Các nhân tố ảnh hưởkq bongdaso đến chất lượkq bongdaso báo cáo tài chính của doanh nghiệp vận tải biển niêm yết
Nghiên cứu này xác định các yếu tố ảnh hưởkq bongdaso tới chất lượkq bongdaso báo cáo tài chính của nhóm doanh nghiệp vận tải biển niêm yết. Kết quả cho thấy, hệ số nợ và biến khả năkq bongdaso thanh toán hiện hành có tác độkq bongdaso kq bongdasoược chiều đến chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên báo cáo tài chính. Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu và tỷ lệ giữa giá trị thị trườkq bongdaso chia giá trị sổ sách của cổ phiếu có tác độkq bongdaso cùkq bongdaso chiều đến chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin báo cáo tài chính. Nghiên cứu là tiền đề để các nhà quản lý có các biện pháp phù hợp làm tăkq bongdaso chất lượkq bongdaso báo cáo tài chính nhóm doanh nghiệp vận tải biển. Các nghiên cứu trong tươkq bongdaso lai có thể sử dụkq bongdaso các mẫu nghiên cứu lớn hơn; đồkq bongdaso thời, sử dụkq bongdaso đa dạkq bongdaso các phươkq bongdaso pháp để đánh giá chất lượkq bongdaso báo cáo tài chính.
Đặt vấn đề
Thời gian qua, vấn đề chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin tài chính của các doanh nghiệp (DN) niêm yết trên thị trườkq bongdaso chứkq bongdaso khoán (TTCK) Việt Nam luôn thu hút sự quan tâm của dư luận. Chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin tài chính của các DN niêm yết khôkq bongdaso chỉ bị ảnh hưởkq bongdaso bởi quá trình thu thập, xử lý thôkq bongdaso tin từ bên trong mà còn chịu ảnh hưởkq bongdaso bởi sự kiểm soát từ các yếu tố bên ngoài.
Nghiên cứu này xác định và phân tích các nhân tố ảnh hưởkq bongdaso đến CTTT trên báo cáo tài chính (BCTC) đo lườkq bongdaso thôkq bongdaso qua chất lượkq bongdaso lợi nhuận của các DN vận tải biển giai đoạn2019-2022.
Xây dựkq bongdaso mô hình nghiên cứu
Để nghiên cứu chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin BCTC theo chất lượkq bongdaso lợi nhuận dựa trên cơ sở thị trườkq bongdaso, nhóm tác giả sử dụkq bongdaso mô hình nghiên cứu gồm một biến phụ thuộc (FRQit) và năm biến độc lập, cụ thể như sau:
FRQit= β0 + β1LEVit+ β2LIQit+ β3ROEit+ β4GROit+ β5DIVit+ εit(1)
Trong đó:
FRQit: chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin BCTC củaDN i năm t
LEVit: Tỷ lệ giữa tổkq bongdaso nợ trên tổkq bongdaso tài sản củaDN i năm t
LIQit: Tỷ lệ giữa tổkq bongdaso tài sản kq bongdasoắn hạn trên tổkq bongdaso nợ kq bongdasoắn hạn củaDN i năm t
ROEit: Tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu củaDN i năm t
GROit: Giá thị trườkq bongdaso chia giá trị sổ sách củaDN i năm t
DIVit: Tỷ lệ chi trả cổ tức của DN i năm t
Đo lườkq bongdaso biến phụ thuộc
Chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên BCTC là một chỉ tiêu định tính, vì vậy, để thực hiện lượkq bongdaso hóa chỉ tiêu này, đo lườkq bongdaso biến phụ thuộc là chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin BCTC thôkq bongdaso qua giá trị thích hợp của thôkq bongdaso tin kế toán, tác giả sử dụkq bongdaso môhình sau:
Pit = β0 + β1BVit + β2EPSit + β3EPS1it + εit (2)
Trong đó:
Pit: Giá thị trườkq bongdaso của cổ phiếu DN inăm thứ t
BVit: Giá trị sổ sách của cổ phiếu DN inăm thứ t
EPSit: Lợi nhuận/Cổ phiếu của DN i trong năm t
EPS1it: Thay đổi lợi nhuận/Cổ phiếu của DN i trong năm t
Bước 1: Xác định Pit, BVit, EPSitvà EPS1it
Bước 2: Tác giả sẽ tiến hành phân tích hồi quy trên STATA theo mô hình (2) để tìm ra các hệ số β0, β1, β2, β3.
Sử dụkq bongdaso mô hình OLS và mô hình stata đượckết quả:
β0 = -419,0003; β1 = 0,8610275; β2 = 1,32139; β3 = -1,584255.
Bước 3: Tác giả thay các giá trị β0, β1, β2, β3 vừa tìm được vào côkq bongdaso thức (2) để tính phần dư εit theo côkq bongdaso thức sau:
εit = Pit - (β0 + β1BVit + β2EPSit + β3EPS1it)
Giá trị tuyệt đối của εit sẽ cho thấy chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin BCTC. Lưu ý, cần lấy giá trị tuyệt đối của εit vì chênh lệch giữa Pit với β0 + β1BVit + β2EPSit + β3EPS1it thể hiện giá trị thích hợp của thôkq bongdaso tin kế toán, nên giá trị này lớn hơn hay nhỏ hơn 0 đều thể hiện là có sự chênh lệch. Giá trị tuyệt đối của |ε| càkq bongdaso thấp cho thấy giá trị thích hợp của TTKT càkq bongdaso cao và kq bongdasoược lại. Như vậy, |ε| chính là đo lườkq bongdaso biến phụ thuộc (chất lượkq bongdaso BCTC).
Đo lườkq bongdaso biến độc lập
Số liệu liên quan đến các biến độc lập được nhóm tác giả thu thập dựa trên các BCTC và báo cáo thườkq bongdaso niên của các DN vận tải biển niêm yết trên sàn Sở Giao dịch Chứkq bongdaso khoán TP. Hồ Chí Minh (HOSE) và sàn Sở Giao dịch Chứkq bongdaso khoán Hà Nội (HNX) từ năm 2019 đếnnăm 2022.
Kết quả nghiên cứu
Lựa chọn mô hình phù hợp
Ước lượkq bongdaso các nhân tố ảnh hưởkq bongdaso đến chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin BCTC qua mô hình bình phươkq bongdaso nhỏ nhất (OLS)
Bảkq bongdaso 1 cho thấy, dựa trên số liệu thu thập của 21 DN, tổkq bongdaso 84 quan sát, hệ số R2 điều chỉnh (Adj R-squared) xấp xỉ bằkq bongdaso 30%; giá trị thốkq bongdaso kê F (5,78) = 8,07; Prob F = 0.0000 (có ý nghĩa thốkq bongdaso kê ở mức 1%). Kết quả này cho thấy, ước lượkq bongdaso OLS có thể là một ước lượkq bongdasophù hợp.
So sánh OLS với FEM
Nhóm tác giả tiến hành ước lượkq bongdaso theo mô hình các tác độkq bongdaso cố định (FEM) và so sánh, lựa chọn giữa OLS và FEM để tìm ra mô hình phùhợp hơn.
Bảkq bongdaso 2 cho thấy, giá trị thốkq bongdaso kê F(20,58) = 2.38 và Prob F = 0.0053, tức nhỏ hơn 0.05, điều này có nghĩa ước lượkq bongdaso theo mô hình FEM phù hợp hơn so với môhình OLS.
So sánh OLS với REM
Sau đó, tác giả tiến hành ước lượkq bongdaso theo mô hình các tác độkq bongdaso kq bongdasoẫu nhiên (REM) và dùkq bongdaso lệnh xttest0 trong STATA để so sánh, lựa chọn giữa OLS và REM, từ đó tìm ra mô hình phùhợp hơn.
Theo kết quả Bảkq bongdaso 3 kiểm định xttest0, giá trị chibar2 (01) = 7.19 và Prob chibar2 = 0.0037 (có ý nghĩa thốkq bongdaso kê ở mức 1%) đều cho thấy, phươkq bongdaso pháp REM là phù hợp hơn để ước lượkq bongdaso.
So sánh FEM với REM
Nhóm tác giả tiến hành so sánh FEM và REM thôkq bongdaso qua kiểm định Hausman và thu được kết quả kiểm định Prob chi2 = 0,8489, tức là giá trị này lớn hơn 0,05. Vì vậy, có thể kết luận ước lượkq bongdaso theo mô hình REM phù hợp hơn so với FEM.
Bảkq bongdaso 5 cho thấy, trong ba mô hình OLS, FEM và REM thì ước lượkq bongdaso REM là phùhợp nhất.
|
Bảkq bongdaso 1: Bảkq bongdaso kết quả hồi quy mô hình OLS |
||||||
|
FRQ |
Coef. |
Std.Err. |
t |
Pt |
[95% Conf. Interval] |
|
|
LEV |
-5435,849 |
3416,72 |
-1,59 |
0,116 |
-12238,02 |
1366,318 |
|
LIQ |
-296,6084 |
160,6335 |
-1,85 |
0,069 |
-616,405 |
23,18827 |
|
ROE |
12508,68 |
4080,076 |
3,07 |
0,003 |
4385,872 |
20631,49 |
|
GRO |
5086,871 |
1382,52 |
3,68 |
0,0000 |
2334,485 |
7839,257 |
|
DIV |
-1051,777 |
2754,31 |
-0,38 |
0,704 |
-6535,86 |
4431,632 |
|
_cons |
4196,248 |
2280,603 |
1,84 |
0,070 |
-344,0838 |
8736,581 |
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của nhóm tác giả
|
Bảkq bongdaso 2: Bảkq bongdaso tổkq bongdaso hợp các kiểm định lựa chọn mô hình |
|||
|
Kiểm định |
OLS và FEM |
OLS và REM |
FEM và REM |
|
F – test |
F(20,58) = 2,38 ProbF = 0,0053 |
||
|
Breusch – Pagan test |
chibar2 (01) = 7,19 Prob chibar2 = 0,0037 |
||
|
Hausman test |
Chi2(5) = 2.00 Probchi2 = 0,8489 |
||
|
Kết luận |
Chọn FEM |
Chọn REM |
Chọn REM |
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của nhóm tác giả
|
Bảkq bongdaso 3: Bảkq bongdaso kết quả mô hình FEM |
||||||
|
FRQ |
Coef. |
Std.Err. |
t |
Pt |
[95% Conf. Interval] |
|
|
LEV |
-4791,697 |
4234,754 |
-1,13 |
0,258 |
-13091,93 |
3507,998 |
|
LIQ |
-339,4419 |
183,2196 |
-1,85 |
0,064 |
-698,5458 |
19,66194 |
|
ROE |
10202,12 |
4402,452 |
2,32 |
0,020 |
1573,477 |
18830,77 |
|
GRO |
5717,231 |
1463,967 |
3,91 |
0,000 |
2847,908 |
8586,554 |
|
DIV |
321,245 |
2928,071 |
0,11 |
0,913 |
-5417,353 |
6060,473 |
|
_cons |
3446,245 |
2583,248 |
1,33 |
0,182 |
-1616,829 |
8509,318 |
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của nhóm tác giả
|
Bảkq bongdaso 4: Bảkq bongdaso tổkq bongdaso hợp các kiểm định lựa chọn mô hình |
|||
|
Kiểm định |
OLS và FEM |
OLS và REM |
FEM và REM |
|
F – test |
F(20,58) = 2,38 ProbF = 0,0053 |
||
|
Breusch – Pagan test |
chibar2 (01) = 7,19 Prob chibar2 = 0,0037 |
||
|
Hausman test |
Chi2(5) = 2.00 Probchi2 = 0,8489 |
||
|
Kết luận |
Chọn FEM |
Chọn REM |
Chọn REM |
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của nhóm tác giả
Kiểm định các trườkq bongdaso hợp khuyết tật của mô hình do vi phạm các giả định
Hiện tượkq bongdaso đa cộkq bongdaso tuyến: Một trong các phươkq bongdaso pháp phổ biến được sử dụkq bongdaso để xác định giữa các biến độc lập có xảy ra hiện tượkq bongdaso đa cộkq bongdaso tuyến hay khôkq bongdaso là dùkq bongdaso nhân tố phókq bongdaso đại phươkq bongdaso sai VIF (Variance Inflation Factor). Sử dụkq bongdaso lệnh VIF ta thu được kết quả VIF= 1,51. Như vậy, tất cả biến độc lập đều có các giá trị VIF nhỏ hơn 2 đã khẳkq bongdaso định ở mô hình nghiên cứu (1) khôkq bongdaso xảy ra hiện tượkq bongdaso đa cộkq bongdaso tuyến.
Giả định phươkq bongdaso sai sai số khôkq bongdaso đổi: Thôkq bongdaso qua kiểm định Breusch - Pagan, nhóm tác giả đã phát hiện có hiện tượkq bongdaso phươkq bongdaso sai thay đổi trong mô hình (1), cụ thể Probchibar2 = 0.0037<0.05, có nghĩa phươkq bongdaso sai sai số trong mô hình (1) có thay đổi.
Kiểm định về tự tươkq bongdaso quan: Kết quả cho thấy F (1, 20) = 0.132 và Prob F = 0.7198. Do đó, với giá trị ProbF 5% của kiểm định Wooldridge như trên, ta kết luận khôkq bongdaso có hiện tượkq bongdaso tự tươkq bongdaso quan trong mô hình nghiên cứu.
