CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN
4.2. Kết quả xử lý dữ liệu mơ hình định giá
4.2.1.2. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Như đã đề cập ở chương 3, việc kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến được thực hiện thơng qua hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor – VIF). Kết quả thu được sau khi sử dụng phần mềm Eviews tính tốn hệ số VIF được thể hiện trong bảng 4.2. 0 10 20 30 40 50 60 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Series: Standardized Residuals Sample 2012 2014 Observations 468 Mean -2.56e-17 Median 0.014913 Maximum 1.437949 Minimum -1.323381 Std. Dev. 0.420857 Skewness -0.054658 Kurtosis 3.494457 Jarque-Bera 5.000545 Probability 0.082063
Bảng 4.2. Bảng kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến Collinearity Collinearity Statistics 𝐑𝟐𝐗𝐤(𝐤−𝟏) VIF (Constant) EPS 0.8218 5.612 BV 0.5852 2.411 BSIZE 0.1916 1.237 IND 0.2232 1.287 CCEO 0.1654 1.198 SIZE 0.2401 1.316 ROA 0.7128 3.482 LEVERAGE 0.1837 1.225 AUDITOR 0.1869 1.230
a. Dependent Variable: Normal Score of Pit using Van der Waerden's
Formula
Bảng 4.2 cho thấy hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến độc lập BSIZE, IND, CCEO, SIZE, LEVERAGE và AUDITOR đều nhỏ hơn 2 và các nhân tố EPS, BV và ROA có các hệ số tương ứng là 5.612, 2.411 và 3.482 đều nhỏ hơn 10, chứng tỏ mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
4.2.2. Lựa chọn mơ hình xử lý dữ liệu
Để lựa chọn mơ hình phù hợp trong hai mơ hình tác động cố định và tác động ngẫu nhiên, luận văn sử dụng kiểm định Hausman. Kết quả thu được từ phép kiểm định này được thể hiện trong bảng 4.3.
Bảng 4.3. Kết quả kiểm định Hausman
Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Kết quả kiểm định Hausman cho kết quả giá trị Chi bình phương là 74.23 và Prob. = 0.00 nhỏ hơn 5%. Như vậy mơ hình tác động ngẫu nhiên khơng phù hợp trong nghiên cứu này. Luận văn sẽ sử dụng mơ hình tác động cố định để xử lý dữ liệu bảng đã được thu thập và chuyển đổi bằng công thức Van Der Waerden.
4.2.3. Kiểm tra mức độ phù hợp của mơ hình
Việc kiểm tra mức độ phù hợp của mơ hình được thực hiện thơng qua kiểm định F bằng phần mềm Eviews có được kết quả thể hiện trong bảng 4.5.
Bảng 4.5. Bảng kiểm định F F Sig. F Sig.
19.515 0.000
Từ số liệu bảng 4.5, cho thấy so với mức ý nghĩa α = 0.05, Sig. F của mơ hình định giá tiến tới giá trị 0 nhỏ hơn 0.05 rất nhiều chứng tỏ mơ hình hồi quy được sử dụng rất có ý nghĩa và giá trị F – 19.515 lớn hơn giá trị F tới hạn (22,445,0.05) - 1.517. Do đó có thể bác bỏ giả thuyết H0 – Khơng có mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập.
Như vậy mơ hình định giá được sử dụng là phù hợp để đo lường mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc Pit – Giá cổ phiếu.
Bảng 4.6. Tóm tắt mơ hình định giá
Model R R Square Adjusted R Square
1 0.966 0.9341 0.896
Qua bảng 4.6, thấy được hệ số R là 0.966, R2
là 0.9341 và R2 điều chỉnh là 0.896. Dựa vào hệ số R2 điều chỉnh, có thể đưa ra kết luận rằng 89.6 % biến động của biến phụ thuộc giá cổ phiếu được các biến độc lập trong mơ hình định giá quyết định.
Điều này khẳng định một lần nữa, mơ hình đinh giá là hồn tồn phù hợp để đo lường mức độ ảnh hưởng đến giá cổ phiếu.
4.2.4. Kiểm tra tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc
Đê kiểm tra tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc trong mơ hình định giá, nghiên cứu sử dụng giá trị trọng số hồi quy có được sau khi xử lý bằng mơ hình tác động cố định trong Eviews. Mối quan hệ giữa các biến đặc điểm hội đồng quản trị và giá cổ phiếu được thể hiện thông qua trọng số hồi quy của các biến độc lập BSIZE, IND, CCEO.
