7. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
3.3. PHÂN TÍCH HỒI QUY LOGITIC ĐA THỨC
Nghiên cứu thực hiện các hồi quy logistic đa biến (multinomial logistic regression) dựa trên dữ liệu thu thập đƣợc của các biến, các kết quả nhận đƣợc nhƣ sau:
Bảng 3.8. Độ phù hợp của mô hình
Model Model Fitting Criteria Likelihood Ratio Tests -2 Log Likelihood Chi-Square df Sig. Intercept Only 218.182
Final 39.093 179.088 22 .000
Kết quả từ bảng 3.8 cho biết mức độ phù hợp của mô hình hồi quy. Xem xét trị số -2 Log Likelihood, giá trị này càng nhỏ chứng tỏ mô hình càng phù hợp. Ở đây giá trị -2 Log Likelihood có giá trị bằng 39.093, giá trị này cho thấy mô hình có mức độ phù hợp khá tốt.
Bảng 3.9. Mức độ phù hợp của mô hình bằng Pseudo R-Square
Cox and Snell .833
Nagelkerke .939
McFadden .821
Kết quả từ bảng 3.9 thể hiện mức độ phù hợp của mô hình bằng trị số pseudo R2. Tại đây giá trị này đƣợc thể hiện kết quả bằng 3 cách tính R2
từ 3 tác giả khác nhau, tuy nhiên đối với cách tính nào thì R2
cũng lớn hơn 80%. Do đó, có thể nói rằng dữ liệu trong mô hình hồi quy giải thích đƣợc trên 80% độ biến thiên của dữ liệu trong thực tế.
Ngoài ra, kết quả từ phân tích mô hình hồi quy Multinominal Logistic còn kiểm định mức độ tƣơng quan bằng hệ số Chi-Square.
Bảng 3.10. Mức độ tương quan bằng hệ số Chi-Square
Effect
Model Fitting Criteria Likelihood Ratio Tests -2 Log Likelihood of
Reduced Model Chi-Square df Sig.
Intercept 39.093a .000 0 . ACHANGE 39.375 .282 2 .869 Ln_SATA 41.756 2.663 2 .264 ROA 42.803 3.709 2 .157 LEV 41.471 2.377 2 .305 Ln_STOWN 39.726 .633 2 .729 BODT 57.295 18.202 2 .000 LogSIZE 49.175 10.082 2 .006 LOSS 76.956 37.862 2 .000 AUDSIZE 54.752 15.659 2 .000 AUDCHA 49.645 10.552 2 .005 RST 60.158 21.064 2 .000
Bảng 3.10 thể hiện kết quả từ việc kiểm tra mức độ tƣơng quan đơn thông qua hệ số Chi-Square giữa những biến độc lập đối với biến phụ thuộc. Có thể nhận thấy rằng các biến có ảnh hƣởng rõ ràng đến biến độc lập là LOSS, RST, BODT, AUDSIZE, AUDCHA, LogSIZE. Những biến này có trị số Chi-Square khá cao, với hệ số Chi-Square lần lƣợt là 37.862, 21.064, 18.202, 15.659, 10.552, 10.082, cho thấy các biến này có mối tƣơng quan lớn đến biến phụ thuộc. Đi sâu vào phân tích mô hình hồi quy tổng thể, ta xem bảng 3.11 - Ƣớc lƣợng tham số - Parameter Estimates:
Bảng 3.11. Ước lượng tham số
FRAUDa B Std. Error Wald df Sig. Exp(B)
95% Confidence Interval for Exp(B)
Lower
Bound Upper Bound
1 Intercept 72.027 34.081 4.466 1 .035 ACHANGE -.786 7.523 .011 1 .917 .456 1.801E-007 1153763.254 Ln_SATA .251 1.139 .049 1 .826 1.285 .138 11.971 ROA -.366 .215 2.913 1 .088 .693 .455 1.056 LEV -.060 .043 1.907 1 .167 .942 .865 1.025 STOWN .033 .043 .594 1 .441 1.034 .950 1.125 BODT -.277 .121 5.218 1 .022 .758 .598 .961 LogSize -1.895 1.078 3.088 1 .079 .150 .018 1.244 [LOSS=.00] -4.212 2.276 3.425 1 .064 .015 .000 1.282 [LOSS=1.00] 0b . . 0 . . . .
FRAUDa B Std. Error Wald df Sig. Exp(B)
95% Confidence Interval for Exp(B)
Lower
Bound Upper Bound
[AUDSIZE=1.00] 0b . . 0 . . . . [AUDCHA=.00] -1.022 2.239 .208 1 .648 .360 .004 28.986 [AUDCHA=1.00] 0b . . 0 . . . . [RST=.00] -9.871 3.618 7.445 1 .006 5.167E-005 4.305E-008 .062 [RST=1.00] 0b . . 0 . . . . 2 Intercept 63.430 28.370 4.999 1 .025 ACHANGE 2.039 5.561 .134 1 .714 7.679 .000 415690.678 Ln_SATA -.791 .568 1.941 1 .164 .453 .149 1.380 ROA -.139 .140 .989 1 .320 .870 .662 1.144 LEV -.038 .033 1.282 1 .257 .963 .903 1.028 STOWN .006 .027 .044 1 .833 1.006 .954 1.060 BODT -.002 .047 .002 1 .962 .998 .910 1.094
FRAUDa B Std. Error Wald df Sig. Exp(B)
95% Confidence Interval for Exp(B)
Lower
Bound Upper Bound
[LOSS=.00] 4.480 2.904 2.380 1 .123 88.246 .298 26155.457 [LOSS=1.00] 0b . . 0 . . . . [AUDSIZE=.00] 4.252 1.704 6.227 1 .013 70.260 2.490 1982.167 [AUDSIZE=1.00] 0b . . 0 . . . . [AUDCHA=.00] -4.353 1.706 6.513 1 .011 .013 .000 .364 [AUDCHA=1.00] 0b . . 0 . . . . [RST=.00] -4.529 1.973 5.271 1 .022 .011 .000 .515 [RST=1.00] 0b . . 0 . . . .
a. The reference category is: .00.
Từ kết quả ở bảng 3.11, kết quả từ mô hình 1 và mô hình 2 giải thích đƣợc các nhân tố nào ảnh hƣởng đến các sai phạm trọng yếu theo hƣớng khai khống và khai thiếu trên BCTC.
Đối với trƣờng hợp khai khống, các nhân tố ảnh hƣởng đến sai phạm trọng yếu theo kết quả phân tích là BODT, AUDSIZE, RST (sig < 0.05), LOSS, ROA và LogSIZE (sig <0.1).
Đối với trƣờng hợp sai phạm trọng yếu trên BCTC theo hƣớng khai thiếu, các nhân tố có ý nghĩa đối với mô hình là AUDSIZE, AUDCHA, RST và LogSIZE (sig < 0.05).
Kết quả cụ thể của mô hình hồi quy đa biến với từng nhân tố đƣợc thống kê nhƣ sau:
Tố độ tăng trƣởng tà sản bìn quân (ACHANGE)
Kết quả thực nghiệm ở trên cho thấy tốc độ tăng trƣởng tài sản bình quân không có ý nghĩa đối với mô hình (sig > 0.1). Có thể, điều này nói lên rằng giai đoạn tăng trƣởng tài sản không ảnh hƣởng đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận, hoặc cũng có thể, nhà đầu tƣ hoặc cổ đông không chú tâm quá lớn vào tình hình tăng trƣởng của một công ty để ra quyết định đầu tƣ hoặc điều chỉnh chính sách. Dù cho những nghiên cứu trƣớc đây của các tác giả trong và ngoài nƣớc đều cho rằng nhân tố tốc độ tăng trƣởng tài sản bình quân đƣợc cho là có ảnh hƣởng đến sai phạm trọng yếu theo chiều hƣớng nếu tốc độ tăng trƣởng tài sản bình quân tăng lên thì theo đó sai phạm theo hƣớng khai khống cũng tăng lên. Tuy nhiên kết quả thực nghiệm từ mô hình hồi quy đa biến dù không có ý nghĩa với mô hình nhƣng chiều ảnh hƣởng của tốc độ tăng trƣởng tài sản lại cho thấy điều ngƣợc lại, khi tốc độ tăng trƣởng tăng lên thì khai khống sẽ ít đi còn khai thiếu sẽ tăng lên. Có thể, chiều hƣớng này đang đi kèm với các vấn đề về thuế mà doanh nghiệp đang nhắm đến. Với kết quả này, giả thuyết H1a và H1b hoàn toàn bị bác bỏ.