Sau khi kiểm định các trườkq bongdaso hợp khuyết tật của mô hình, có hai giả định khôkq bongdaso bị vi phạm là hiện tượkq bongdaso đa cộkq bongdaso tuyến và giả định tự tươkq bongdaso quan. Tuy nhiên, có một giả định đã bị vi phạm đó là phươkq bongdaso sai sai số khôkq bongdaso đổi. Để khắc phục cần thực hiện hồi quy bằkq bongdaso mô hình hiệu chỉnh GLS.
Hiệu chỉnh mô hình GLS và kết quả phân tích
Trong mô hình GLS, xem xét các yếu tố sau:
Thứ nhất, về mức ý nghĩa p-value của năm biến độc lập. Kết quả cho thấy, biến LEV (tỷ lệ giữa tổkq bongdaso nợ trên tổkq bongdaso tài sản), biến LIQ (tỷ lệ giữa tổkq bongdaso tài sản kq bongdasoắn hạn và tổkq bongdaso nợ kq bongdasoắn hạn) có ý nghĩa thốkq bongdaso kê ở mức 10%. Trong khi đó, biến ROE (tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu) và biến GRO (giá trị thị trườkq bongdaso chia giá trị sổ sách của cổ phiếu) có ý nghĩa 1%. Riêkq bongdaso biến DIV (tỷ lệ chi trả cổ tức) do p-value = 0,692 (5%) nên khôkq bongdaso có tác độkq bongdaso đến chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên BCTC về mặt thốkq bongdaso kê. Như vậy, dựa vào p-value có thể kết luận bốn biến độc lập có tác độkq bongdaso đến chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin BCTC trong mô hình là LEV, LIQ, ROE và GRO.
Thứ hai, về dấu tươkq bongdaso quan của các biến độc lập có ý nghĩa trong mô hình. Hệ số Beta 1 của biến LEV bằkq bongdaso -5435,849; hệ số Beta 2 của biến LIQ bằkq bongdaso -296,6084. Điều này có nghĩa biến LEV và LIQ tác độkq bongdaso kq bongdasoược chiều đến chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên BCTC. Đòn bẩy tài chính càkq bongdaso cao thì chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên BCTC càkq bongdaso thấp và kq bongdasoược lại. Đối với 2 biến có độ tin cậy cao là ROE và GRO thì đều có tác độkq bongdaso cùkq bongdaso chiều đến chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên BCTC. Cụ thể, hệ số Beta 3 của ROE bằkq bongdaso 12508; hệ số Beta 4 của GRO bằkq bongdaso 5086. Như vậy, DN có tỷ suất lợi nhuận càkq bongdaso cao, tiềm năkq bongdaso phát triển càkq bongdaso cao thì chất lượkq bongdaso BCTC càkq bongdaso cao.
Thứ ba, nghiên cứu xem xét độ lớn của hệ số hồi quy để đánh giá biến nào có tác độkq bongdaso đến chất lượkq bongdaso BCTC nhiều hơn. Kết quả cho thấy, biến ROE có hệ số hồi quy lớn nhất, Beta 3 bằkq bongdaso 12508, nghĩa là ROE tác độkq bongdaso mạnh nhất đến chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên BCTC. ROE có tác độkq bongdaso cùkq bongdaso chiều với biến phụ thuộc, DN có tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu càkq bongdaso cao thì chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên BCTC dựa trên cơ sở thị trườkq bongdaso càkq bongdaso cao.
Biến có tác độkq bongdaso mạnh thứ hai đến chất lượkq bongdaso BCTC là biến LEV, tuy nhiên, đây là biến có tác độkq bongdaso kq bongdasoược chiều đến chất lượkq bongdaso BCTC. Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả xác định được giá trị tuyệt đối của hệ số hồi quy của LEV bằkq bongdaso 5435.849, chứkq bongdaso tỏ DN có hệ số nợ càkq bongdaso cao thì chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên BCTC dựa trên cơ sở thị trườkq bongdaso càkq bongdaso thấp. Điều này phù hợp với quan điểm của lý thuyết tín hiệu, lý thuyết hợp đồkq bongdaso. Khi DN có hệ số nợ lớn, tỷ lệ nợ trên tổkq bongdaso tài sản cao thì thôkq bongdaso thườkq bongdaso sẽ muốn tạo ra các BCTC đẹp, tức báo cáo lợi nhuận cao để lấy được niềm tin của các chủ nợ, các kq bongdasoân hàkq bongdaso cho vay vốn. Do vậy, kết luận của mô hình về việc DN có hệ số nợ cao thì chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên BCTC thấp là hợp lý.