Bảng 4.7. Bảng trọng số hồi quy
Dependent Variable: PIT
Method: Panel Least Squares
Sample: 2012 2014
Periods included: 3
Cross-sections included: 164
Total panel (unbalanced) observations: 468
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
EPS 0.216888 0.086753 2.500064 0.013 BV 0.00103 0.069668 0.014791 0.9882 BSIZE -0.068794 0.044071 -1.560991 0.0196 IND 0.039372 0.036908 1.066752 0.287 CCEO -0.064271 0.061275 -1.048893 0.0251 SIZE 0.337508 0.116267 2.902877 0.004 ROA 0.221884 0.083481 2.657898 0.0083 LEVERAGE -0.05849 0.055256 -1.058538 0.2907 AUDITOR 0.124439 0.070164 1.773539 0.0772 C -0.000103 0.01524 -0.006791 0.9946 Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.9341 Mean dependent var -3.00E-05 Adjusted R-
squared 0.895677 S.D. dependent var 0.989359 S.E. of regression 0.319553 Akaike info criterion 0.834037 Sum squared resid 30.12369 Schwarz criterion 2.367552 Log likelihood -22.16462 Hannan-Quinn criter. 1.437469 F-statistic 24.31105 Durbin-Watson stat 2.638627 Prob(F-statistic) 0
Nhìn vào kết quả trong bảng 4.7, ta thấy hệ số Durbin – Watson có giá trị 2.64 < 3, như vậy khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan trong mơ hình.
Về tác động của quy mô hội đồng quản trị đến mức độ phù hợp thơng tin kế tốn, giá trị trọng số hồi quy của BSIZE là -0.068794 và Prob. 0.0196 < 5%, có ý nghĩa thống kê. Điều này chỉ ra rằng biến độc lập BSIZE có tác động ngược chiều với biến phụ thuộc Pit.
Giá trị trọng số hồi quy của IND là 0.039372 và Prob. 0.287. Những số liệu này cho thấy mức độ độc lập của hội đồng quản trị không phải là một yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến thông tin kế toán.
Giá trị trọng số hồi quy của CCEO là -0.064271 và Prob. 0.0251 < 5%, có ý nghĩa thống kê. Bên cạnh đó hệ số tương quan của CCEO có giá trị -0.1248. Các con số này chỉ ra rằng biến độc lập CCEO có tác động ngược chiều với biến phụ thuộc Pit.
4.2.5. Kết luận kiểm định giả thuyết cho mơ hình định giá
Dựa vào bảng 4.7, các giả thuyết được đặt ra có kết quả như sau:
- Giả thuyết H1: Số lượng thành viên hội đồng quản trị càng nhiều thì mức độ phù hợp của thơng tin kế tốn càng thấp. Kết quả từ bảng 4.7 cho thấy kết quả của mơ hình tác động cố định đối với tác động của quy mô hội đồng quản trị đến chất lượng thơng tin kế tốn là tác động ngược chiều, có nghĩa là quy mơ càng lớn thì mức độ phù hợp của thơng tin kế tốn càng thấp, phù hợp với giả thuyết đã được đặt ra trong chương 3. Kết quả này còn phù hợp với những kết quả nghiên cứu của Jensen (1993), Yermack (1996), Forbes và Milliken (1999), Firth, Fung, và Rui (2006), những hội đồng quản trị có ít thành viên sẽ tạo ra cơ chế giám sát hiệu quả hơn, khả năng phối hợp hiệu quả hơn giữa các thành viên. Như vậy giả thuyết H1 được chấp nhận đối với các doanh nghiệp trong thị trường chứng khốn TP. Hồ Chí Minh.
- Giả thuyết H2: Mức độ độc lập của các thành viên hội đồng quản trị có tác động tích cực đến chất lượng thơng tin kế tốn. Kết quả thu được sau khi xử lý dữ
liệu chỉ ra rằng mức độ độc lập của hội đồng quản trị không phải là một yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến thơng tin kế tốn. Phủ nhận giả thuyết H2. Tuy giá trị của trọng số hồi quy của tích chéo EPS X IND và BV X IND thể hiện rằng, mức độ độc lập của hội đồng quản trị có tác động tích cực đến thơng tin kế tốn, tuy nhiên các số liệu này lại khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này trái với kết quả thu được từ các nghiên cứu của Fama và Jensen (1983), Holtz và Sarlo Neto (2014). Nguyên nhân của kết quả này có thể do việc sử dụng mơ hình định giá của Ohlson (1995) trong đo lường mức độ phù hợp của thơng tin kế tốn. Kết quả thu được có thể thay đổi nếu một mơ hình khác được áp dụng.
