Chỉ tiêu Năm 2012 Năm 2013 Năm 2014
Số CTNY 246/281 182/306 192/326 Tỷ lệ (%) 87.54 59.47 58.89
Nguồn: Theo thống kê của SDGCK TPHCM
Qua bảng ta thấy số cơng ty chậm nộp BCTC cịn ở mức lớn, tính riêng năm 2013 có tới 28 trường hợp bị Ủy ban chứng khoán Nhà nước xử phạt, tình trạng chậm nộp BCTC này cũng xảy ra đối với báo cáo bán niên 2015.
Chất lượng thông tin trên BCTC không đáng tin cậy, thiếu trung thực, điều này được thể hiện ở sự chênh lệch đáng kể số liệu tài chính trước và sau khi kiểm tốn. Năm 2010 hầu hết các cơng ty bị giảm lợi nhuận sau kiểm toán, minh chứng là Công ty Cổ phần tập đoàn Sara với tỷ lệ lợi nhuận giảm hơn 60% sau kiểm tốn. Hoặc cơng ty Cổ phần Hàng hải Đơng Đơ, trước kiểm tốn lãi là 0.473 tỷ đồng, sau kiểm tốn lỗ tới 74,3 tỷ đồng. Năm 2011 tình trạng này cũng khá phổ biến, số liệu điều chỉnh hồi tố là khá cao điều này ảnh hưởng đến lợi ích của nhà đầu tư như Công ty Cổ phần Thép Việt Ý, lợi nhuận trươc kiểm toán là 110 tỷ đồng, sau kiểm tốn cịn 27.2 tỷ đồng. Năm 2013 tình hình lệch số liệu kiểm tốn khơng hề sụt giảm, có thể liệt kê là công ty Cổ phần Nhựa bao bì Vinh, cơng ty Cổ phần Viglacera Đông Anh, lợi nhuận sau kiểm toán giảm lần lượt là 141 triệu đồng và
phần Xây lắp Dầu khí Việt Nam khi cơng bố lợi nhuận sau th́ hợp nhất năm 2014 đã sụt giảm gần 70 tỷ đồng. Hay công ty cổ phần Ntaco lỗ 14,4 tỷ đồng thay vì lãi 187 triệu đồng như ban đầu.
Để nâng cao chất lượng BCTC khơng thể trơng chờ vào vai trị duy nhất của cơ quan quản lý mà còn phụ thuộc vào nhiều đối tượng tham gia hoạt động cơng bố thơng tin kế tốn và các nhân tố liên quan đến đặc điểm doanh nghiệp. Đồng thời các cơng ty phải đảm bảo tính cơng khai, minh bạch, tăng cường năng lực quản lý, giám sát và cưỡng chế thực thi, bảo vệ lợi ích của nhà đầu tư và lòng tin của thị trường là mục tiêu quan trọng nhất.
4.2. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu 4.2.1. Đánh giá độ phù hợp của mơ hình
Bài nghiên cứu sử dụng phần mềm SPSS 20.0 để phân tích mơ hình hồi quy đa biến, từ đó đưa ra được hệ số tương quan giữa các biến, hệ số chặn, hệ số hồi quy chuẩn, độ lệch phương sai, phương 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 đưa 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 được chứng minh là khơng phải phương trình nào càng nhiều biến sẽ phù hợp với mơ hình hơn.
Bảng 4.4: 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 .627a .393 .350 .019991 1.793
a. Predictors: (Constant), CURRE, PWOMEN, ROE, INDECEO, SIZE, NUMBER, CGOV, AGECEO, LEV, CONCUCEO, CFORE
b. Dependent Variable: QF
Nguồn: Phân tích SPSS của tác giả
Từ bảng 4.4, Ta có hệ số xác định R2 = 0.393 và R2 hiệu chỉnh = 0.350, có nghĩa là các biến độc lập giải thích được 35% phương sai của biến phụ thuộc, còn lại là sai số ngẫu nhiên hoặc các ́u 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 4.5)
Bảng 4.5: Bảng phân tích ANOVA
ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression .039 11 .004 8.962 .000b
Residual .061 152 .000
Total .100 163
a. Dependent Variable: QF
b. Predictors: (Constant), CURRE, PWOMEN, ROE, INDECEO, SIZE, NUMBER, CGOV, AGECEO, LEV, CONCUCEO, CFORE
Kiểm định F cho thấy Sig. = .000 <0.05. Như vậy mơ hình hồi quy là phù hợp
Kiểm định hiện tượng tự tương quan: Hệ số Durbin-Watson (d) được sử dụng
để kiểm tra xem có hiện tượng tự tương quan hay không trong phần dư của một phép phân tích hồi quy, trong thực tế khi kiểm định Durbin-Watson, người ta thường áp dụng quy tắc kiểm định đơn giản sau:
+ Nếu 1 < d < 3 thì kết luận mơ hình khơng có tự tương quan
+ Nếu 0 < d < 1 thì kết luận mơ hình có tự tương quan dương
+ Nếu 3 < d < 4 thì kết luận mơ hình có tự tương quan âm
Theo kết quả phân tích ở bảng 4.4, ta có d = 1.793, vậy 1< 1.793 < 3, cho thấy mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập với nhau: ta sử
dụng hệ số phóng đại phương sai VIF, với điều kiện VIF < 10 thì xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. 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
Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t Sig. Collinearity Statistics
B Std.
Error
Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .595 .036 16.589 .000 SIZE .018 .003 .441 5.790 .000 .687 1.456 NUMBER .000 .000 -.034 -.515 .608 .890 1.123 CFORE .028 .013 .176 2.173 .031 .611 1.637 CGOV .000 .003 .009 .126 .900 .828 1.208 CONCUCEO -.001 .004 -.014 -.191 .849 .769 1.300 AGECEO -.001 .003 -.011 -.165 .869 .916 1.091 PWOMEN .024 .008 .196 2.991 .003 .928 1.078 INDECEO -.004 .009 -.033 -.477 .634 .830 1.204 ROE .006 .003 .120 1.773 .078 .871 1.148 LEV -.001 .001 -.101 -1.411 .160 .772 1.296 CURRE .001 .001 .067 1.002 .318 .905 1.105 a. Dependent Variable: QF
Nguồn: Phân tích SPSS của tác giả
Theo bảng trọng số hồi quy 4.6, VIF của 11 biến độc lập đều nhỏ hơn 2, do đó các biến này không vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến.
Xét bảng 4.6, ta thấy có biến độc lập SIZE, CFORE, PWOMEN, ROE 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 SIZE, CFORE, PWOMEN đều có ý nghĩa thống kê (Sig. < 0.05), riêng biến ROE có Sig. < 0.1. Nếu so sánh tác động của các biến này lên biến QF thì SIZE có tác động mạnh nhất (hệ số chuẩn hóa Beta bằng 0.441). Các biến còn lại NUMBER, CGOV, CONCUCEO, AGECEO, INDECEO, LEV, CURRE có Sig. >0.05, khơng có ý nghĩa thống kê.
Kiểm định phương sai phần dư không đổi: Ta tiến hành kiểm định tương
quan hạng Spearman, với giả thuyết H0 là hệ số tương quan hạng của tổng thể bằng 0, nếu kết quả kiểm định không bác bỏ giả thuyết H0, có thể kết luận phương sai của sai số không thay đổi.
Bảng 4.7: Bảng kết quả kiểm định Spearman Correlations ABSRES Spearman's rho ABSRES Correlation Coefficient 1.000 Sig. (2-tailed) . N 164 SIZE Correlation Coefficient .001 Sig. (2-tailed) .992 N 164 NUMBER Correlation Coefficient .070 Sig. (2-tailed) .371 N 164 CFORE Correlation Coefficient .089 Sig. (2-tailed) .068 N 164 CGOV Correlation Coefficient .007 Sig. (2-tailed) .927 N 164 CONCUCEO Correlation Coefficient .090 Sig. (2-tailed) .249 N 164 AGECEO Correlation Coefficient -.028 Sig. (2-tailed) .724 N 164 PWOMEN Correlation Coefficient .035 Sig. (2-tailed) .658 N 164 INDECEO Correlation Coefficient .045 Sig. (2-tailed) .564 N 164 ROE Correlation Coefficient .022 Sig. (2-tailed) .783 N 164 LEV Correlation Coefficient -.129 Sig. (2-tailed) .099 N 164 CURRE Correlation Coefficient .094 Sig. (2-tailed) .232 N 164
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed). **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
Nguồn: Phân tích SPSS của tác giả
Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư: Phần dư có thể khơng tn theo luật phân phối chuẩn vì những lý do như: sử dụng sai mơ hình, số lượng các phần dư khơng đủ nhiều để phân tích…vì vậy chúng ta nên kiểm định điều này.
