của Hội đồng quản trị càng lớn thì chất lƣợng thơng tin kế tốn trên Báo cáo tài chính càng cao.
H8: Tỷ lệ nữ giới trong Ban điều hành càng cao thì chất lƣợng thơng tin kế tốn trên Báo cáo tài chính càng cao.
H9: Tỷ lệ sở hữu vốn của Ban giám đốc có mối quan hệ ngƣợc chiều với chất lƣợng thơng tin kế tốn trên báo cáo tài chính.
H12: Các ngân hàng đƣợc Big4 kiểm tốn thì chất lƣợng thơng tin kế tốn cao hơn những ngân hàng khác.
4.3. Bàn luận
Bài nghiên cứu sử dụng phần mềm SPSS 22.0 để phân tích mơ hình hồi quy tuyến tính, phân tích ảnh hƣởng của 12 nhân tố độc lập đến chất lƣợng thông tin kế tốn trên báo cáo tài chính. Mẫu đƣợc lựa chọn là 35 ngân hàng thƣơng mại ở Việt Nam. Sau khi phân tích ta thấy:
Biến thứ nhất có ảnh hƣởng đến chất lƣợng thơng tin kế tốn là biến Quy mơ ngân hàng, kết quả cho rằng Quy mơ ngân hàng càng lớn thì chất lƣợng thơng
tin kế tốn trên báo cáo tài chính càng cao, kết quả này trùng với kết quả của Owusu – Ansah (1988), Meek et al (1995), Apostolou (2000) và Jouini Fathi (2013). Các ngân hàng có quy mơ lớn thƣờng cần lƣợng vốn lớn, muốn có lƣợng vốn lớn thì họ cần phải minh bạch các thơng tin tài chính và cung cấp thơng tin nhiều hơn để tạo niềm tin cho các nhà đầu tƣ, giúp nhà đầu tƣ an tâm khi đầu tƣ vốn. Hơn nữa, các ngân hàng có quy mơ lớn thƣờng có mạng lƣới kinh doanh rộng, khối lƣợng sản phẩm và dịch vụ lớn, cấu trúc kinh doanh phức tạp. Do vậy các cấp quản lý cũng
nhƣ bộ phận kế tốn cần một hệ thống thơng tin đầy đủ và chi tiết hơn. Ngồi ra các ngân hàng lớn có nhiều nguồn lực tài chính để xây dựng bộ máy nhân sự kế tốn và đầu tƣ cho hệ thống phầm mềm quản lý tốt hơn các ngân hàng nhỏ. Thêm vào đó, theo lý thuyết chi phí đại diện, cơng ty có quy mơ lớn thƣờng có chi phí ủy nhiệm cao do việc tách biệt giữa quyền sở hữu và quyền quản lý. Do vậy để giảm thiểu chi phí này, các cơng ty có quy mơ lớn thƣờng lựa chọn việc công bố nhiều thông tin hơn, điều này làm tăng chất lƣợng thông tin trên báo cáo tài chính. Hiện nay các ngân hàng có quy mơ nhỏ, việc xử lý thơng tin kế tốn đa phần tập trung vào việc xử lý thông tin phục vụ hoạt động riêng lẻ từng bộ phận, dữ liệu chƣa đƣợc cập nhật kịp thời, do hạn chế về cơ sở hạ tầng, phần mềm quản lý chung đầu tƣ ban đầu rất tốn kém cả về chi phí và nhân lực, hơn nữa các ngân hàng nhỏ lo sợ đối thủ cạnh tranh nắm bắt thông tin quan trọng nên thƣờng che giấu bớt thông tin điều này làm giảm chất lƣợng thơng tin báo cáo tài chính. Chính vì vậy chất lƣợng thơng tin kế tốn của các ngân hàng nhỏ cũng vì thế mà khơng cao.
Biến Quy mô ngân hàng cũng có tác động mạnh nhất đến chất lƣợng thơng
tin báo cáo tài chính. Ngun nhân có thể là do đặc thù của ngành ngân hàng là kinh doanh tiền tệ, tổng tài sản lớn khiến uy tín doanh nghiệp tăng, khách hàng nhiều, lƣợng thông tin cần cung cấp cho nhà đầu tƣ, cho khách hàng và các đối tƣợng khác cũng phải tăng lên cả về số lƣợng và chất lƣợng.
Biến thứ hai có ảnh hƣởng đến chất lƣợng thơng tin kế tốn là biến Tỷ lệ sở hữu vốn của nƣớc ngồi, theo đó các ngân hàng có tỷ lệ vốn nƣớc ngồi càng lớn
thì chất lƣợng thơng tin kế tốn càng cao. Kết quả này trùng với kết quả nghiên cứu của Singhvi (1968), Khale aljfri (2014) và Sartawi et al. (2014). Điều này đƣợc giải thích là khoảng cách địa lý làm tách biệt quyền quản lý và quyền sở hữu, do đó các nhà đầu tƣ nƣớc ngồi cần nhiều thơng tin đƣợc cơng bố hơn để tăng cƣờng giám sát, điều này làm tăng chất lƣợng thơng tin kế tốn đƣợc công bố. Hơn nữa, các ngân hàng có nhà đầu tƣ nƣớc ngồi thƣờng nhận đƣợc nhân sự từ nƣớc ngoài đến trực tiếp tham gia điều hành và quản lý, vì vậy để phục vụ cho việc thống nhất hoạt động và báo cáo ra nƣớc ngồi thì thơng tin cơng bố cần đầy đủ và đƣợc chuẩn hóa với các tiêu chuẩn kế toán quốc tế. Với nền kinh tế Việt Nam hiện nay là nền kinh
tế hàng hóa nhiều thành phần, vận hành theo cơ chế thị trƣờng định hƣớng xã hội chủ nghĩa, các công ty nhà nƣớc làm ăn thƣờng kém hiệu quả, nhiều công ty làm ăn thua lỗ, sử dụng nguồn vốn không hợp lý. Các cơng ty này đang trong q trình cải cách và cổ phần hóa nhằm gia tăng năng lực và hiệu quả cạnh tranh trên thị trƣờng thế giới. Việc cổ phần hóa đi đơi với việc hình thành các thị trƣờng vốn, các kênh huy động vốn. Các mối quan hệ kinh tế gia tăng, dòng vốn lƣu chuyển nhanh sẽ góp phần tạo ra hiệu ứng tốt đối với các cơng ty. Vì vậy việc tham gia của các nhà đầu tƣ nƣớc ngồi sẽ có tác động mạnh mẽ đến mọi mặt của ngân hàng (từ việc tăng vốn đầu tƣ, phƣơng cách quản lý điều hành đến chất lƣợng dịch vụ), giúp ngân hàng công bố thông tin đầy đủ, minh bạch và đáng tin cậy hơn, điều này làm tăng chất lƣợng thơng tin báo cáo tài chính.
Biến thứ ba có ảnh hƣởng đến chất lƣợng thơng tin kế tốn là biến Lợi nhuận. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Singhvi (1968) và Rouf and Harun (2011). Hệ số ROE cho biết chính xác là một đồng vốn chủ sở hữu đƣa vào sản xuất kinh doanh thì thu đƣợc bao nhiêu đồng lợi nhuận, hệ số ROE càng cao, càng chứng tỏ công ty sử dụng hiệu quả đồng vốn của cổ đơng, và ROE càng cao thì cổ phiếu càng hấp dẫn nhà đầu tƣ. Lý thuyết chi phí đại diện cho rằng các cơng ty có lợi nhuận cao thì nhà quản trị muốn cơng bố nhiều thơng tin hơn nhằm nâng cao giá trị của công ty, đồng thời nhà quản trị cũng muốn chứng minh thành quả của mình với nhà đầu tƣ, điều này làm gia tăng chất lƣợng thơng tin kế tốn. Cịn theo lý thuyết tín hiệu, khi các doanh nghiệp có lợi nhuận cao, họ sẽ cơng bố nhiều thơng tin hơn nhằm phát ra tín hiệu để thu hút các nhà đầu tƣ. Vì vậy, các ngân hàng có lợi nhuận cao thì thơng tin đƣợc cơng bố càng nhiều và chất lƣợng thơng tin kế tốn trên báo cáo tài chính càng cao.
Biến cuối cùng có ảnh hƣởng đến chất lƣợng thơng tin kế toán trên báo cáo tài chính tại các ngân hàng thƣơng mại Việt Nam là Tình trạng niêm yết. Các ngân
hàng có niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn thì chất lƣợng thơng tin kế tốn cao hơn ở những ngân hàng không niêm yết. Các cơng ty niêm yết ngồi việc phải tn thủ Luật kế tốn cịn phải tuân thủ các quy định về công bố thông tin của Bộ tài
chính ngày 6/10/2015 hƣớng dẫn cơng bố thơng tin trên thị trƣờng chứng khốn, có hiệu lực từ ngày 01/01/2016). Đây là một trong những điều kiện bắt buộc các công