- Giả thuyết H3: Các doanh nghiệp có cấu trúc lãnh đạo phân tách có tác động tích cực đến chất lượng thơng tin kế toán. Kết quả từ bảng 4.7 chỉ ra rằng sự tách biệt giữa chức vụ chủ tịch hội đồng quản trị và giám đốc điều hành có mối quan hệ ngược chiều với mức độ phù hợp của thơng tin kế tốn. Với việc luận văn đặt giá trị 0 cho cấu trúc lãnh đạo phân tách và giá trị 1 cho cấu trúc lãnh đạo kết hợp, kết quả thu được chỉ ra rằng cấu trúc lãnh đạo phân tách đem lại thơng tin kế tốn tốt hơn. Điều này hoàn toàn phù hợp với kết quả thu được từ các nghiên cứu của Fama và Jensen (1983), Osma (2006) cũng như những lập luận được đưa ra trong lý thuyết đại diện. Kết quả này chấp nhận giả thuyết H3 đã được đặt ra về mối quan hệ giữa cấu trúc lãnh đạo và mức độ phù hợp của thơng tin kế tốn.
Sau quá trình kiểm định mơ hình định giá, có thể nhận thấy rằng có hai yếu tố trong các đặc điểm hội đồng quản trị có tác động đáng kể đến mức độ phù hợp của thông tin kế tốn tại các cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khốn TP. Hồ Chí Minh, đó là quy mơ hội đồng quản trị và sự tách biệt vai trò của chủ tịch hội đồng quản trị và giám đốc điều hành. Quy mơ hội đồng quản trị có tác động ngược chiều với mức độ phù hợp của thông tin kế tốn, nghĩa là quy mơ hội đồng quản trị càng nhỏ thì mức độ phù hợp của thơng tin kế tốn càng cao. Sự tách biệt vai trị của chủ tịch hội đồng quản trị và giám đốc điều hành có tác động ngược chiều đến mức độ
phù hợp của thơng tin kế tốn, cấu trúc lãnh đạo phân tách sẽ đem lại thơng tin kế tốn tốt hơn cho người sử dụng.
Bên cạnh hai yếu tố đó, yếu tố mức độ độc lập của các thành viên hội đồng quản trị có dấu hiệu tác động tích cực đến thơng tin kế tốn tại các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khốn TP. Hồ Chí Minh, tuy nhiên các dấu hiệu này là chưa đủ mạnh để có thể đưa ra kết luận về mối quan hệ này.
Bảng 4.8. Tóm tắt kết quả nghiên cứu Giả Giả
thuyết
Mối quan hệ kỳ vọng
Mối quan hệ sau
khi kiểm tra Mức ý nghĩa Kết luận
H1 - - Có ý nghĩa thống kê Chấp nhận
H2 + + Khơng có ý nghĩa
thống kê Bác bỏ
TĨM TẮT CHƯƠNG 4
Qua chương 4 có thể thấy:
- Sau quá trình kiểm tra và chuyển đổi dữ liệu, mơ hình định giá đã thỏa mãn các giả định đặt ra trong mơ hình hồi quy.
- Sau khi xem xét kết quả thu được, đưa ra kết quả kiểm định các giả thuyết đã được đặt ra trong chương 3 như sau:
• Chấp nhận giả thuyết H1, tức các cơng ty có quy mơ hội đồng quản trị càng nhỏ sẽ cung cấp thơng tin phù hợp hơn hay có được chất lượng thơng tin kế tốn tốt hơn.
• Chấp nhận giả thuyết H3, giả thuyết được đưa ra là các doanh nghiệp có cấu trúc lãnh đạo phân tách sẽ cung cấp thơng tin kế tốn tốt hơn, kết quả thu được chỉ ra hướng tương tự.
• Bác bỏ giả thuyết H2, q trình kiểm định chỉ ra giá trị trọng số hồi quy thu được đối với biến độc lập IND là khơng có ý nghĩa thống kê, vì vậy khơng thể kết luận về mối quan hệ giữa mức độ độc lập của các thành viên hội đồng quản trị đến chất lượng thơng tin kế tốn.