Biểu đồ 4.1: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Nguồn: Phân tích SPSS của tác giả
Theo biểu đồ 4.1, ta thấy phân phối trong phần dư xấp xỉ chuẩn, trung bình Mean gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std. Dev. = 1. Do đó có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
4.2.2. Phân tích tương quan hệ số Pearson (r)
Phân tích tương quan hệ số Pearson là để kiểm tra mối tương 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 tún tính, nếu
/r/ > 0.10 thì hai biến tương quan với nhau. Hệ số tương quan càng lớn thì mức độ tương quan càng cao, điều này có thể dẫn đến hiện tượng đa cộng tuyến khi kiểm định mơ hình hồi quy.
Bảng 4.8: Ma trận hệ số tương quan
Correlations
SIZE NUM BER
CFORE CGOV CONCU CEO AGE CEO PWO MEN INDE CEO
ROE LEV CUR RE QF SIZE Pearson Correlation 1 Sig. (2-tailed) N 164 NUMBER Pearson Correlation .027 1 Sig. (2-tailed) .730 N 164 164 CFORE Pearson Correlation .487** .191* 1 Sig. (2-tailed) .000 .015 N 164 164 164 CGOV Pearson Correlation -.086 -.152 -.143 1 Sig. (2-tailed) .273 .052 .069 N 164 164 164 164 CONCU CEO Pearson Correlation -.008 -.020 -.047 -.330** 1 Sig. (2-tailed) .923 .795 .547 .000 N 164 164 164 164 164 AGECEO Pearson Correlation .034 .165* .067 -.050 .095 1 Sig. (2-tailed) .665 .034 .393 .525 .226 N 164 164 164 164 164 164 PWOMEN Pearson Correlation .066 .094 .146 -.170* .085 .029 1 Sig. (2-tailed) .399 .231 .062 .030 .278 .715
N 164 164 164 164 164 164 164 164 ROE Pearson Correlation .137 .087 .221** -.053 .094 .091 -.052 .007 1 Sig. (2-tailed) .079 .271 .005 .499 .231 .248 .506 .929 N 164 164 164 164 164 164 164 164 164 LEV Pearson Correlation .157* -.056 -.183* -.025 -.055 -.090 -.095 -.075 .171* 1 Sig. (2-tailed) .045 .476 .019 .750 .486 .251 .225 .340 .028 N 164 164 164 164 164 164 164 164 164 164 CURRE Pearson Correlation -.077 .082 .047 -.047 .091 .109 -.013 .071 -.036 -.259** 1 Sig. (2-tailed) .325 .296 .554 .549 .248 .163 .867 .368 .647 .001 N 164 164 164 164 164 164 164 164 164 164 164 QF Pearson Correlation .531** .044 .457** -.088 .022 .046 .251** .008 .183* -.074 .052 1 Sig. (2-tailed) .000 .574 .000 .263 .784 .556 .001 .923 .019 .349 .509 N 164 164 164 164 164 164 164 164 164 164 164 164
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Kết quả ở bảng ma trận hệ số tương quan 4.7 cho thấy nhân tố có mối tương quan với QF gồm có SIZE, CFORE, PWOMEN, ROE với hệ số tương quan r đều lớn hơn 0.1, lần lượt là 0.531; 0.457; 0.251; 0.183, đồng thời Sig. của các nhân tố này đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 0.05.
4.2.3. Phân tích thống kê mơ tả
Bảng 4.9: Thống kê mô tả
Descriptive Statistics
N Minimum Maximum Mean Std. Deviation SIZE 164 10.560 13.436 11.86550 .618302 NUMBER 164 1 23 10.83 3.673 CFORE 164 .000 .490 .12602 .153521 CGOV 164 0 1 .48 .501 CONCUCEO 164 0 1 .33 .471 AGECEO 164 0 1 .49 .501 PWOMEN 164 .00 1.00 .1513 .19886 INDECEO 164 .00 1.00 .6274 .18636 ROE 164 .002 6.890 .16521 .534927 LEV 164 .06 13.75 1.4337 1.70122 CURRE 164 .38 23.21 2.4025 2.77357 QF 164 .769 .872 .80663 .024787 Valid N (listwise) 164
Nguồn: Phân tích SPSS của tác giả
Theo bảng thống kê 4.8, chỉ tiêu chất lượng TTKT, dao động từ 76.9 % đến 87.2 % với mức trung bình là 80.66 %, khoảng chênh lệch giữa giá trị lớn nhất và
nhỏ nhất là 10.3%, độ lệch chuẩn là 2.48% tương đối nhỏ cho ta thấy có sự khác biệt vừa phải giữa các chỉ số CLTTKT trong mẫu nghiên cứu.