Vòng qu y vốn (SATA)
Theo kết quả từ mô hình hồi quy đa biến ở bảng 3.11, với các giá trị sig cho mô hình 1 và 2 lần lƣợt là 0.826 và 0.164 lớn hơn rất nhiều so với 0.1, điều này cho thấy rõ ràng nhân tố này không có ý nghĩa với mô hình và ít tác động đến sai phạm trọng yếu trên BCTC.
Kết quả này ngƣợc lại với những nghiên cứu trƣớc đây của Person, 1995 và Hawariah, 2014; vòng quay vốn có tác động mạnh đến sai phạm trọng yếu trên BCTC của một doanh nghiệp. Với kết quả từ nghiên cứu thực nghiệm trên 100 công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam năm 2015, có thể thấy rằng, với các doanh nghiệp Việt Nam, áp lực từ việc tao ra doanh từ từ tài sản không phải là yếu tố ảnh hƣởng trọng yếu đến hành vi sai phạm trên BCTC dù cho là khai khống hay khai thiếu đi nữa. Điều này dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H2a và H2b.
Tỷ suất s n lờ trên tà sản (ROA)
Kết quả nghiên cứu 100 công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam cho thấy nhân tố tỷ suất sinh lời trên tài sản ROA có ý nghĩa với mô hình 1 hay nói cách khác, ROA có ảnh hƣởng lớn đến sai phạm trọng yếu theo hƣớng khai khống lợi nhuận (sig. <0.1). Tuy nhiên, ROA lại không có ý nghĩa đối với trƣờng hợp khai thiếu lợi nhuận (sig. > 0.1).
Đối với trƣờng hợp khai khống trên BCTC, kết quả nghiên cứu hoàn toàn phù hợp với giả thuyết ban đầu đặt ra về mối quan hệ nghịch chiều giữa tỷ suất sinh lời trên tài sản và mức độ khai khống trên BCTC: khi công ty niêm yết có tỷ suất sinh lời trên tài sản càng thấp thì khả năng BCTC có sai phạm trọng yếu theo chiều hƣớng khai khống càng cao. Kết quả này hoàn toàn phù hợp với kết quả nghiên cứu của Amara, 2013 khi cho rằng ROA có ảnh hƣởng lớn đến các sai phạm trọng yếu trên BCTC của doanh nghiệp.
tích, đánh giá tình hình kinh doanh, tài chính của một doanh nghiệp hay năng lực điều hành của Ban quản lý từ góc độ ngƣời sử dụng BCTC để đƣa ra nhận định hay quyết định kinh tế đối với công ty hay cá nhân Ban quản lý. Đây có thể là lý do dẫn đến áp lực nâng cao chỉ tiêu này bằng cách khai khống lợi nhuận trên BCTC. Tuy nhiên, khi một doanh nghiệp lựa chọn hành vi gian lận bằng cách khai thiếu lợi nhuận, ROA không phải là nhân tố ảnh hƣởng đến việc đi đến quyết định này. Có thể, đối với những công ty này, chỉ tiêu ROA không phải là mục tiêu mà họ nhắm đến hay việc nhận đƣợc nguồn đầu tƣ hay để đƣợc đánh giá năng lực là tốt không phải là lựa chọn hàng đầu của công ty hay của chính nhà quản lý.
Sự khác nhau giữa tác động của ROA đến khả năng khai khống hay khai thiếu có thể nói lên sự khác biệt trong nguyên nhân dẫn đến sai phạm trọng yếu BCTC của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam. Kết quả này dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H3b và chấp nhận giả thuyết H3a.
Đòn ân nợ (LEV)
Với kết quả nghiên cứu từ mô hình cho thấy, trong trƣờng hợp nghiên cứu tại Việt Nam với 100 công ty niêm yết, đòn cân nợ không có ý nghĩa với sai phạm trọng yếu trên BCTC (sig. > 0.1) theo cả chiều hƣớng khai khống và khai thiếu.