- Những kết luận giả thuyết trên phù hợp với nhận định được đưa ra trong nghiên cứu của Zahra và Pearce (1989) và Abdul Rahman and Ali (2006). Bên cạnh đó việc chấp nhận giả thuyết H3 phù hợp với kết quả nghiên cứu của Fama và Jensen (1983), Osma (2006), Firth, Fung và Rui (2007) và một số nghiên cứu khác liên quan cũng như lý thuyết đại diện.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 5.1. Kết luận chung 5.1. Kết luận chung
Chất lượng thơng tin kế tốn là một vấn đề được quan tâm rất nhiều trong thời gian gần đây, một thơng tin kế tốn tốt có thể dẫn đến một quyết định đầu tư hiệu quả, một chính sách đúng đắn. Có rất nhiều yếu tố tác động đến chất lượng thơng tin kế tốn như quy mô doanh nghiệp, lĩnh vực hoạt động, nhân viên, đội ngũ quản lý… Trong luận văn này chỉ tập trung nghiên cứu một mảng nhỏ trong những yếu tố này, đó là các đặc điểm hội đồng quản trị, đi sâu vào ba yếu tố đó là quy mơ hội đồng quản trị, mức độ độc lập của các thành viên hội đồng quản trị và sự tách biệt vai trò của chủ tịch hồi đồng quản trị và giám đốc điều hành.
Kết quả thu được từ việc nghiên cứu báo cáo tài chính và những thơng tin liên quan trên thị trường chứng khốn TP. Hồ Chí Minh của 156 cơng ty trong giai đoạn từ năm 2012 đến năm 2014 thơng qua hai mơ hình định giá mở rộng được vận dụng từ nghiên cứu của Alkdai (2012) đánh giá một yếu tố tương đối quan trọng đối với thơng tin kế tốn là mức độ phù hợp của thông tin. Kết quả này sẽ phần nào đưa ra một thước đo đánh giá chất lượng thơng tin kế tốn được cơng bố của doanh nghiệp để các nhà đầu tư làm cơ sở khi ra xem xét việc ra quyết định đầu tư vào doanh nghiệp đó.
Sau q trình thực hiện kiểm tra các giả định của mơ hình hồi quy bội bao gồm phân phối chuẩn của phần dư, hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai thay đổi, cũng như sau khi sử dụng kiểm định Hausman, mơ hình tác động cố định đã được lựa chọn để xử lý dữ liệu, luận văn sử dụng phần mềm Eviews để xác định mối quan hệ giữa các đặc điểm hội đồng quản trị đến chất lượng thơng tin kế tốn tại các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán TP. Hồ Chí Minh thơng qua giá trị của trọng số hồi quy. Kết quả kiểm tra các giả thuyết đặt ra, chỉ ra rằng quy mô hội đồng quản trị có tác động cùng chiều với chất lượng thơng tin kế tốn và sự tách
biệt vai trò chủ tịch hồi đồng quản trị và giám đốc điều hành có tác động cùng chiều với chất lượng thơng tin kế tốn.
- Quy mô hội đồng quản trị tác động ngược chiều với chất lượng thơng tin kế tốn: Điều này có thể được giải thích như sau, một hội đồng quản trị có ít thành viên sẽ góp phần giảm thiểu các chi phí quản lý khơng cần thiết cũng như chi phí đại diện cho doanh nghiệp ở đây là chi phí giám sát. Hội đồng quản trị có quy mơ nhỏ sẽ giúp cho việc phối hợp, thảo luận và đưa ra ý kiến quyết định được thực hiện một cách đơn giản và tốn ít thời gian hơn so với một hội đồng quản trị có quy mơ lớn. Khơng thể phụ nhận một hội đồng quản trị đông thành viên với đa dạng về kinh nghiệm, lĩnh vực, kiến thức sẽ có thể nhìn nhận một vấn đề phát sinh một cách sâu sắc và nhiều chiều hơn, tuy nhiên khơng thể chắc chắn rằng một doanh nghiệp có thể sử dụng hết những sự đa dạng này một cách hiệu quả.
- Sự tách biệt vai trò chủ tịch hội đồng quản trị và giám đốc điều hành làm cho chất lượng thơng tin kế tốn tốt hơn. Trong khi các nghiên cứu của Fama và Jensen (1983), Osma (2006) chỉ ra rằng, một doanh nghiệp có cấu trúc lãnh đạo tách biệt sẽ hoạt động hiệu quả hơn và đem đến thơng tin kế tốn tốt hơn, bên cạnh đó lý thuyết đại diện còn chỉ ra rằng khi quyền lực nằm hết trong tay một người, họ sẽ có xu hướng tối đa hóa lợi ích cá nhân của mình thơng qua việc điều chỉnh báo cáo tài chính, đánh giá chất lượng cơng việc của chính bản thân mình. Thì kết quả thu được từ nghiên cứu này lại đưa ra kết quả hoàn toàn phù hợp với những kết luận nêu trên, đó là cấu trú lãnh đạo phân tách sẽ đem lại thơng tin kế tốn tốt hơn cho người sử dụng
5.2. Những hạn chế của đề tài
Đề tài được đặt ra là ảnh hưởng của các đặc điểm hội đồng quản trị đến chất lượng thơng tin kế tốn tại các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán