4.1. Phan tích báo cáo tài chính
Bảng 4. 1. Phân tích một số chỉ tiêu tài chính chủ yếu
STT Chỉ tiêu Don Năm Năm Nam Nam Năm Năm Năm Năm Nam Nam
vị 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021
Y kién chap ;
nhinton Y ig 19 19 2 20 20 20 19 19 18
phan kién Y kién kiém
toán ngoại trừ
Tỷ suất lợi
nhuận trên
vốn CSH Lan 002 0,13 0,11 017 013 012 O,1S 0,12 0,15 0,86
(ROE) trung binh
Ty suat sinh
lời của tài san (ROA) trung binh
Hệ số kha
năng thanh
toán tổng Lần 1.77 DẦN đŸ | 1,88 2,45 2,51 1,99 2,18 2,31 3,63 4,16
quat trung binh
com Lin 0,61 0,58 0,58 0,51 053 0,58 0,55 0,54 057 0,78
Hé sé no trén vén
CSH trung binh
kién
Lần 0,01 0,05 0,04 0,08 0,05 0,04 0,07 0,05 0,06 0,12
Lan 212 2,00 1,85 162 1,82 2,06 1,76 1,76 2,08 1,36
Nguồn: Tac giả tự tổng hợp Từ kết quả bảng 4.1 về phân tích một số chỉ tiêu tai chính cho ta thấy ý kiến kiểm toán chấp nhận toàn phần chiếm số lượng khá cao. Ý kiến kiểm toán chấp nhận toàn phần được đưa ra trong trường hợp kiểm toán viên cho rằng BCTC phản ảnh trung thực và hợp lý trên các khía cạnh trọng yếu tình hình tài chính của đơn vị được kiểm toán, và phù hợp với chuẩn mực và chế độ kế toán Việt Nam hiện
39
hành. Đối với các BCTC khi xem xét nhiều người thường không quan tâm thậm chí bỏ qua tiêu chí này. Trên thực tế BCTC trung thực, đáng tin cậy sẽ có sự can thiệp của các công ty kiểm toán, do đó ý kiến kiểm toán là yêu tố đáng quan tâm khi xem xét các báo cáo. Như kết quả phân tích ý kiến chấp nhận toàn phần qua các năm có sự tăng giảm liên tục, trong những năm gần đây 2019 2020 2021 có sự chênh lệch nhưng không đáng kể, đây là dấu hiệu tích cực về mức độ tin cậy cho mẫu khảo sát. Đồng thời với sự hiện diện của ý kiến kiếm toán ngoại trừ chiếm số lượng nhỏ đã góp phần tạo nên sự đa dạng, khách quan cho kết quả
nghiên cứu.
Tỷ suất lợi nhuận trên vốn CSH (ROE) trung bình của nganh Bất Động Sản ở mức thấp vào năm 2012 chỉ đạt 1,8%. Tuy nhiên trải qua các năm sau đó đã có sự khởi sắc, từ năm 2013 đến năm 2020 đã có sự tăng trưởng trở lại chiếm từ 10% đến 16,5%. Năm 2021 tỷ suất lợi nhuận trên vốn CSH có sự tăng trưởng vượt bậc chiếm khoảng 85,9% đây là dấu hiệu tích cho thấy được các công ty đã sử dụng rất hiệu quả nguồn vốn hiện tại so với các năm đầu hoạt động.
Ty suất lợi nhuận trên vốn CSH (ROA) trung bình của ngành có sự tăng trưởng không đều qua các năm giao động từ 4% đến 8%. Thông qua chỉ tiêu ROA thể hiện cho các chủ thé kinh tế biết được rằng 1 đồng tài sản sẽ tạo ra được bao nhiêu đồng lợi nhuận ròng. Cụ thé vào năm 2020 ta thấy được ROA trung bình bằng 6% thể hiện 1 đồng tài sản sẽ tạo ra 6 đồng lợi nhuận ròng.
