Tổng số công ty niêm yết n m 3 303
Giảm trừ:
Số cơng ty tài chính 17
Số cơng ty phi tài chính chƣa nộp BCTC đƣợc kiểm tốn (tính đến ngày 08/04/2014)
11
Tổng thể cần điều tra 275
Số công ty trong mẫu (n = N/(1+N(e)2) 100
Nguồn: Theo tổng kết của tác giả.
3.54.2. P ƣơn p p t u thập dữ liệu
Dữ liệu trong nghiên cứu đƣợc lấy từ các BCTN cho năm tài chính kết thúc ngày 31/12/2013 của các DN niêm yết trên sàn HOSE. Ngƣời nghiên cứu tải 100 BCTN cùng các phụ lục đính kèm theo phƣơng pháp chọn ngẫu nhiên. Sau đó, tác giả lấy dữ liệu của biến phụ thuộc và các biến độc lập từ 100 BCTN và các phụ lục kèm theo bao gồm: CBTT, loainganh, kiemtoan, thanhkhoan, loinhuan, tpHĐQT, vonHĐQT, DT thuần, tổng tài sản, DB, SHNN.
3.5. P ƣơn p p p ân tíc số liệu
Nghiên cứu sử dụng phần mềm SPSS 20.0 để phân tích mơ hình, phân tích tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc. Để xử lý số liệu, nghiên cứu thực hiện các phƣơng pháp phân tích sau:
3.5. . T ốn kê mô tả
Thống kê mô tả đƣợc sử dụng để mô tả hoặc suy luận về một tập dữ liệu, hay nói cách khác nó là cơng cụ để tóm tắt và trình bày dữ liệu. Theo Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) thì các đại lƣợng thống kê mơ tả chỉ đƣợc tính đối với các biến định lƣợng. Nếu tính các đại lƣợng này đối với các biến định tính thì
33
kết quả sẽ khơng có ý nghĩa. Trong luận án này, thống kê mơ tả đƣợc sử dụng để tính tốn số quan sát, giá trị trung bình, giá trị lớn nhất, nhỏ nhất và độ lệch chuẩn của biến phụ thuộc chỉ số CBTT và bảy biến độc lập định lƣợng bao gồm
thanhkhoan, loinhuan, tpHĐQT, vonHĐQT, quymo, donbay, sohuuNN.
3.5. . P ân tíc tƣơn quan
Phân tích tƣơng quan đo lƣờng ảnh hƣởng hay liên hệ giữa các biến định lƣợng trong phƣơng trình hồi quy. Hai biến đƣợc coi là có mối tƣơng quan chặt chẽ khi hệ số tƣơng quan từ 0.5 trở lên (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Trong nghiên cứu này, kiểm định Pearson đƣợc thực hiện để phát hiện mối tƣơng quan giữa các biến định lƣợng trong mơ hình là thanhkhoan, loinhuan, tpHĐQT, vonHĐQT, quymo, donbay, sohuuNN và CBTT.
Luận án này sử dụng hệ số tƣơng quan Pearson không chỉ để kiểm định mối quan hệ giữa các biến, mà còn để phát hiện các vấn đề đa cộng tuyến giữa các biến. Đa cộng tuyến tồn tại khi hai hay nhiều biến độc lập có mối tƣơng quan rất cao với nhau. Nếu đa cộng tuyến tồn tại trong một phƣơng trình, nó có thể gây khó khăn trong việc phân biệt những tác động của từng biến độc lập lên biến phụ thuộc (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Để kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến, chỉ số thƣờng dùng là hệ số phóng đại phƣơng sai VIF (variance inflation factor). Thơng thƣờng, nếu VIF của biến độc lập nào đó lớn hơn 10 thì hiện tƣợng đa cộng tuyến có thể xảy ra (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
3.5.3. Kiểm địn t-test
Kiểm định t-test đƣợc sử dụng để mơ tả về giá trị trung bình, độ lệch chuẩn của các biến định tính cũng nhƣ đánh giá mức độ giải thích biến phụ thuộc của các biến định tính. Kiểm định t-test giúp phát hiện sự khác biệt về mức độ CBTT trung bình của hai nhóm độc lập trong một biến. Dựa vào kiểm định này, ta có thể biết đƣợc hai nhóm của một biến độc lập có giá trị trung bình khác biệt về mức độ CBTT hay khơng. Nếu khác biệt đó càng lớn thì mức độ ảnh hƣởng của biến đó lên mức độ CBTT càng lớn và ngƣợc lại. Nghiên cứu sử dụng t-test để kiểm tra các biến độc lập loainganh, kiemtoan.