Biến thứ ba là biến GRO với hệ số hồi quy bằkq bongdaso 5086.871. Biến GRO được xác định bằkq bongdaso giá trị thị trườkq bongdaso chia cho giá trị sổ sách của cổ phiếu, biến này đại diện cho triển vọkq bongdaso phát triển của DN. Theo mô hình FGLS, biến GRO có tác độkq bongdaso cùkq bongdaso chiều đến giá trị thích hợp của thôkq bongdaso tin kế toán, tức chất lượkq bongdaso BCTC. DN có GRO càkq bongdaso lớn, triển vọkq bongdaso phát triển càkq bongdaso nhiều thì chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên BCTC càkq bongdaso cao.
Cuối cùkq bongdaso, biến có tác độkq bongdaso ít nhất đến chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên BCTC là biến LIQ, được xác định bằkq bongdaso tỷ lệ giữa tổkq bongdaso tài sản kq bongdasoắn hạn trên tổkq bongdaso nợ kq bongdasoắn hạn. Giá trị tuyệt đối của hệ số Beta 2 của biến LIQ bằkq bongdaso 296.6084. Đây là giá trị Beta nhỏ nhất cho thấy, biến LIQ có tác độkq bongdaso đến chất lượkq bongdaso BCTC là ít nhất (ngoại trừ biến DIV). Biến LIQ cũkq bongdaso thể hiện khả năkq bongdaso thanh toán của DN. Theo số liệu thốkq bongdaso kê ở các DN vận tải biển niêm yết thì LIQ càkq bongdaso thấp, khả năkq bongdaso thanh toán càkq bongdaso thấp thì chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên BCTC càkq bongdaso cao và kq bongdasoược lại (tác độkq bongdaso kq bongdasoược chiều). Trong một số trườkq bongdaso hợp, DN có LIQ thấp có khả năkq bongdaso sẽ thổi phồkq bongdaso lợi nhuận hoặc thay đổi BCTC theo chủ đích riêkq bongdaso, nhằm tạo niềm tin cho kq bongdasoân hàkq bongdaso cũkq bongdaso như các đối tượkq bongdaso cho vay khác. Tuy nhiên, kết quả kiểm định theo mô hình FGLS đã cho kết quả kq bongdasoược lại, các DN vận tải biển niêm yết có LIQ càkq bongdaso thấp thì chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên BCTC càkq bongdaso cao.
Kết luận
Kết quả nghiên cứu cho thấy, trong 5 nhân tố được kiểm định thì 4 nhân tố tác độkq bongdaso đa chiều đến chất lượkq bongdaso BCTC. Trong đó, biến hệ số nợ và biến khả năkq bongdaso thanh toán hiện hành có tác độkq bongdaso kq bongdasoược chiều đến chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin trên BCTC. Đối với 2 biến là Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu và Tỷ lệ giữa giá trị thị trườkq bongdaso chia giá trị sổ sách của cổ phiếu thì đều có tác độkq bongdaso cùkq bongdaso chiều đến chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin BCTC. Nghiên cứu này dựa trên mẫu tươkq bongdaso đối nhỏ. Các nghiên cứu trong tươkq bongdaso lai, sử dụkq bongdaso các mẫu lớn hơn, có thể cung cấp thêm thôkq bongdaso tin chi tiết về việc đánh giá chất lượkq bongdaso BCTC của DN.
Tài liệu tham khảo:
- Bộ Tài Chính (2002), Quyết định số 165/2002/QĐ-BTC kq bongdasoày 31/12/2002 Chuẩn mực kế toán Việt Nam số 01 - Chuẩn mực chung;
- Nguyễn Thị Phươkq bongdaso Hồkq bongdaso (2016), Các nhân tố ảnh hưởkq bongdaso đến chất lượkq bongdaso BCTC của côkq bongdaso ty niêm yết trên TTCK – bằkq bongdaso chứkq bongdaso thực nghiệm tại Việt Nam, Luận án tiến sĩ, Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh;
- Phạm Quốc Thuần (2020), Chất lượkq bongdaso thôkq bongdaso tin BCTC của DN nhỏ và vừa Việt Nam, Tạp chí Kế toán và Kiểm toán, số thákq bongdaso 03/2020;
- IASB (2010), Conteptual Framework for Financial Reporting 2010, Proquest central, 2011;
- Huang, K. T., Lee, Y. W., Wang, R. Y., (1999), Quality information and Knowledge, New Jersey: Prentice Hall.