Hệ số khả năng thanh toán tổng quát trung bình (còn được gọi là hệ số khả năng thanh toán chung) qua kết qua cho thay đều lớn hơn 1 chứng tỏ các công ty có thể thanh toán được tất cả các khoản nợ tới hạn với số lượng tải sản mà công ty
đang sở hữu.
Hệ số nợ trung bình tăng giảm không đều từ năm 2012 đến năm 2021. Tình hình chung cho thấy hệ số n ợ nằm ở mức 0,5 và tăng lên vào năm 2021 là 0,78. Tuy có sự gia tăng vào năm 2021 nhưng tỷ lệ vẫn bé hơn 1 cho thấy tài chính công ty vẫn ở mức độ an toàn tức có khả năng trang trải được nợ khi doanh nghiệp gặp tình huống xấu như phá sản.
40
- Hệ số nợ trên vốn CSH trung bình đa phần đều lớn hơn 1 và có sự giảm nhẹ vào năm 2021. Qua đó ta có thể thấy tài sản của công ty chủ yếu là các khoản vay
vôn từ bên ngoài tài trợ.
4.2. Thực trạng mẫu nghiên cứu Phân tích thống kê mô tả
Dựa trên cơ sở dir liệu đã thu thập được, thông qua Stata ta có thê thống kê giá trị liên quan đến các chỉ số mình bạch TTTC và đặc điểm các biến tài chính biến quản trị có liên của 20 công ty được tính toán trình bày trong bảng 4.2. Theo kết quả bảng thống kêu dit liệu sẽ mô tả được tông số quan sát, giá trị Min Max, Gia trị trung bình, độ lệch chuẩn của các biến được sử dụng trong mô hình.
Bảng 4. 2. Thống Kê Mô Tắt Cả Các Biến
Biến Số Điểm
“ra Trung Độ lệch Min Max
bình chuan
Chỉ số minh bạch TTTC 200 26,225 2,87 21 32
Quy mé céng ty 200 12,30 067 11,38 15,63
Tỷ suất sinh lợi trên tông taisan(%) 200 0,056 0/12 -0,25 1,18 Chỉ số Tobin-Q 200 131 091 0,12 8,52 Quyén kiém nhiém 200 082 0439 0 |
Quy mô thành viên BGĐ 200 3,695 1,56 | 9 Tỷ lệ nữ giới của HĐQT 200 014 0,16 0 | Giới tính chủ tịch 200 0,12 033 0 |
Số cuộc họp HĐQT 200 1234 8,58 2 44 Nguồn: Tác gia xử lý từ phần mềm Stata 16.0 Từ bảng 4.2 thống kê mô tả các biến cho thấy mức độ minh bạch TTTC của các công ty nằm ở mức độ trung bình-khá. Các công ty có sự chênh lệch về khoảng cách giữa các công ty có mức độ minh bạch thấp và các công ty có mức độ minh bạch cao, công ty có chỉ số minh bạch được cho là cao nhất có tổng điểm bằng 32 trên tông số 40 điểm, công ty có chỉ số minh bạch thấp đạt 21 điểm trên tong điểm 40. Qua kết qua bảng
41
thống kê còn cho ta thâý chỉ số minh bạch TTTC bình quân của ngành BĐS trên hai sàn
chứng khoán HOSE và HNX là 26,225.
Bảng 4.2 còn thé hiện kết qua phân tích như sau:
Giá trị trung bình của biến quy mô công ty (LOGSIZE) là 12,03. Trong nghiên cứu của Hồ Thủy Tiên, Hoàng Mạnh Khánh (2020) cho thấy biến gía trị trung bình đạt kết quả tương đương là 13,79.
Đối với biến tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản trung bình (ROA) đạt giá trị 0,056 với giá trị nhỏ nhất bằng -0,25 và cao nhất bằng 1,18, chỉ số TobinQ có giá trị trung bình đạt 1.31. Giá trị trung bình của ROA và chỉ sô Tobin Q nhìn chung tương đối 6n định.
Qua đó cho thấy thành quả hoạt động kinh doanh của các công ty niêm yết trên Sàn Giao dịch Chứng khoán là tương đối ôn định.
Đối với biến Quyền kiêm nhiệm thông qua khảo sát 20 công ty với số quan sát tương ứng là 200 cho thay được tỷ lệ trung bình chiếm 82% chiếm tỷ lệ khá cao so với nghiên cứu của Hồ Thủy Tiên và Trương Mạnh Khánh (2020) là 24%. Trong một nghiên cứu khác của Võ Hồng Đức và Phan Bùi Gia Thúy (2013) thì biến nay trung bình chiếm
tỷ lệ 51,4%.
Ngoài ra biến quy mô thành viên BGD chiếm gần 4%. Nghiên cứu của Lê Xuân Thái và Trương Đông Lộc (2019) cũng cho giá trị trung bình tương đương bằng 4,2%.
Bên cạnh đó ta cũng thấy được quy mô ban giám đốc có sự thay đổi về số lượng từ 1 người và tăng cao nhiều nhất là 9 người. Theo lý thuyết đại diện thì số lượng thành viên trong BGD càng nhiều sẽ làm tăng chi phí đại diện và biến này được dự đoán sẽ tỷ lệ nghịch với sự minh bạch về TTTC.
Tỷ lệ nữ giới và GTCT của HĐQT có giá trị trung bình lần lượt là 0,14 và 0,12.
Kết quả trung bình nữa giới của các công ty BĐS còn thấp so với nghiên cứu của Võ Hồng Đức và Phan Bùi Gia Thủy (2013). Họ cho thấy qua kết quả thống kê tỷ lệ nữ giới trong HĐQT chiếm tỷ lệ 88% với độ lệch chuẩn là 1,04 tỷ lệ này khá cao so với tác giả thống kê được. Cho thấy các công ty ở các lĩnh vực khác nhau có sự chênh lệch về tỷ lệ
gidi.
42
4.3. Các nhân tố ảnh hưởng đến minh bạch TTTC 4.3.1. Phân tích mối tương quan giữa các biến
Bảng 4. 3. Kết Qua Ước Lượng Hệ Số Tương Quan Các Biến Sử Dụng Trong Mô
Hình Ước Lượng
TRANS LOG ROA TobinQ CHAIR BSIZE WOM GEND BDM
MAN AN ER EET TRANS 1.0000
LOG 0.0772 1.0000 0.2771
ROA -0.0256 -0.1267 1.0000 0.7188 0.0717
TobinQ 0.1656 -0.0100 0.3130 1.0000 0.0191 0.8878 0.0000
CHAIR 0.0005 0.2596 -0.0675 0.3130 1.0000 MAN 0.9949 00002 03424 00000
BSIZE 0.4056 0.2460 0.0660 -0.0138 0.2005 1.0000 0.0000 00004 03531 0.8457 0.0044
WOMAN -01533 03454 -00/46 02235 0.0000 -00652 1.0000 0.0302 00000 02939 0.0015 1.0000 0.3589
GENDER -01259 00025 01582 -00269 -00673 -0.036ó3 0.1046 1.0000 0.0756 097/16 00253 07055 03435 06095 01405
BDMEE 00742 02022 01649 -00058 00549 03521 -0.1924 -0.1835 1.000 T 0.2964 0.0041 0.0197 09355 04404 00000 00064 00093 0
Nguồn: Tác giả xử lý từ phần mềm Stata 16.0 Kết quả phân tích tương quan bảng 4.3 cho thấy biến quy mô thành viên BGD (BSIZE) có hệ số hồi quy cao nhất 40,56% với mức ý nghĩa 1% và biến quyền kiêm nhiệm với hệ số hồi quy thấp nhất là 0,05%. Qua đó thé hiện biến quy mô thành viên BGD có mối tương quan mạnh với TRANS. Liền sau mô hình hồi quy tác giả sử dụng