34
3.5. . P ân tíc ồi quy đa biến
Phân tích hồi quy là một công cụ thống kê thƣờng đƣợc sử dụng để kiểm tra các mối quan hệ tuyến tính giữa một biến phụ thuộc duy nhất và một tập hợp các biến dự báo. Khi sử dụng mơ hình hồi quy bội chúng ta cần chú ý sự phù hợp và kiểm tra các giả thuyết của nó. Trong nghiên cứu này, phân tích hồi quy dùng để kiểm tra các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H6, H7, H8, H9 đã nêu ở chƣơng hai.
35
Kết luận chƣơn 3:
Chƣơng 3 cung cấp một mô tả chung về phƣơng pháp tiếp cận nghiên cứu áp dụng cho luận án này.
Mẫu nghiên cứu gồm 100 công ty (chiếm khoảng 35% tổng thể) đƣợc chọn theo phƣơng pháp xác suất từ các công ty niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán TP.HCM. BCTN của các DN là trọng tâm của nghiên cứu vì vai trị chính của nó trong giao tiếp giữa các doanh nghiệp và các bên liên quan tại Việt Nam.
Ngƣời nghiên cứu chọn phƣơng pháp chỉ số CBTT để đo lƣờng mức độ CBTT sau đó tiến hành thu thập thơng tin của nhân tố bị tác động dựa trên phƣơng pháp đo lƣờng không trọng số.
Phƣơng pháp đo lƣờng các nhân tố tác động đã đƣợc xây dựng và phục vụ cho cơng tác thu thập thơng tin. Mơ hình đƣợc phân tích dựa trên các phƣơng pháp nhƣ thống kê mơ tả, phân tích tƣơng quan, kiểm định t-test và phân tích hồi quy bội.
Chƣơng kế tiếp cung cấp số liệu thống kê mô tả cho biến phụ thuộc và biến độc lập.
36
CHƢƠNG . KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN
4.1. Kết quả nghiên cứu
Bảng 4.1 mô tả thống kê các biến đƣợc sử dụng trong mơ hình. Nhìn chung, mức độ CBTT của các công ty chƣa thực sự cao (72.85%). Tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT trung bình là 7.46%, có thể thấy trong các doanh nghiệp, số thành viên độc lập rất ít, số thành viên vừa nằm trong HĐQT vừa điều hành hay có mối quan hệ với cơng ty chiếm đa số.
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến địn lƣợng
Số quan s t Gi trị n ỏ n ất Gi trị lớn n ất Gi trị trun bìn Độ lệc c uẩn C ỉ số CBTT 100 0.52 0.94 0.7285 0.08316 Tín t an k oản 100 .29 229.78 4.5210 22.84970 Lợi n uận 100 -3.67 .47 .0179 .43037 Đòn bẩy 100 .02 1.98 .5174 .27819 DT t uần(tỷ đồn ) 100 13.91 31586.01 2352.9653 5001.97461 Tổn tài sản(tỷ đồn ) 100 159.89 75772.65 3622.2205 9599.96394 Sở ữu NN (%) 100 .00 49.00 13.5974 15.65054 T àn p ần HĐQT 100 .00 .67 .0746 .13408 Tỷ lệ SHV HĐQT (%) 100 .34 56.43 14.0626 14.30183
37
Kết quả kiểm định t-test (kiểm định giả thuyết về trị trung bình giữa hai tổng thể) đƣợc trình bày trong bảng 4.2. Mục đích của kiểm định này là giúp phát hiện sự khác biệt về mức độ CBTT trung bình của hai nhóm trong một biến định tính. Nghiên cứu sử dụng t-test để kiểm tra các biến độc lập định tính là loainganh, kiemtoan. Bảng 4.2 cho ta thấy giá trị Sig trong kiểm định t của biến loainganh và kiemtoan lần lƣợt bằng bằng 0.251 và 0.479, lớn hơn 0.05. Nhƣ vậy ta kết luận rằng
khơng có sự khác biệt có ý nghĩa về mức độ CBTT giữa nhóm các DN sản xuất và phi sản xuất cũng nhƣ giữa nhóm cơng ty Big4 và nonBig4.
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định t-test
Loại ngành/Cơng ty kiểm tốn Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Mức ý n ĩa Chỉ số CBTT Công ty sản xuất 43 0.7395 0.0805 0.251
Công ty phi sản xuất 57 0.7202 0.08486
Big4 35 0.7366 0.07412
0.479
38
Bảng 4.3 cho kết quả về hệ số tƣơng quan giữa các biến. Mục đích của phân tích tƣơng quan là kiểm tra mối tƣơng quan chặt chẽ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc để loại bớt các nhân tố xấu trƣớc khi chạy hồi quy. Bảng 4.3 cho thấy chỉ số CBTT tƣơng quan ý nghĩa với DB, tpHĐQT, vonHĐQT, SHNN ở các mức ý
nghĩa 1% và 5%, các biến cịn lại thì khơng. Vì vậy các biến DB, tpHĐQT, vonHĐQT, SHNN đƣợc chọn để chạy mơ hình hồi quy.
Hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập trong mơ hình khơng có cặp nào lớn hơn 0,8 với hệ số cao nhất là 0,625 giữa Tổng tài sản và Doanh thu thuần. Do đó khi sử dụng mơ hình hồi quy, sẽ ít có khả năng gặp hiện tƣợng đa cộng tuyến.
39 Bảng 4.3. Ma trận tƣơn quan Chỉ số CBTT Tính thanh khoản Địn bẩy Thành phần HĐQT Tỷ lệ sở hữu vốn của HĐQT Doanh thu thuần Tổng tài sản Sở hữu nƣớc ngoài Lợi nhuận Chỉ số CBTT 1 Tính thanh khoản 0.097 1 Địn bẩy .387** .480** 1 Thành phần HĐQT .328 ** 0.129 0.135 1 Tỷ lệ sở hữu vốn của HĐQT -.213* -0.051 0.111 -0.033 1 Quy mô (Doanh thu thuần) 0.12 -0.058 0.078 -0.009 0.002 1 Quy mô (Tổng tài sản) 0.102 -0.044 0.084 0.069 0.178 .625 ** 1 Sở hữu nƣớc ngoài .219 * -0.022 -.303** 0.009 -0.146 .347** .243* 1 Lợi nhuận -0.169 0.017 -.281** -0.042 -0.061 0.142 0.12 0.187 1 ** Tƣơng quan có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 0.01 ( 2-tailed)
40
Bảng 4.4 trình bày kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là CBTT; các biến độc lập là tpHĐQT, vonHĐQT, ĐB, SHNN.
Theo bảng 4.4 mơ hình hồi quy phù hợp với mức ý nghĩa 0.1% có dạng nhƣ sau:
CBTT = 0.636 + 0.142 DB + 0.002 SHNN + . 7 tpHĐQT – 0.001 vonHĐQT
Trong mơ hình này, các biến DB, SHNN, tpHĐQT, vonHĐQT có ý nghĩa thống kê với các mức ý nghĩa tƣơng ứng 0.1%; 0.1%, 1% và 5%. Ngoài ra hệ số VIF của tất cả các biến đều nhỏ hơn 10 chứng tỏ mơ hình khơng có dấu hiệu của hiện tƣợng đa công tuyến. Đồng thời giá trị của thống kê d (Durbin-Watson) bằng 1.742 (du=1.741<d= 1.742 < 4-du=2.259) nằm trong miền khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan.
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy đa biến
B Std. Error t Sig. VIF
(Constant) .636 .019 10.497 .000 Đòn bẩy .142 .026 5.563 .000 1.131 Sở hữu nƣớc ngoài (%) .002 .000 3.887 .000 1.119 Thành phần HĐQT .157 .051 3.114 .002 1.023 Tỷ lệ sở hữu vốn của HĐQT (%) -.001 .000 -2.556 .012 1.029 R2 .384 R2 hiệu chỉnh .358 Sig ( F- statistic ) .000b Durbin-Watson 1.742
41
Nhƣ vậy kết quả trên đã cho thấy DB, SHNN, tpHĐQT, vonHĐQT thỏa mãn tất cả các giả định cho mơ hình hồi quy, do đó có thể dùng để giải thích cho sự biến động của mức độ CBTT từ sở giao dịch chứng khoán TPHCM.
4.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Qua kết quả thống kê mô tả về các biến trong mơ hình cho thấy mức độ CBTT trung bình của các DN niêm yết trên sàn HOSE chƣa thực sự cao (72.85%). Điều này ngụ ý các DN cần tăng cƣờng mức độ CBTT nhằm nâng cao tính minh bạch của thị trƣờng. Ngồi ra, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tại các DN niêm yết ở mức thấp (7.46%), chƣa đáp ứng đƣợc theo yêu cầu của Thông tƣ 121/2012/TT- BTC về quản trị công ty là 1/3 số thành viên HĐQT phải là độc lập.
Kết quả hồi quy ở Bảng 4.4 xem xét ảnh hƣởng của các đặc điểm DN lên mức độ CBTT trên BCTN của các DN niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán TP.HCM. Kết luận chính đƣợc rút ra từ phân tích hồi quy là các biến thành phần HĐQT, tỷ lệ sở hữu vốn của HĐQT, đòn bẩy, tỷ lệ sở hữu nƣớc ngồi có ảnh hƣởng mạnh mẽ lên mức độ CBTT, phù hợp với các giả thuyết đƣa ra. Thứ nhất, cơng ty có tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập càng cao thì mức độ CBTT càng cao. Bởi lẽ các thành viên HĐQT độc lập có thể giám sát tốt hơn hành vi của các nhà quản lý và có xu hƣớng khuyến khích CBTT nhiều hơn. Nghiên cứu của Yanesari và cộng sự (2012) cũng tìm thấy kết quả tƣơng tự. Thứ hai, DN có mức độ tập trung cổ phiếu vào HĐQT cao thì mức độ CBTT càng thấp. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm của Sartawi và cộng sự (2012). Thứ ba, địn bẩy tài chính cũng có tác động tích cực đến mức độ CBTT ở mức ý nghĩa 0.1%, phù hợp với kết quả nghiên cứu của Bhayani (2012). Cuối cùng, tỷ lệ sở hữu của cổ đơng nƣớc ngồi cũng có tác động tích cực đến mức độ CBTT. Phát hiện này hỗ trợ giả thiết 9 và phù hợp với kết quả nghiên cứu của Aljifri & Alzarouni (2013). Ngồi ra, nó cũng phù hợp với lập luận rằng để thu hút các nhà đầu tƣ nƣớc ngồi, cơng ty sẽ công bố thêm thông tin để giảm bất đối xứng thơng tin.
Các biến cịn lại nhƣ loại ngành, công ty kiểm tốn, lợi nhuận, tính thanh khoản, quy mơ khơng có mối quan hệ với mức độ CBTT. Kết quả này phù hợp với nhiều nghiên cứu trƣớc nhƣ nghiên cứu của Aljifri & Alzarouni (2013) về yếu tố lợi nhuận và tính thanh khoản, nghiên cứu của Alsaeed (2006) về yếu tố loại ngành, cơng ty kiểm tốn, Popova và cộng sự (2013) về yếu tố quy mô.
42
Kết luận c ƣơn :
Trong chƣơng 4, ngƣời nghiên cứu đã sử dụng kỹ thuật thống kê mô tả, ma trận hệ số tƣơng quan, kiểm định t-test và mơ hình hồi quy tuyến tính bội để phân tích các nhân tố tác động đến mức độ CBTT.
Phép thống kê mơ tả cho thấy nhìn chung mức độ CBTT của các doanh nghiệp niêm yết vẫn chƣa cao, đặc biệt là các thông tin về HĐQT cần đƣợc lƣu ý để công bố nhiều hơn. Hiện nay hầu hết các doanh nghiệp vẫn chƣa đáp ứng đƣợc quy định về 1/3 số thành viên trong HĐQT là thành viên độc lập.
Với phân tích ma trận hệ số tƣơng quan thấy đƣợc rằng các nhân tố: đòn bẩy, thành phần HĐQT, tỷ lệ sở hữu vốn HĐQT, tỷ lệ sở hữu nước ngoài tác động
đến mức độ cơng bố thơng tin và khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan giữa các biến độc lập. Với phân tích t-test, kết quả phân tích cho thấy các nhân tố: loại ngành,
cơng ty kiểm tốn khơng có tác động đến mức độ cơng bố thơng tin.
Từ kết quả nghiên cứu có đƣợc từ mơ hình đề nghị. Chín biến đƣợc xem là có ảnh hƣởng đến tính minh bạch thông tin doanh nghiệp, sau khi dùng các phƣơng pháp phân tích hồi quy bội thì biến địn bẩy, thành phần HĐQT, tỷ lệ sở hữu vốn HĐQT, tỷ lệ sở hữu nước ngồi có ý nghĩa thống kê.
43
CHƢƠNG : KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
5.1. Kết luận
Nghiên cứu này sử dụng mẫu gồm 100 công ty niêm yết trên HOSE để xem xét ảnh hƣởng của các đặc điểm DN đến mức độ CBTT. Phân tích cho thấy mức độ CBTT trung bình của các DN niêm yết trên sàn HOSE là 72.85%, phản ánh mức độ vừa phải của CBTT. Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tại các DN niêm yết ở mức thấp so với yêu cầu đặt ra cho các công ty niêm yết (7.46%), đòi hỏi các DN cần cải thiện, thay đổi cơ cấu thành phần HĐQT. Kết quả hồi quy chỉ ra rằng các biến thành phần HĐQT, tỷ lệ sở hữu vốn của HĐQT, địn bẩy, tỷ lệ sở hữu nƣớc ngồi có ảnh hƣởng mạnh mẽ lên mức độ CBTT. Trong đó, biến tỷ lệ sở hữu vốn của HĐQT có tác động tiêu cực. Các biến khác dƣờng nhƣ khơng có ảnh hƣởng tới mức độ CBTT của các công ty trong mẫu nghiên cứu.
5.2. Kiến nghị và gợi ý chính sách
. . . C c kiến n ị n ằm t n cƣờn mức độ CBTT
Thông tin là một trong những yếu tố quan trọng và không thể thiếu trong việc ra quyết định đầu tƣ. Mức độ CBTT cao của các công ty giúp tăng cƣờng lƣợng thơng tin hữu ích cho ngƣời sử dụng để từ đó thu hút thêm cổ đơng đồng thời giúp duy trì một thị trƣờng vốn hiệu quả. Vì vậy, minh bạch thông tin đƣợc coi nhƣ là trách nhiệm và nghĩa vụ của những tổ chức tham gia trên thị trƣờng chứng khoán. Dựa trên kết quả nghiên cứu, một vài kiến nghị đƣợc đề xuất nhằm mục đích tăng cƣờng mức độ CBTT nhƣ: (i) Tăng hệ số nợ để tăng mức độ CBTT; (ii) Tăng tỷ lệ
thành viên độc lập trong HĐQT để tăng mức độ CBTT; (iii) Tăng tỷ lệ sở hữu nước