Nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin trên Báo cáo tài chính giữa niên độ của các doanh nghiệp niêm yết theo forbes Việt Nam

51Taïp chí nghieân cöùu Taøi chính keá toaùn
TAØI CHÍNH DOANH NGHIEÄPSoá 08 (193) - 2019
NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN MỨC ĐỘ CÔNG BỐ THÔNG TIN 
TRÊN BÁO CÁO TÀI CHÍNH GIỮA NIÊN ĐỘ 
CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT THEO FORBES VIỆT NAM 
1. Đặt vấn đề
Trong những năm gần đây, so với mức độ CBTT 
trên báo cáo tài chính (BCTC) thì việc CBTT trên 
BCTCGNĐ của các doanh nghiệp cũng nhận 
được sự quan tâm của nhiều nhà đầu tư, chủ nợ và 
những người sử dụng khác. Hơn nữa, BCTCGNĐ 
tập trung vào các sự kiện, các hoạt động mới và 
không lặp lại các thông tin đã được công bố trước 
đó nên các thông tin mang lại là vô cùng hữu ích 
và mang tính cập nhật cao. Tuy nhiên, hiện nay 
hầu hết các doanh nghiệp niêm yết (DNNY) trên 
thị trường chứng khoán, một trong những đối 
tượng phải lập BCTCGNĐ dạng đầy đủ, vẫn chưa 
nhận ra tầm quan trọng cũng như lợi ích của việc 
CBTT trên dạng BCTC này. Việc tăng cường mức 
độ hữu ích của thông tin trên BCTCGNĐ trong 
các DNNY nói riêng và hệ thống thông tin trên thị 
trường chứng khoán nói chung sẽ góp phần thu hút 
nguồn lực tài chính, mở rộng hợp tác kinh doanh 
và thúc đẩy giai đoạn hội nhập, phát triển. 
2. Cơ sở lý thuyết về công bố thông tin trên 
báo cáo tài chính giữa niên độ
Theo VAS 27, BCTCGNĐ là báo cáo nhằm 
cập nhật các thông tin đã trình bày trong bộ BCTC 
năm gần nhất, tập trung trình bày vào các sự kiện, 
các hoạt động mới và không lặp lại các thông tin 
đã được công bố trước đó. Đối với BCTCGNĐ, 
các chuẩn mực kế toán Việt Nam (Bộ Tài chính, 
2005) quy định thông tin được công bố phải đáp 
ứng được yêu cầu chủ yếu là cập nhật và giải thích 
các sự kiện cũng như những thay đổi có tính quan 
trọng để giúp được người sử dụng thông tin hiểu 
được biến động về tình hình tài chính cũng như kết 
quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp. 
Báo cáo tài chính giữa niên độ (BCTCGNĐ) hiện nay có ý nghĩa quan trọng đối với người sử dụng thông 
tin để đưa ra các quyết định đầu tư kịp thời mà không cần phải đợi đến khi có báo cáo tài chính năm. Tác 
giả sử dụng phương pháp định lượng với mẫu nghiên cứu bao gồm 59 doanh nghiệp niêm yết phi tài 
chính tốt nhất (DNNY) trong giai đoạn 2016-2018. Mô hình nghiên cứu gồm 8 nhân tố, kết quả cho thấy 
chỉ có 3 nhân tố tác động gồm: Quy mô doanh nghiệp (QMDN); Lợi nhuận giữa niên độ (LNGNĐ); Cổ tức 
giữa niên độ (CTGNĐ) và tất cả các biến đều cho tác động tích cực. Theo đó, các DNNY cần có những kế 
hoạch cụ thể để gia tăng quy mô doanh nghiệp và lợi nhuận giữa niên độ, cũng như có các chính sách 
thích hợp liên quan đến việc chia cổ tức cho các cổ đông.
• Từ khóa: báo cáo tài chính giữa niên độ, công bố thông tin, Forbes Việt Nam.
Ngày nhận bài: 2/5/2019
Ngày chuyển phản biện: 10/5/2019
Ngày nhận phản biện: 15/5/2019
Ngày chấp nhận đăng: 20/5/2019
Interim financial reportings (IFRs) currently have 
crucial meaning for information users, especially 
investors to make timely investment decisions 
without waiting annual financial statements 
disclosed. The author uses quantitative methods 
to including 59 best non-financial listed companies 
in the period from 2016 to 2018. The research 
model consists of 8 factors, the results show that 
there are only 3 factors affecting, including Firm 
size (SIZE), Reported interim profit (INPRO); 
interim dividend (INDIV) and all of them have 
positive effects. Accordingly, companies need 
to have specific plans to increase firm size 
and reported interim profit, as well as have 
appropriate policies related to interim dividends for 
shareholders.
• Keywords: interim financial reportings, 
information disclosure, Forbes Vietnam.
* Trường Đại học Ngân hàng TP. HCM
Tô Phạm Quế Anh* 
52 Taïp chí nghieân cöùu Taøi chính keá toaùn
Lý thuyết thông tin hữu ích cho rằng doanh 
nghiệp phải công bố những thông tin hữu ích, 
thông qua hệ thống báo cáo tài chính cho nhà đầu 
tư, phục vụ cho việc đề ra các quyết định kinh tế. 
Ijiri và Jaedicke (1966) cho rằng lý thuyết nhấn 
mạnh các nhiệm vụ cơ bản của BCTC là cung cấp 
thông tin hữu ích và phù hợp cho người sử dụng 
trong việc đưa ra các quyết định kinh tế... Khi vận 
dụng lý thuyết này, các nhà nghiên cứu đã kiểm 
chứng được sự ảnh hưởng của các nhân tố như 
chủ thể kiểm toán, tỉ lệ thành viên độc lập của Hội 
đồng quản trị. Lý thuyết tín hiệu cho rằng CBTT 
được xem là tín hiệu riêng của doanh nghiệp 
chuyển tải đến nhà đầu tư để tạo ra sự khác biệt về 
chất lượng hoạt động của đơn vị mình so với đơn 
vị khác (Akerlof, 1970). Lý thuyết đại diện định 
nghĩa mối quan hệ đại diện như một hợp đồng, 
theo đó một hay nhiều người (quan trọng) cam kết 
với một người khác (đại diện) thực hiện một vài 
dịch vụ nhân danh họ (Jensen và Meckling, 1976). 
Lý thuyết cho rằng cả hai bên đều muốn tối đa hóa 
lợi ích của mình vì vậy người đại diện hành động 
vì lợi ích riêng của họ mà gây bất lợi cho chủ sở 
hữu thì chủ sở hữu sẽ đưa ra các biện pháp để giới 
hạn lại lợi ích riêng của người đại diện. Lý thuyết 
được các nhà nghiên cứu sử dụng kiểm chứng ảnh 
hưởng của các nhân tố đến mức độ CBTT gồm 
quy mô, đòn bẩy tài chính, khả năng sinh lời, tình 
trạng niêm yết.
Đối với nghiên cứu chỉ tập trung vào các nhân 
tố thuộc CSTC, Ku và Chandler (2005) nghiên 
cứu về mức độ CBTT của 117 công ty niêm yết 
tại Malaysia năm 2001. Kết quả cho thấy chỉ có 
biến quy mô doanh nghiệp có tác động theo hướng 
tích cực trong khi ba nhân tố còn lại là lợi nhuận, 
đòn bẩy tài chính và tốc độ tăng trưởng không cho 
thấy sự ảnh hưởng nào.Về việc kết hợp các nhân 
tố thuộc CSTC và quản trị công ty (QTCT), Musa 
và Richard (2005) nghiên cứu các nhân tố tác động 
đến BCTCGNĐ của 262 DNNY trong giai đoạn 
2001 - 2002 tại Anh. Kết quả cho thấy trình độ của 
Ủy ban kiểm toán, tỷ lệ sở hữu cổ phần của các 
tổ chức bên ngoài, sự tham gia của các kiểm toán 
viên độc lập, quy mô công ty và sự đa dạng trong 
khoản mục tác động cùng chiều đến mức độ CBTT 
trên BCTCGNĐ. Trong khi đó, nhân tố về tỷ lệ 
nắm giữ cổ phần của thành viên trong Ủy ban kiểm 
toán lại ảnh hưởng ngược chiều một cách đáng kể. 
Mangena và Tauringana (2007) đã nghiên cứu các 
nhân tố ảnh hưởng đến mức độ CBTT bắt buộc 
trên BCTCGNĐ của các công ty niêm yết ở UK 
nói chung, trong đó có 2 nhân tố liên quan đến 
CSTC đó là quy mô công ty và cổ tức giữa niên 
độ, cả 2 biến được nêu trên đều có tác động cùng 
chiều đến mức độ CBTT trên BCTCGNĐ. David 
(2012) đã nghiên cứu về mức độ tác động của các 
yếu tố quyết định đến việc thông tin được dự định 
công bố trên BCTCGNĐ của 91 công ty phi tài 
chính thuộc Cộng Hòa Kenya, một quốc gia đang 
phát triển trong giai đoạn từ năm 2009 đến 2011. 
Kết quả cho thấy đòn bẩy tài chính, lợi nhuận, tính 
thanh khoản, chi phí vốn và sự sở hữu của các tổ 
chức bên ngoài là những nhân tố ảnh hưởng cùng 
chiều đến mức độ CBTT trên BCTCGNĐ trong 
tương lai; trong khi đó quy mô công ty và loại hình 
doanh nghiệp được cho là không ảnh hưởng. 
Ở Việt Nam, Nguyễn Hữu Cường (2016) đánh 
giá mức độ tuân thủ về thông tin của các công ty 
niêm yết thuộc 7 nước trong khu vực Châu Á - 
Thái Bình Dương. Kết quả nghiên cứu của 4 biến 
độc lập chỉ ra rằng việc áp dụng theo IFRS và 
loại hình kiểm toán có tác động cùng chiều đến 
mức độ CBTT trên BCTCGNĐ, trong khi hai 
biến độc lập còn lại cho kết quả ngược chiều. Đối 
với các biến điều chỉnh, trong tất cả các nhân tố 
thuộc CSTC chỉ có quy mô doanh nghiệp là có tác 
động cùng chiều với mức độ CBTT trong khi hai 
nhân tố còn lại được xem là không có ảnh hưởng. 
Dương Ngọc Như Quỳnh (2017) nhận diện các 
nhân tố ảnh hưởng và đánh giá mức độ CBTT tùy 
ý trên BCTCGNĐ của các công ty niêm yết trên 
thị trường chứng khoán Việt Nam với mẫu là 100 
BCTC bán niên và BCTC quý 2 vào năm 2016. 
Kết quả cho thấy chỉ có một nhân tố thuộc CSTC 
là khả năng thanh toán có tác động cùng chiều, hai 
nhân tố còn lại của CSTC cho thấy không có sự 
tác động nào.
Trên cơ sở tổng hợp các nghiên cứu trước, bài 
viết nhận thấy rằng đa số các nghiên cứu cả trong 
và ngoài nước không có sự nghiên cứu chuyên 
biệt liên quan đến nhân tố CSTC hay QTCT. Các 
nghiên cứu nước ngoài chưa có nghiên cứu cho 
các DNNY Việt Nam trong khi đa số các nghiên 
cứu ở nước ta chỉ xem xét tác động của các nhân 
tố đến mức độ CBTT tùy ý trên BCTC bán niên và 
cả BCTC quý của các DNNY trên HOSE và HNX.
3. Thiết kế nghiên cứu
Bài viết sử dụng phương pháp định lượng được 
thực hiện bởi phần mềm SPSS phiên bản 16.0, 
TAØI CHÍNH DOANH NGHIEÄP Soá 08 (193) - 2019
53Taïp chí nghieân cöùu Taøi chính keá toaùn
TAØI CHÍNH DOANH NGHIEÄPSoá 08 (193) - 2019
thông qua bảng dữ liệu chuỗi thời gian (data panel), 
cũng như sử dụng phương pháp bình phương bé 
nhất (Pooled OLS) để kiểm định hồi quy mô hình 
nghiên cứu.
Mẫu nghiên cứu gồm 127 mẫu của 59 DNNY 
phi tài chínhtốt nhất theo bình chọn của Forbes 
Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2016-2018.
Biến phụ thuộc được đo lường là 19 chỉ mục 
được công bố trên BCTCGNĐ theo VAS 27, cụ 
thể là Phần thuyết minh BCTC chọn lọc, nếu 
mục thông tin được công bố, sẽ nhận giá trị 1 mã 
hóa cho dữ liệu, nếu không công bố sẽ nhận giá 
trị 0. Các biến độc lập được mô tả và đo lường 
như sau:
Tác giả kế thừa mô hình của Ku Ismail và 
Chandler (2005) về các nhân tố thuộc CSTC và 
đồng thời kết hợp thêm một số nghiên cứu của tác 
giả khác. Do đó, mô hình hồi quy đa biến được 
thiết kế như sau:
CBTT (CSTC) = β
0
 + β
1
*QMDN + β
2
*CCV + 
β
3
*LNGNĐ + β
4
*TTK + β
5
*ĐBTC + β
6
*CTGNĐ 
+ β
7
*TĐTT + β
8
*TSSL + Ɛ
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Kiểm định ma trận hệ số tương quan
Kết quả kiểm định tính tương quan giữa các biến 
đối với mức độ CBTT cho thấy có 3 biến tương 
quan với biến phụ thuộc là QMDN, LNGNĐ và 
CTGNĐ với mức ý nghĩa Sig là 0.000 (nhỏ hơn 
1%).
4.2. Đánh giá về độ phù hợp của mô hình 
(Bảng 3)
Bảng 3 cho thấy R2 hiệu chỉnh (Kiểm định F 
có Sig < 0.01), điều này có ý nghĩa rằng 22,7% 
sự thay đổi của biến CBTT được giải thích bởi 
các biến độc lập. Bên cạnh đó, dựa vào kiểm định 
Durbin-Watson cũng có thể thấy được mô hình 
không có hiện tượng tự tương quan (vì giá trị d = 
1.208, 1 < d < 3)
4.3. Kết quả hồi quy
Dựa trên kết quả kiểm định tính tương quan ở 
phần trên, tác giả tiến hành thực hiện hồi quy cho 
mô hình CBTT dựa trên 3 biến độc lập phù hợp. 
Kết quả như Bảng 4.
Kết quả phân tích hồi quy của mô hình 
sẽ được dựa trên hệ số hồi quy đã chuẩn 
hóa vì mang ý nghĩa kinh tế nhiều hơn, kết 
quả cho thấy cả 3 biến đưa vào mô hình 
đều có tác động và cùng cho thấy tác động 
cùng chiều. Mô hình hồi quy được trình 
bày như sau:
CBTT (CSTC) = 0,187*QMDN + 
0,273*LNGNĐ + 0,175*CTGNĐ + Ɛ
Hệ số 0,187 lớn hơn 0 cho thấy QMDN 
có tác động tích cực đến mức độ CBTT. 
Điều này thể hiện rằng khi QMDN tăng lên 
1 đơn vị thì mức độ CBTT trên BCTCGNĐ 
tăng tương ứng 0,018 khi các yếu tố đồng thời 
cùng tác động
Tương tự như trên, hệ số của biến LNGNĐ và 
CTGNĐ đều lớn hơn 0 lần lượt là 0,273 và 0,175. 
Cả hai nhân tố đều tác động thuận chiều đến việc 
CBTT trên BCTCGNĐ. Trong đó nhân tố LNGNĐ 
cho thấy sự tác động mạnh nhất với hệ số lớn 
nhất, điều này cho thấy tầm quan trọng của biến 
LNGNĐ đối với mức độ CBTT trên BCTCGNĐ.
5. Kết luận và gợi ý chính sách
5.1. Kết luận
Dựa trên cơ sở kế thừa mô hình của Ku and 
Chandler (2005) về các nhân tố thuộc CSTC, 
đồng thời kế thừa các nghiên cứu khác tác giả đã 
tiến hành nghiên cứu 127 mẫu của các 
DNNY được Forbes bình chọn là tốt 
nhất trong giai đoạn từ năm 2016 - 2018 
bằng cách chỉ sử dụng các nhân tố thuộc 
CSTC. Kết quả đã cho thấy được, trong 
8 biến độc lập được sử dụng trong mô 
hình thì có 3 biến có tác động đến mức 
4 
Bảng 1: Mô tả các biến độc lập sử dụng trong mô hình hồi quy 
Tên biến Mô tả Đo lường 
QMDN Quy mô doanh nghiệp Logarit của tổng tài sản 
CCV Cơ cấu vốn Tỷ lệ nợ vay trên vốn chủ sở hữu 
LNGNĐ Lợi nhuận giữa niên độ Logarit lợi nhuận sau thuế giữa niên độ 
TTK Tính thanh khoản Tỷ lệ tài sản ngắn hạn trên nợ ngắn hạn 
ĐBTC Đòn bẩy tài chính Tỷ lệ tổng nợ phải trả trên tổng tài sản 
CTGNĐ Cổ tức phải trả giữa niên độ Logarit cổ tức phải trả giữa niên độ 
TĐTT Tốc độ tăng trưởng doanh thu ((Doanh thu năm Y1 - Doanh thu năm Yo) 
x 100)/Doanh thu năm Yo 
TSSL Tỷ suất sinh lời Tỷ lệ lợi nhuận sau thuế trên vốn chủ sở hữu 
Nguồn: Tác giả tổng hợp 
Tác giả kế thừa mô hình của Ku Ismail và Chandler (2005) về các nhân tố thuộc CSTC và 
đồng thời kết hợp thêm một số nghiên cứu của tác giả khác. Do đó, ô hình hồi quy đa biến được 
thiết kế như sau: 
CBTT (CSTC) = β0 + β1*QMDN + β2*CCV + β3*LNGNĐ + β4*TTK + β5*ĐBTC + β6*CTGNĐ + 
β7*TĐTT + β8*TSSL + Ɛ 
4. Kết quả nghiên cứu 
4.1. Kiểm định ma trận hệ số tương quan 
Bảng 2: Ma trận hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập 
 CBTT QMDN CCV LNGNĐ TTK ĐBTC CTGNĐ TĐTT TSSL 
CBTT Hệ số tương 
quan Pearson 1 .381** -.042 .442** -.096 .064 .305** .054 -.033 
Giá trị Sig. .000 .641 .000 .285 .475 .000 .545 .713 
Số lượng 127 127 127 127 127 127 127 127 127 
Nguồn: Số liệu phân tích từ SPSS 
Kết quả kiểm định tính tương quan giữa các biến đối với mức độ CBTT cho thấy có 3 biến 
tương quan với biến phụ thuộc là QMDN, LNGNĐ và CTGNĐ với mức ý nghĩa Sig là 0.000 (nhỏ 
hơn 1%). 
4.2. Đánh giá về độ phù hợp của mô hình 
4 
Bảng 1: Mô tả các biến độc lập sử dụng trong mô hình hồi quy 
Tên biến Mô tả Đo lườ g 
QMDN Quy mô doanh nghiệp Logarit của tổng tài sản 
CCV Cơ cấu vốn Tỷ lệ nợ vay trên vốn chủ sở hữu 
LNGNĐ Lợi nhuận giữa niên độ Logarit lợi nhuận sau thuế giữa niên độ 
TTK Tính thanh khoản Tỷ lệ tài sản ngắn hạn trên nợ ngắn hạn 
ĐBTC Đòn bẩy tài chính Tỷ lệ tổng nợ phải trả trên tổng tài sản 
CTGNĐ Cổ tức phải trả giữa niên độ Logarit cổ tức phải trả giữa niên độ 
TĐTT Tốc độ tăng trưởng doanh thu ((Doanh thu năm Y1 - Doanh thu năm Yo) 
x 100)/Doanh thu năm Yo 
TSSL Tỷ suất sinh lời Tỷ lệ lợi nhuận sau thuế trên vốn chủ sở hữu 
Nguồn: Tác giả tổng hợp 
Tác giả kế thừa mô hình của Ku Ismail và Chandler (2005) về các nhân tố thuộc CSTC và 
đồng thời kết hợp thêm một số nghiên cứu của tác giả khác. Do đó, mô hình hồi quy đa biến được 
thiết kế như sau: 
CBTT (CSTC) = β0 + β1*QMDN + β2*CCV + β3*LNGNĐ + β4*TTK + β5*ĐBTC + β6*CTGNĐ + 
β7*TĐTT + β8*TSSL + Ɛ 
4. Kết quả nghiên cứu 
4.1. Kiểm định ma trận hệ số tươn qu n 
Bảng 2: Ma trận hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập 
 CBTT QMDN CCV LNGNĐ TTK ĐBTC CTGNĐ TĐTT TSSL 
CBTT Hệ số tương 
quan Pearson 1 .381** -.042 .442** -.096 .064 .305** .054 -.033 
Giá trị Sig. .000 .641 .000 .285 .475 .000 .545 .713 
Số lượng 127 127 127 127 127 127 127 127 127 
Nguồn: Số liệu phân tích từ SPSS 
Kết quả kiểm định tính tương quan giữa các biến đối với mức độ CBTT cho thấy có 3 biến 
tương quan với biến phụ thuộc là QMDN, LNGNĐ và CTGNĐ với mức ý nghĩa Sig là 0.000 (nhỏ 
hơn 1%). 
4.2. Đánh giá về độ phù hợp của mô hình 
54 Taïp chí nghieân cöùu Taøi chính keá toaùn
độ CBTT trên BCTCGNĐ là QMDN, LNGNĐ, 
CTGNĐ và tất cả các biến đều cho thấy tác động 
thuận chiều. Trong đó biến LNGNĐ cho kết quả 
tác động lớn nhất đến mô hình. Dựa trên kết quả 
này, một số chính sách sẽ được đề xuất cho các 
DNNY nhằm có thể nâng cao mức độ CBTT trên 
BCTCGNĐ của mình thông qua việc gia tăng 
quy mô doanh nghiệp bằng cách tăng tổng tài sản 
nhằm tăng tiềm lực tài chính, gia tăng lợi nhuận 
của DNNY cũng như có những chính sách phù 
hợp cho việc phân chia cổ tức đối với các cổ đông 
hiện hữu.
5.2. Gợi ý các chính sách liên quan
Từ kết quả nghiên cứu trên, tác giả đề xuất một 
số gợi ý chính sách nhằm góp phần nâng cao mức 
độ CBTT trên BCTCGNĐ
Quy mô doanh nghiệp
- Phát hành cổ phiếu, trái phiếu trên thị trường. 
Hình thức phát hành cổ phiếu nên được ưu tiên 
hơn vì có đặc trưng cơ bản là tăng vốn mà không 
làm tăng nợ của doanh nghiệp.
- Vay vốn của các ngân hàng thương mại. Trong 
quá trình sử dụng vốn, doanh nghiệp phải tính toán 
trả nợ ngân hàng theo đúng tiến độ kế hoạch.
- Huy động vốn thông qua liên doanh, liên 
kết với các tổ chức cá nhân trong và ngoài nước. 
Phương thức này sẽ huy động được một lượng vốn 
lớn cần thiết cho một số hoạt động mà không làm 
tăng nợ, nhưng cũng có những hạn chế nhất định 
do phải chia sẻ lợi nhuận cho bên liên doanh. 
Lợi nhuận giữa niên độ
- Tăng doanh thu thông qua việc nâng cao chất 
lượng sản phẩm, áp dụng thêm một số phương 
thức như tăng tiếp thị trực tuyến, tăng thêm dịch 
vụ giá trị gia tăng để khách hàng quay lại, tăng 
thêm chi phí hậu mãi, tăng khuyến mãi.
- Giảm thiểu chi phí chưa hợp lý như hạn chế 
đầu tư trang thiết bị mới nếu không cần thiết, giảm 
mức phẩm cấp của các văn phòng phẩm, giảm 
chi phí văn phòng và lưu kho, giảm các chi phí 
truyền thông gián tiếp, hoặc bổ sung việc 
kiểm tra, kiểm soát nội bộ cho các khoản chi 
phí trên cơ sở lập ra định mức và dự toán.
Cổ tức giữa niên độ
Việc tăng mức chia cổ tức giữa niên độ cho 
các cổ đông cần được các DNNY xem xét một 
cách kỹ lưỡng và đối chiếu sao cho phù hợp với 
chính sách chia cổ tức của công ty cũng như kế 
hoạch kinh doanh cho năm tiếp theo. Tăng mức 
chia cổ tức không có nghĩa là các DNNY nên dùng 
tất cả lợi nhuận sau thuế chia hết cho các cổ đông, 
vì nếu phân chia hết sẽ dẫn đến việc không có vốn 
để tiến hành tái đầu tư.
Tài liệu tham khảo:
Akerlof, G. A. (1970). The market for lemons: Quality 
uncertainty and the marketmechanism, The Quarterly Journal of 
Economics, 84(3), 488-500.
Bộ Tài chính (2005). Hệ thống chuẩn mực kế toán Việt Nam. 
Nhà xuất bản Tài chính.
Bộ Tài chính (2015). Thông tư số 155/2015/TT-BTC về 
“Hướng dẫn công bố thông tin trên thị trường chứng khoán”, 
ban hành ngày 06 tháng 10 năm 2015.
David, M. (2012). The determinants of forward-looking 
disclosures in interim reports for non-financial firms: Evidence 
from a developing country. International Journal of Accounting 
and Financial Reporting.
Dương Ngọc Như Quỳnh (2017). Nghiên cứu các nhân tố 
ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin trên báo cáo tài chính 
giữa niên độ của các công ty niêm yết trên thị trường chứng 
khoán Việt Nam. Luận văn tốt nghiệp - trường Đại học Kinh tế 
Đà Nẵng.
Jensen, M. C., Meckling, W. H. (1976). The theory of the firm: 
Managerial behavior, agency costs and ownership structure, 
Journal of Financial Economics, 3(4), 305-360.
Ku Ismail, K. N. I. and Chandler, R. (2005). Disclosures 
in the quarterly reports of Malaysian companies. Financial 
Reporting, Regulation & Governance, 4(1), 1-25.
Musa, M. and Richard, P. (2012). The effect of audit 
committee shareholding, financial expertise and size on interim 
financial disclosures. Accounting and Business Research, Vol 35, 
No. 4, pp. 327-349.
Nguyễn Hữu Cường (2016). Nghiên cứu các nhân tố ảnh 
hưởng đến mức độ tuân thủ về công bố thông tin trong báo cáo 
tài chính giữa niên độ của các nước thuộc khu vực Châu Á-Thái 
Bình Dương. Báo cáo tổng kết đề tài khoa học và công nghệ cấp 
cơ sở do Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng quản lý 
(NXB Trường ĐH Kinh tế Đà Nẵng).
5 
Bảng 3: Đánh giá sự phù hợp của mô hình 
Mô hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Durbin-Watson 
CBTT .496a .246 .227 1.208 
Nguồn: Số liệu phân tích từ SPSS 
Bảng 4 cho thấy R2 hiệu chỉnh (Kiểm định F có Sig < 0.01), điều này có ý nghĩa rằng 22,7% sự 
thay đổi của biến CBTT được giải thích bởi các biến độc lập. Bên cạnh đó, dựa vào kiểm định 
Durbin-Watson cũng có thể thấy được mô hình không có hiện tượng tự tương quan (vì giá trị d = 
1.208, 1 < d < 3) 
4.3. Kết quả hồi quy 
Dựa trên kết quả kiểm định tính tương quan ở phần trên, tác giả tiến hành thực hiện hồi quy 
cho mô hình CBTT dựa trên 3 biến độc lập phù hợp. Kết quả như sau: 
Bảng 4: Kết quả hồi quy của mô hình 
Mô hình 
Hệ số hồi quy 
chưa chuẩn hóa 
Hệ số hồi quy 
đã chuẩn hóa t Sig. 
B Sai số chuẩ Beta 
CBTT (Hằng số) .239 .109 2.198 .030 
QMDN .018 .009 .187 1.944 .045 
LNGNĐ .028 .010 .273 2.723 .007 
CTGNĐ .003 .001 .175 2.095 .038 
Nguồn: Phân tích từ SPSS 
Kết quả phân tích hồi quy của mô hình sẽ được dựa trên hệ số hồi quy đã chuẩ hóa vì mang ý 
nghĩa kinh tế nhiều hơn, kết quả cho thấy cả 3 biến đưa vào mô hình đều có tác động và cùng cho 
thấy tác động cùng chiều. Mô hình hồi quy được trình bày như sau: 
CBTT (CSTC) = 0,187*QMDN + 0,273*LNGNĐ + 0,175*CTGNĐ + Ɛ 
Hệ số 0,187 lớn hơn 0 cho thấy QMDN có tác động tích cực đến mức độ CBTT. Điều này thể 
hiện rằng khi QMDN tăng lên 1 đơn vị thì mức độ CBTT trên BCTCGNĐ tăng tương ứng 0,018 khi 
các yếu tố đồng thời cùng tác động 
Tương tự như trên, hệ số của biến LNGNĐ và CTGNĐ đều lớn hơn 0 lần lượt là 0,273 và 
0,175. Cả hai nhân tố đều tác động thuận chiều đến việc CBTT trên BCTCGNĐ. Trong đó nhân tố 
LNGNĐ cho thấy sự tác động mạnh nhất với hệ số lớn nhất, điều này cho thấy tầm quan trọng của 
biến LNGNĐ đối với mức độ CBTT trên BCTCGNĐ. 
5. Kết luận và gợi ý chính sách 
5 
Bảng 3: Đánh giá sự phù hợp của mô hình 
Mô hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Durbin-Watson 
CBTT .496a .246 .227 1.208 
Nguồn: Số liệu phân tích từ SPSS 
Bảng 4 cho thấy R2 hiệu chỉnh (Kiểm định F có Sig < 0.01), điều này có ý nghĩa rằng 22,7% sự 
thay đổi của biến CBTT được giải thích bởi các biến độc lập. Bên cạnh đó, dựa vào kiểm định 
Durbin-Watson cũng có thể thấy được mô hình không có hiện tượng tự tương quan (vì giá trị d = 
1.208, 1 < d < 3) 
4.3. Kết quả hồi quy 
Dựa trên kết quả kiểm định tính tương quan ở phần trên, tác giả tiến hành thực hiện hồi quy 
cho mô hình CBTT dựa trên 3 biến độc lập phù hợp. Kết quả như sau: 
Bảng 4: Kết quả hồi quy của mô hình
Mô hình 
Hệ số hồi quy 
chưa chuẩn hóa 
Hệ số hồi quy 
đã chuẩn hóa t Sig. 
B Sai số chuẩn Beta 
CBTT (Hằng số) .239 .109 2.198 .030 
QMDN .018 .009 .187 1.944 .045 
LNGNĐ .028 .010 .273 2.723 .007 
CTGNĐ .003 .001 .175 2.095 .038 
Nguồn: Phân tích từ SPSS 
Kết quả phân tích hồi quy của mô hình sẽ được dựa trên hệ số hồi quy đã chuẩn hóa vì mang ý 
nghĩa kinh tế nhiều hơn, kết quả cho thấy cả 3 biến đưa vào mô hình đều có tác động và cùng cho 
thấy tác động cùng chiều. Mô hình hồi quy được trình bày như sau: 
CBTT (CSTC) = 0,187*QMDN + 0,273*LNGNĐ + 0,175*CTGNĐ + Ɛ 
Hệ số 0,187 lớn hơn 0 cho thấy QMDN có tác động tích cực đến mức độ CBTT. Điều này thể 
hiện rằng khi QMDN tăng lên 1 đơn vị thì mức độ CBTT trên BCTCGNĐ tăng tương ứng 0,018 khi 
các yếu tố đồng thời cùng tác động 
Tương tự như trên, hệ số của biến LNGNĐ và CTGNĐ đều lớn hơn 0 lần lượt là 0,273 và 
0,175. Cả hai nhân tố đều tác động thuận chiều đến việc CBTT trên BCTCGNĐ. Trong đó nhân tố 
LNGNĐ cho thấy sự tác động mạnh nhất với hệ số lớn nhất, điều này cho thấy tầm quan trọng của 
biến LNGNĐ đối với mức độ CBTT trên BCTCGNĐ. 
5. Kết luận và gợi ý chính sách 
TAØI CHÍNH DOANH NGHIEÄP Soá 08 (193) - 2019