lệnh VIF dé kiểm tra hiện tượng da cộng tuyến. Qua đó ta thấy các hệ số Vif (hệ số nhân
tố phóng đại phương sai) — một chỉ số quan trọng đề nhận biết kha năng đa cộng tuyến trong mô hình, nếu chỉ số này lớn hơn 10, đó là đấu hiệu cho biết xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả của Bảng 4.3 cho thấy, hệ số tương quan giữa các biến tương đối nhỏ dao động từ 1,10 đến 1,42 với mức ý nghĩa là 1,25 đều nhỏ hơn 10 đặc biệt là vì các biến đều nhỏ hơn 3 đó là kết quả đáng mong đợi. Từ đó có thé kết luận rằng mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
43
4.3.2. Phân tích tác động của các nhân tố đến sự minh bạch TTTC
Như đã trình bày ở trên, để đo lường các nhân tổ tài chính và nhân tố quản tri anh hưởng đến sự minh bạch và công bố TTTC của các công ty ngành Bất Động Sản niêm yết trên 2 sàn giao dịch chứng khoán HNX và HOSE, nghiên cứu sử dụng 2 mô hình tĩnh FEM va REM. Sau đó thông qua kiểm định Hausman dé kết hợp so sánh và lựa
chọn mô hình tôi ưu.
Bảng 4. 4. Kết Quả Hồi Quy
TRANS(1) TRANS(2) TRANS(3)
LOG 0.0403 0.0467 0.0471*
(0.96) (1.25) (1.71)
ROA -0.0000207 -0.0000253 -0.000362***
(-.028) (-0.34) (-2.74)
TobinQ 0.00665 0.010 0.0851***
(0.45) (0.74) (5.45)
CHAIRMAN -0.00247 -0.00260 -0.00706*
(-1.03) (-1.09) (-1.69) BSIZE 0.0000288 0.000312 0.00675***
(0.04) (0.44) (7.43)
WOMAN -0.177*** -0.0184*** -0.0536***
(-3.15) (-1.40) (-4.65)
GENDER -0.00734 -0.00801 -0.00892***
(-1.22) (-1.40) (258) BDMEET 0.00145 0.00134 -0.00353*
(1.34) (1.23) (-1.73)
_cons 0.215*** 0.207*** 0.187***
(4.08) (4.37) (5.81) N 200 200 200
R-sq 0.094
eee" lần lượt tai mức ý nghĩa 10%; 5%; 1%
Số quan sát: 200, Prob>F = 0.000
Nguồn: Tác giả xử lý từ phần mềm Stata 16.0
44
Kết quả bảng 4.4 phân tích mô hình hồi quy dit liệu bang cho ta 2 mô hình FEM và REM kết quả sẽ được kiểm định HAUSMAN dé có thé lựa chọn 1 trong 2 mô hình xem mô hình nào phù hợp nhất để đưa vào kết quả nghiên cứu. Từ kiểm định Hausman ta thu được P-value=0,9655 (tức 96,55% lớn hơn 5%), từ đó kết luận mô hình REM là
mô hình thích hợp.
Tiếp tuc kiểm định thông qua Wald và Wooddrige, kết quả nhận thấy ở mô hình còn xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi (Prob>chi2=0,0000 nhỏ hơn 5%) nhưng
không xảy ra hiện tượng tự tương quan (Prob>chi2=0,1177 lớn hon 5%). Mặc dù chỉ
xảy ra một trong hai hiện tượng của vẫn đề nội sinh nhưng mô hình REM sẽ vẫn không hiệu quả. Do đó, dé khắc phục vấn đề nội sinh bằng một mô hình nữa là mô hình GLS.