Tuổi của công ty dao động từ 1 đến 23 năm, trung bình đạt 11 năm, nghĩa là có những cơng ty mới thành lập, nhưng cũng có những cơng ty thành lập từ rất lâu. Tỷ lệ vốn nước ngoài cao nhất là 49%, thấp nhất là 0%, trung bình một cơng ty có vốn nước ngoài là 12.6%, độ lệch chuẩn là 15.4% lớn hơn giá trị trung bình, cho thấy có sự chênh lệch lớn về vốn nước ngồi trong các cơng ty, có cơng ty đầu tư từ nước ngồi cao nhưng cũng có cơng ty khơng có đầu tư vốn từ nước ngồi. Kết cấu vốn nhà nước trung bình là 48%, nghĩa là trong 164 công ty trong mẫu thì có 79 cơng ty có vốn nhà nước chiếm từ 20% trở lên, 85 cơng ty có vốn nhà nước dưới 20% hoặc khơng có vốn nhà nước, độ lệch chuẩn là 50.1% chứng tỏ sự chênh lệch khá lớn, có cơng ty có vốn nhà nước cao, nhưng cũng có cơng ty khơng có. Tỷ lệ kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT và CEO là 33%, nghĩa là trong tổng mẫu 164 cơng ty thì có 54 cơng ty có sự kiêm nhiệm này, còn lại 110 cơng ty khơng có sự kiêm nhiệm, tỷ lệ khơng kiêm nhiệm cao hơn kiêm nhiệm, cho thấy một dự đốn tích cực về chất lượng thơng tin kế tốn. Tuổi của CEO trung bình đạt 49%, nghĩa là trong 164 cơng ty thì có khoảng 80 cơng ty có tuổi của CEO lớn hơn tuổi trung bình là 49 tuổi, cịn lại là các cơng ty có tuổi của CEO nhỏ hơn hoặc bằng 49 tuổi. Tỷ lệ nữ giới trong ban điều hành chiếm tỷ lệ 15.13 %, độ lệch chuẩn là 19.9% cao hơn tỷ lệ trung bình, điều này có nghĩa là tỷ lệ nữ giới ở các công ty dao động mạnh, có những cơng ty có tỷ lệ nữ giới là 100%, nhưng cũng có những cơng ty khơng có nữ trong ban điều hành. ROE trung bình chiếm 16.52%, như vậy tỷ lệ sinh lời trên vốn chủ sở hữu của 1 cơng ty bình qn là 16.52%, độ lệch chẩn là 53.5% khá cao, cho thấy tỷ suất sinh lời của các cơng ty có sự khác biệt lớn, có cơng ty có tỷ suất cao, nhưng cũng có những cơng ty rất thấp, thậm chí là lỗ.
4.3. Kết quả nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng BCTC
Dựa vào kết quả phân tích ở trên, ta chấp nhận các giả thuyết:
+ H1: Quy mô công ty càng lớn thì chất lượng thơng tin kế tốn trên BCTC càng cao.
+ H3: Tỷ lệ vốn nước ngồi có mối quan hệ cùng chiều với chất lượng TTKT. + H8: Có sự tác động tích cực của tỷ lệ nữ giới trong ban điều hành đến
CLTTKT
+ H9: Các cơng ty có tỷ lệ lợi nhuận sau th́ trên vốn chủ sở hữu cao sẽ công
bố thông tin chất lượng hơn.
Và bác bỏ các giả thuyết
+ H2: Có sự tác động tích cực giữa tuổi của cơng ty và chất lượng TTKT trình
bày trên BCTC.
+ H4: Các cơng ty có vốn nhà nước càng lớn thì chất lượng thông tin càng
giảm.
+ H5: Ở cơng ty có sự tách biệt chức danh Chủ tịch HĐQT và Tổng giám đốc
thì chất lượng thơng tin kế tốn cao hơn ở cơng ty có sự kiêm nhiệm.
+ H6: Tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT có mối quan hệ cùng chiều với
chất lượng TTKT trên BCTC.
+ H7: Tuổi của CEO có tác động ngược chiều với chất lượng TTKT trên
BCTC.
+ H10: Địn bẩy tài chính có tác động thuận chiều đến chất lượng TTKT.
+ H11: Công ty niêm yết ở Việt Nam với tính thanh khoản cao sẽ công bố
thơng tin chất lượng hơn.
Phương trình hồi quy chuẩn hóa:
Sơ đồ 4.1: Kết quả kiểm định mơ hình hồi quy
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Như vậy bài nghiên cứu cho thấy có bốn nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng