V. K ết cấu của đề tài
2.5.2.6Biến khả năng sinh lợi tăng thêm
H6 : Các doanh nghiệp có mức tăng trưởng lợi nhuận lớn sẽ có thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại lớn hơn các doanh nghiệp có mức tăng trưởng lợi nhuận nhỏ.
2.5.2.6.1 Kiểm định tham số:
Bảng 2.23 – Thống kê mô tả biến khả năng sinh lợi tăng thêm
Thuehoanlai N Trung bình Độ lệch chuẩn Sai số chuẩn
Khongcothuehoanlai 73 4.2629 .91309 .10687
Cothuehoanlai 27 4.4122 .99655 .19179
Bảng 2.23 cho thấy giá trị trung bình mức tăng trưởng lợi nhuận của nhóm doanh nghiệp có phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại lớn hơn giá trị trung bình mức tăng trưởng lợi nhuận của nhóm doanh nghiệp không có phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại. Kết quả thống kê mô tả phù hợp với giả thuyết H6.
Bảng 2.24 – Kết quả kiểm định Independent Samples Test Các kiểm định Equal variances assumed Equal variances not assumed Kiểm định Levene F .003 Sig. .959 Kiểm định t t -.708 -.680 df 98 43.151 Sig. (2-tailed) .480 .500 * Nhận xét:
Giá trị Sig trong kiểm định Levene bằng 0,959 > 0,05 tức là phương sai giữa hai nhóm doanh nghiệp có và không có phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại không khác nhau, ta sử dụng kết quả kiểm định t ở cột Equal variances assumed. Giá trị Sig trong kiểm định t bằng 0,480 > 0,05 nghĩa là không có sự khác biệt có ý nghĩa về trung bình mức tăng trưởng lợi nhuận của hai nhóm doanh nghiệp. Ta không có cơ sở thống kê để kết luận mức tăng trưởng lợi nhuận có tác động đến việc phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại.
2.5.2.6.2 Kiểm định phi tham số:
Theo kết quả bảng 2.25, hạng trung bình mức tăng trưởng lợi nhuận của nhóm doanh nghiệp có phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại lớn hơn hạng trung bình mức tăng trưởng lợi nhuận của nhóm doanh nghiệp không có phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại. Kết quả thống kê mô tả phù hợp với giả thuyết H6.
Bảng 2.25 – Thống kê mô tả biến khả năng sinh lợi tăng thêm
Thuehoanlai N Hạng trung bình Tổng hạng Khongcothuehoanlai 73 48.33 3528.00 Cothuehoanlai 27 56.37 1522.00 Total 100 Bảng 2.26 – Kết quả Mann-Whitney U LnTangtruongLN Mann-Whitney U 827.000 Wilcoxon W 3528.000 Z -1.231
Asymp. Sig. (2-tailed) .218
* Nhận xét:
Giá trị Sig bằng 0,218 > 0,05 nên không có cơ sở thống kê để kết luận mức tăng trưởng lợi nhuận có tác động đến việc phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại.
Như vậy, cả hai kiểm định tham số và phi tham số đều cho kết quả mức tăng trưởng lợi nhuận không có ý nghĩa.
2.5.3 Mô hình hồi quy Binary Logistic: 2.5.3.1 Xem xét ma trận hệ số tương quan: 2.5.3.1 Xem xét ma trận hệ số tương quan:
Mô hình hồi quy được xây dựng để xem xét mối quan hệ giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc. Nếu xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, kết quả của mô hình sẽ bị ảnh hưởng. Hiện tượng đa cộng tuyến được gây ra bởi sự tương quan chặt chẽ giữa các biến độc lập, vì vậy ta sẽ lập ma trận hệ số tương quan để xem xét các mối tương quan này.
Bảng 2.27 – Ma trận hệ số tương quan giữa các biến độc lập
CtyKiem toan TSnovay _TS LnTong taisan LnDoanh thu LnTSno_ VCSH LnTS
thanhtoan LnROA LnROE
LnTang truongLN CtyKiemtoan 1 .134 .572** .464** .039 -.087 -.037 -.044 -.013 TSnovay_TS .134 1 .465** .288** .738** -.632** -.471** -.217* -.194 LnTongtaisan .572** .465** 1 .725** .260** -.177 -.260** -.177 -.125 LnDoanhthu .464** .288** .725** 1 .124 -.081 .148 .218* .195 LnTSno_VCSH .039 .738** .260** .124 1 -.788** -.472** -.135 -.159 LnTSthanhtoan -.087 -.632** -.177 -.081 -.788** 1 .303** .050 .111 LnROA -.037 -.471** -.260** .148 -.472** .303** 1 .929** .782** LnROE -.044 -.217* -.177 .218* -.135 .050 .929** 1 .823** LnTangtruongLN -.013 -.194 -.125 .195 -.159 .111 .782** .823** 1 **. Tương quan ở mức ý nghĩa 0,01. *. Tương quan ở mức ý nghĩa 0,05.
Dựa vào bảng ma trận hệ số tương quan ở trên ta thấy có hiện tượng tương quan chặt chẽ giữa các biến, kể cả tương quan biến định lượng – định lượng và biến định danh – định lượng, kể cả tương quan giữa các biến trong nhóm lẫn tương quan giữa biến nhóm này với biến nhóm kia. Đặc biệt có tương quan mạnh giữa biến LnROA –
LnROE (hệ số tương quan 0,929 > 0,8) và LnROE – LnTangtruongLN (hệ số tương quan 0,823 > 0,8). Như vậy mô hình có nguy cơ tiềm ẩn hiện tượng đa cộng tuyến.
2.5.3.2 Mô hình hồi quy Binary Logistic:
Nghiên cứu xây dựng mô hình 1 bằng cách đưa tất cả các biến vào mô hình bằng phương pháp Enter trong SPSS. Sau đó, loại bỏ tất cả các biến có giá trị Sig của số thống kê Wald nhỏ hơn 0,05, và đưa các biến còn lại vào cùng một lúc bằng phương pháp Enter ta có mô hình 2.
2.5.3.2.1 Mô hình 1:
Dựa vào bảng 2.28 và 2.29 ta thấy mô hình có độ phù hợp tổng quát (Sig < 0,05) Bảng 2.28 - Kiểm định độ phù hợp tổng quát Chi-square df Sig. Step 35.753 9 .000 Block 35.753 9 .000 Model 35.753 9 .000 Bảng 2.29 – Độ phù hợp của mô hình -2 Log likelihood
Cox & Snell R Square
Nagelkerke R Square 80.899a .301 .437 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Mức độ chính xác về dự báo của mô hình thể hiện ở bảng 2.30. Kết quả cho thấy trong 73 trường hợp không phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại, mô hình dự đoán đúng 69 trường hợp, tỷ lệ dự đoán đúng là 94,5%. Trong 27 trường hợp có phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại, mô hình dự đoán đúng 14 trường hợp, tỷ lệ dựđoán đúng là 51,9%. Mẫu là 100 trường hợp, mô hình dự đoán đúng 83 trường hợp, vậy tỷ lệ dựđoán đúng của toàn bộ mô hình là 83%.
Bảng 2.30 – Bảng phân loại giá trị dự báo và giá trị thực tế Thực tế Dựđoán Thuehoanlai Tỷ lệ dự đoán đúng Khongcothuehoanlai Cothuehoanlai Thuehoanlai Khongcothuehoanlai 69 4 94.5 Cothuehoanlai 13 14 51.9 Tỷ lệ dựđoán đúng chung 83.0
Bảng 2.31 – Kiểm định độ phù hợp của dự báo
Chi-square df Sig.
6.676 8 .572
Bảng 2.31 cho thấy giá trị Sig bằng 0,572 > 0,05 chứng tỏ kết quả dự báo của mô hình là phù hợp.
Bảng 2.32 – Các biến trong mô hình
B S.E. Wald df Sig. Exp(B)
95.0% C.I.for EXP(B) Lower Upper CtyKiemtoan .562 .780 .519 1 .471 1.754 .380 8.094 TSnovay_TS -.011 .027 .162 1 .688 .989 .938 1.043 LnTongtaisan 1.024 .473 4.699 1 .030 2.785 1.103 7.033 LnDoanhthu .001 .362 .000 1 .999 1.001 .492 2.034 LnTSno_VCSH 3.445 1.551 4.935 1 .026 31.335 1.500 654.499 LnTSthanhtoan -.029 .740 .002 1 .969 .971 .228 4.144 LnROA 9.143 3.761 5.909 1 .015 9.352E3 5.877 1.488E7 LnROE -8.734 3.798 5.288 1 .021 .000 .000 .275 LnTangtruongLN .014 .579 .001 1 .980 1.015 .326 3.157 Hằng số -17.124 7.485 5.234 1 .022 .000
Tổng quát mô hình thể hiện ở Bảng 2.32. Trong mô hình, dấu hệ số hồi quy của biến LnTSno_VCSH, LnTSthanhtoan và LnROE trái với giả thuyết kiểm định tương quan, điều này có thể do hiện tượng đa cộng tuyến gây nên.
Các biến Ctykiemtoan, Tsnovay_TS, LnDoanhthu, LnTSthanhtoan,
LnTangtruongLN có giá trị Sig của số thống kê Wald lớn hơn 0,05 không có ý nghĩa thống kê. Các biến LnTongtaisan, LnTSno_VCSH, LnROA và LnROE có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Dùng phương pháp Enter đưa các biến có ý nghĩa vào cùng một lúc để xây dựng mô hình 2. 2.5.3.2.2 Mô hình 2: Độ phù hợp của mô hình thể hiện ở các bảng từ 2.33 đến 2.36. Bảng 2.33 – Kiểm định độ phù hợp tổng quát Chi-square df Sig. Step 34.988 4 .000 Block 34.988 4 .000 Model 34.988 4 .000 Bảng 2.34 – Độ phù hợp của mô hình
-2 Log likelihood Cox & Snell R Square
Nagelkerke R Square 81.664a .295 .429
Bảng 2.35 – Kiểm định độ phù hợp của dự báo
Chi-square df Sig.
Bảng 2.36 – Bảng phân loại giá trị dự báo và giá trị thực tế Thực tế Dựđoán Thuehoanlai Tỷ lệ dự đoán đúng Khongcothuehoanlai Cothuehoanlai Thuehoanlai Khongcothuehoanlai 68 5 93.2 Cothuehoanlai 14 13 48.1 Tỷ lệ dựđoán đúng chung 81.0
Chỉ tiêu -2LL bằng 81,664 không cao nên có thể đánh giá là mô hình phù hợp. Tuy nhiên nó lớn hơn giá trị -2LL (80,899) của mô hình 1 chứng tỏ độ phù hợp kém hơn mô hình 1 nhưng kém hơn không nhiều. Giá trị Sig thể hiện ở bảng 2.33 nhỏ hơn 0,05 nên mô hình có độ phù hợp tổng quát.
Bảng 2.36 cho biết mức độ chính xác về dự báo của mô hình. Trong 73 trường hợp không phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại, mô hình dự đoán đúng 68 trường hợp, tỷ lệ dự đoán đúng là 93,2%. Trong 27 trường hợp có phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại, mô hình dự đoán đúng 13 trường hợp, tỷ lệ dự đoán đúng là 48,1%. Mẫu là 100 trường hợp, mô hình dự đoán đúng 81 trường hợp, tỷ lệ dự đoán đúng của toàn bộ mô hình là 81%. Như vậy tỷ lệ dự đoán đúng của mô hình 2 thấp hơn mô hình 1 nhưng thấp hơn không nhiều. Theo Bảng 2.35, giá trị Sig bằng 0,391 > 0,05 cho thấy kết quả dự báo của mô hình là phù hợp.
Bảng 2.37 – Các biến trong mô hình
B S.E. Wald df Sig. Exp(B)
95.0% C.I.for EXP(B) Lower Upper LnTongtaisan 1.123 .294 14.589 1 .000 3.074 1.727 5.469 LnTSno_VCSH 3.646 1.510 5.829 1 .016 38.326 1.986 739.561 LnROA 10.143 3.634 7.792 1 .005 2.542E4 20.517 3.151E7 LnROE -9.708 3.627 7.163 1 .007 .000 .000 .074 Hằng số -18.209 5.241 12.069 1 .001 .000
Chỉ số CI cao, đồng thời theo công thức Du Pont thì biến khả năng sinh lợi và đòn bẩy tài chính có tương quan (ROE = ROA x Tổng tài sản / Vốn chủ sở hữu) nên xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình. Để xử lý vấn đề đa cộng tuyến có một số cách như loại bỏ bớt biến, tăng kích thước mẫu, lấy mẫu mới hay có thể bỏ qua vấn đề này vì theo Ramanathan (2003), đa cộng tuyến có thể không ảnh hưởng đến độ phù hợp, khả năng dự báo của mô hình, thậm chí có thể cải thiện độ phù hợp, khả năng dự báo.
Nghiên cứu thử làm một số thử nghiệm loại bớt biến. Thử nghiệm 1 loại biến Tổng tài sản thì các biến có ý nghĩa là LnDoanh thu, LnTSno_VCSH, LnROA, LnROE. Giá trị -2LL là 90,196 cao hơn giá trị -2LL (81,664) của mô hình 2, tức mô hình này kém phù hợp hơn mô hình 2. Tỷ lệ dự đoán đúng của mô hình thử nghiệm là 82% không cao hơn nhiều so với tỷ lệ dựđoán đúng (81%) của mô hình 2.
Thử nghiệm 2 loại cả nhóm biến quy mô doanh nghiệp thì các biến có ý nghĩa là Ctykiemtoan, LnTSno_VCSH, LnROA, LnROE. Có thể giải thích điều này như sau, các doanh nghiệp có quy mô lớn mới có thể chấp nhận phí kiểm toán của nhóm Big4 vì thường phí kiểm toán của nhóm Big4 cao hơn so với nhóm Non-Big4; đồng thời doanh nghiệp có quy mô lớn thì yêu cầu về chất lượng báo cáo kiểm toán cao hơn doanh nghiệp có quy mô nhỏ, thường báo cáo kiểm toán của Big4 chất lượng hơn của Non- Big4. Nhìn vào ma trận hệ số tương quan ta cũng thấy có tương quan chặt chẽ giữa biến Ctykiemtoan với biến LnTongtaisan và LnDoanhthu. Tuy nhiên, giá trị -2LL của thử nghiệm này là 92,194 lớn hơn giá trị -2LL (81,664) của mô hình 2, tức mô hình này có độ phù hợp kém hơn mô hình 2. Tỷ lệ dự đoán đúng của mô hình thử nghiệm là 82% không cao hơn nhiều so với tỷ lệ dựđoán đúng (81%) của mô hình 2.
Thử nghiệm 3, loại biến LnROE thì chỉ có biến LnTongtaisan có ý nghĩa. Giá trị -2LL là 103,212 cao hơn giá trị -2LL (81,664) của mô hình 2, tức mô hình này kém phù hợp hơn mô hình 2. Tỷ lệ dự đoán đúng của mô hình thử nghiệm này là 77% thấp
hơn tỷ lệ dựđoán đúng (81%) của mô hình 2, đặc biệt tỷ lệ dựđoán đúng doanh nghiệp có phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại chỉ là 22,2%. Như vậy khả năng dựđoán đúng của mô hình này kém hơn mô hình 2.
Thử nghiệm 4, loại biến LnTSno_VCSH thì cũng chỉ có biến LnTongtaisan có ý nghĩa nhưng với mức ý nghĩa 10%. Chạy mô hình riêng cho biến LnTongtaisan ta có các giá trị -2LL và tỷ lệ dự đoán đúng như đã nêu ở thử nghiệm 3. Nghĩa là, mô hình thử nghiệm 4 cũng kém hơn mô hình 2 vềđộ phù hợp tổng quát cũng như khả năng dự đoán đúng.
Như vậy, qua một số thử nghiệm ta nhận thấy mô hình 2 là mô hình được tối ưu hóa để dự đoán với bốn biến có ý nghĩa là LnTongtaisan, LnTSno_VCSH, LnROA và LnROE. Hàm của mô hình như sau:
= = = ] ) 0 ( ) 1 ( [ i Thuehoanla P i Thuehoanla P Ln i i -18,209 + 1,123LnTongtaisani + 3,646LnTSno_VCSHi + + 10,143LnROAi – 9,708LnROEi (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Dấu của biến LnROE và LnTSno_VCSH trái với giả thuyết có thể do ảnh hưởng của đa cộng tuyến. Như đã phân tích ở trên để đạt được mô hình tối ưu về độ phù hợp và khả năng dự đoán, ta chấp nhận mô hình 2 với hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả mô hình cho thấy tổng tài sản, tỷ số nợ trên vốn chủ sở hữu và tỷ suất sinh lời trên tài sản có tác động làm tăng khả năng phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại. Tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu làm giảm khả năng phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại. Trong đó, tỷ suất sinh lời trên tài sản có tác động mạnh nhất. Cụ thể tác động biên của LnROA lên khả năng phát sinh chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại với xác suất ban đầu là 0,5 thì tác động này bằng 0,5x(1-0,5)x10,143 = 2,536; tác động biên của LnROE, LnTSno_VCSH và LnTongtaisan lần lượt là 2,427; 0,912 và 0,281.
KẾT LUẬN CHƯƠNG II
Qua thu thập, phân tích số liệu từ các doanh nghiệp mẫu cho ta một bức tranh tương đối về ảnh hưởng của chính sách thuế đến việc áp dụng chế độ, chuẩn mực kế toán Việt Nam trong các công ty niêm yết tại Việt Nam. Tỷ lệ doanh nghiệp chọn chính sách kế toán gần với quy định thuế là khá cao. Các doanh nghiệp nghiên cứu là các doanh nghiệp niêm yết, các doanh nghiệp này cần thông tin tài chính trung thực, hợp lý để cung cấp cho các đối tượng liên quan như cổ đông, chủ nợ… nhưng vẫn có xu hướng lựa chọn chính sách kế toán phù hợp với chính sách thuế chứ không thực hiện đúng chếđộ, chuẩn mực kế toán. Điều này cho thấy sức ảnh hưởng của chính sách thuếđến việc thực hiện chếđộ, chuẩn mực kế toán là rất lớn.
Để đánh giá nhân tố nào đã tác động đến sự lựa chọn này, nghiên cứu đã sử dụng phương pháp kiểm định mối liên hệ và mô hình hồi quy. Kết quả kiểm định mối liên hệ cho thấy các biến tổng tài sản, doanh thu và công ty kiểm toán có tương quan; các biến tỷ số nợ trên vốn chủ sở hữu, tỷ số nợ vay trên tài sản, tỷ số thanh toán ngắn hạn, ROA, ROE và mức tăng trưởng lợi nhuận không có tương quan. Mô hình hồi quy tối ưu có các biến có ý nghĩa là tổng tài sản, tỷ số nợ trên vốn chủ sở hữu, ROA, ROE. Như vậy quy mô doanh nghiệp và công ty kiểm toán là các nhân tố có tác động tương quan đến sự lựa chọn chính sách kế toán gần quy định thuế của doanh nghiệp. Biến đòn bẩy tài chính và khả năng sinh lợi tuy tự thân chúng không có tác động tương quan đến sự lựa chọn chính sách kế toán của doanh nghiệp nhưng chúng có tác động trong sự