Các nội dung phân tích và các kết luận về mối quan hệ giữa các biến độc lập với sự minh bạch BCTC sẽ được dựa trên mô hình hồi quy là mô hình thứ (3) trong bảng 4.5.
a) Tác động của quy mô công ty đến minh bạch TTTC
Biến đầu tiên được kiểm tra là biến quy mô công ty, tác giả sẽ xem xét bién này có sự tác động đến sự minh bạch TTTC hay không. Dựa vào bảng 4.5 đã trình bày kết quả mô hình hồi quy đo lường quy mô công ty bằng Loragit tông giá trị tài sản và minh bạch TTTC được đo lường bằng biến phụ thuộc TRANS.
Kết quả cho ra như kỳ vọng mong đợi của tác giả, tức biến quy mô công ty có tác động tích cực đến sự minh bạch TTTC của các công ty trong ngành với ý nghĩa thống kê là 10%. Tương đồng quan điểm với nhiều nghiên cứu trước đó Bushman và CS
(2001), Ho và Wong (2001), Cheung Và Coutenay (2006), Lê Xuân Thái và Trương
Đông Lộc (2019), Hồ Thủy Tiên và Hoảng Mạnh Khánh (2020). Các nghiên cứu đã đưa ra lí do giải thích cho biến này như sau các công ty có quy mô càng lớn thì càng có lợi trong hoạt đông kinh doanh do tận dụng được hiệu quả quy mô trong sản xuất và dé giảm áp lực chính trị các công ty sẽ có xu hướng công khai thông tin nhiều hơn.
b) Tỉ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) và minh bạch TTTC
Ngược lại với kỳ vọng mong đợi của tác giả kết quả nghiên cứu cho thấy mối tương quan nghịch giữa biến tỉ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) và sự minh bạch TTTC. Cụ thê là ROA cho kết quả -0,000362 với mức ý nghĩa 1% do đó ta thấy được
45
sự tác động tiêu cực của biến này đối với biến phụ thuộc TRANS. Cùng kết quả là nghiên
cứu của nhóm tác giả Camferman và Cooke (2002); Vanndemele và CS (2009). Trái ngược với nghiên cứu của Lê Xuân Thái và Trương Đông Lộc (2019)
c) Chỉ số Tobin-Q và minh bạch TTTC
Chỉ số Tobin-Q cho kết quả là 0,0851 với mức ý nghĩa là 1% cho thấy sự tác động tích cực của biến này đến mức độ công bố và minh bạch TTTC. Tương đồng kết quả nghiên cứu của Lê Xuân Thái và Trương Đông Lộc (2019) họ đưa ra chỉ số t=1,77 với mức ý nghĩa là 1%. Đồng thời kết quả phù hợp với một nghiên cứu nước ngoài khác
của tác giả Shafif va Lai (2015). Trong khi nghiên cứu của Cheung và CS vào năm 2007
cho thấy họ không tìm thấy bất kỳ sự ảnh hưởng nào của biến này đến minh bạch thông tin. Hầu hết ở Việt Nam chưa có nhiều nghiên cứu về biến số này, ở nước ngoài khi nghiên cứu về biến Tobin-Q đều đưa ra kết quả ảnh hưởng cùng chiều với TRANS. Có thé do đặc điểm văn hóa, sự phát triển của các quốc gia phát trién và dang phát triển dẫn đến sự tác động của biến Tobin-Q là khác nhau, có thé tác động tích cực hoặc tiêu cực đến minh bạch TTTC như kết quả nghiên cứu mà tác giả có được.
d) Các biến thuộc cơ cấu HĐQT
Ngoài các biến tài chính đã phân tích tác giả còn xem xét các biến quản trị như:
quyền kiêm nhiệm (CHAIRMAN); quy mô BGD (BZIE); tỷ lệ nữ giới trong HĐQT (WOMAN); giới tính chỉ tịch HĐQT (GENDER); số cuộc họp HĐQT (BDMEET) có tác động đến sự minh bạch TTTC không.
Thông qua bảng phân tích hồi quy cho thấy biến quyền kiêm nhiệm có tương quan âm bằng -0,00706 đối với biến TRANS với mức ý nghĩa là 1% giống với kết quả nghiên cứu của Hồ Thủy Tiên Và Trương Mạnh Khánh (2020) với cùng mức ý nghĩa.
Đồng thời đã đưa ra kết quả phù hợp với lý thuyết đại điện đã nêu trên. Ta có thê kết
luận doanh nghiệp có sự kiêm nhiệm giữa chủ tịch HĐQT và thành viên trong ban giám
đốc thì có mức độ minh bạch thông tin thấp. Nghiên cứu của Lê Xuân Thái và Trương Đông Lộc (2019) thì không tìm ra sự ảnh hưởng đối với biến này.
Với mức ý nghĩa là 1% thì biến quy mô ban giám đốc cho kết quả 0,00675 từ đó ta thấy được mối tương quan dương với minh bạch thông tin đúng với kỳ vọng mong
46
đợi của tác giả. Trong khi Lê Xuân Thái và Trương Đông Lộc (2019) không tìm thấy bat kì tác động nào của nhân tổ này đối với sự minh bạch TTTC.
Biến được quan tâm tiếp theo là tỷ lệ nữ giới trong HĐQT bằng -0,0536 cho thay mối quan hệ tỷ lệ nghịch. Trái với kết quả nghiên cứu của Mason & Mudrack (1996) 2 tác giả tìm thấy mối quan hệ thuận chiều của nhân tố này đối với sự công bố và minh bạch TTTC. Đối với các nghiên cứu khác trong nước hầu hết chưa thấy tác động của
biên này hoặc chưa đê cập đên biên này.
Giới tính chủ tịch HĐQT đã cho kết quả tương quan âm với minh bạch TTTC là -0,00892 với mức ý nghĩa 1% cho mẫu 20 công ty trong đó giới tính chủ tịch là nam chiếm 88%, 12% còn lại là do nữ giới giữ chức vụ chủ tịch. Trái với kỳ vọng ban đầu tác giải đưa ra. Qua đó cho thấy nữ giới nếu họ được bồ nhiệm ở vị trí cao là chủ tịch hội đồng quản trị , dẫn đến HĐQT ra các quyết định kém và có khả năng mang đến kết quả tương quan kém hơn đối với sự minh bạch TTTC trên các BCTC của các công ty niêm yết.
Cuối cùng khi xem xét đến biến số cuộc họp HĐQT thu được kết quả -0,00353 cho thấy sự tương quan âm của biến này. Bất đồng quan điểm với nghiên cứu của Lê Thị Mỹ Hạnh (2015) biến này có mối tương quan thuận đối với minh bạch thông tin.
Trong khi Lê Xuân Thái và Trương Đông Lộc (2019) không tìm thấy sự ảnh hưởng.
Qua đó tác giả tự rút ra nhận xét từ chính kết quả của mình, số cuộc họp HĐQT càng cao cho thấy công ty có nhiều vẫn dé cần giải quyết chi nên chi phí kiểm toán càng cao, vì thế yêu cầu về mặt chất lượng cũng cao cần nâng cao chất lượng thông tin trong BCTC. Đồng thời Chen và CS (2006) cho rằng HĐQT họp thường xuyên giảm khả năng thực hiện gian lận, giải quyết được các vẫn đề trọng yếu.
4.4. Một số hàm ý, giải pháp, chính sách nhằm nâng cao minh bạch TTTC
Các nhân tố quản trị và nhân tổ tài chính được tác giả kiểm tra về mức độ ảnh hưởng đối với minh bạch BCTC đã góp phan đóng góp được nhiều thông tin quan trọng.
Qua các kết quả thu được, có thể đưa ra một số hàm ý như sau:
Thứ nhất, đối với biến quy mô công ty: biến này có ý nghĩa trong mô hình hồi quy, thể hiện mối quan hệ tác động cùng chiều chứng tỏ công ty có quy mô lớn thì mức
47