Với kết quả này, tiêu chí về đòn cân nợ dƣờng nhƣ không có ảnh hƣởng đến các nhận định và kết luận để đi đến quyết định của các bên sử dụng BCTC nhƣ nhà đầu tƣ, ngân hàng, nhà cung cấp, chủ nợ. Điều này dẫn đến sự khác biệt với các nghiên cứu trƣớc đây của Person (1995), Spathis (2002), Ujal và cộng sự (2012), hay Amara và cộng sự (2013), đều cho kết quả tƣơng tự nhau về quan hệ giữa đòn cân nợ và sai phạm trọng yếu với kết luận các công ty có đòn cân nợ càng cao càng có khả năng sai phạm trọng yếu trên BCTC. Điều này đi đến nhận định rằng việc áp dụng chỉ tiêu này ở Việt Nam
để đánh giá khả năng thanh toán nợ là không cao nhƣ ở các quốc gia khác. Đây có thể là do các chính sách, quy trình đánh giá năng lực thanh toán nợ của khách hàng của các ngân hàng còn khá dễ dàng và lỏng lẻo, mà nguyên nhân đến từ việc cạnh tranh khốc liệt giữa các ngân hàng thƣơng mại và các định chế tài chính ở Việt Nam. Thực tế số lƣợng các ngân hàng thƣơng mại và các tổ chức tín dụng ở nƣớc ta hiện nay là khá cao với các nƣớc trong khu vực tuy nhiên tỷ lệ vốn an toàn tối thiểu (CAR) lại thấp hơn rất nhiều so với các nƣớc trong khu vực [29].
Kết quả này dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H4a và H4b.
Tìn trạng lợ n uận ở năm trƣớ (LOSS)
Dựa trên kết quả từ bảng 3.11, tình trạng lợi nhuận năm trƣớc có ý nghĩa đối với mô hình 1 hay nói cách khác, khi tình trạng lợi nhuận năm bị thua lỗ thì khả năng xảy ra sai phạm trọng yếu theo hƣớng khai khống sẽ càng cao (sig. < 0.1). Tuy nhiên, tình trạng lợi nhuận năm trƣớc lại không có ảnh hƣởng đến khả năng khai thiếu trên BCTC (sig. > 0.1).
Áp lực tài chính có thể xuất hiện do doanh nghiệp bị thua lỗ (Lou & Wang, 2009). Điều này hoàn toàn phù hợp với kết quả kiểm định giả thuyết H5a về mối quan hệ thuận chiều của tình trạng lợi nhuận ở năm trƣớc và sai phạm trọng yếu theo hƣớng khai khống trên BCTC. Có thể nói rằng, áp lực từ việc cải thiện tình hình lợi nhuận năm nay so với năm trƣớc chính là áp lực lớn đối với nhà quản lý đồng thời cũng là áp lực đối với toàn công ty. Từ đó, hành vi khai khống đƣợc thúc đẩy để thực hiện sai phạm. Tuy nhiên, rõ ràng từ kết quả nghiên cứu thì tình trạng lợi nhuận năm trƣớc dƣờng nhƣ không có ý nghĩa đối với việc công ty niêm yết có khai thiếu lợi nhuận hay không. Điều này có thể nói lên rằng, các đối tƣợng sử dụng BCTC của một công ty niêm yết quan tâm nhiều đến tình trạng lợi nhuận của một công ty có tốt hay không để ra quyết định. Kết quả này hƣớng đến việc bác bỏ giả thuyết H5b và chấp
nhận giả thuyết H5a.
Sở ữu n à nƣớ (STOWN)
Theo kết quả từ mô hình, tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc gần nhƣ không có ảnh hƣởng đến vấn đề khai khống, khai thiếu dẫn đến sai phạm trọng yếu trên BCTC (sig. > 0.1).
Tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc cho thấy sự phụ thuộc của doanh nghiệp vào nhà nƣớc. Gần nhƣ không có tác động của nhân tố này đến sai phạm trọng yếu trên BCTC. Điều này có thể đƣợc giải thích bởi quyết định số 707/QĐ-TTg về việc phê duyệt Đề án “Cơ cấu lại doanh nghiệp nhà nƣớc, trọng tâm là tập đoàn kinh tế, tổng công ty nhà nƣớc giai đoạn 2016 - 2020” với các mục tiêu:
- Sắp xếp, cổ phần hóa, thoái vốn nhà nƣớc để doanh nghiệp nhà nƣớc có cơ cấu hợp lý hơn.
- Đầu tƣ tập trung vào các lĩnh vực khoa học, công nghệ; ngành, lĩnh vực mang tầm chiến lƣợc, có tính dẫn dắt, định hƣớng xây dựng nền kinh tế tri thức, có hàm lƣợng công nghệ cao
- Tập trung xử lý dứt điểm các tồn tại, yếu kém của doanh nghiệp nhà nƣớc và doanh nghiệp có vốn nhà nƣớc phù hợp với quy định của pháp luật, đảm bảo công khai, minh bạch, theo cơ chế thị trƣờng.
- Hoàn thiện mô hình quản lý, giám sát doanh nghiệp nhà nƣớc và vốn, tài sản Nhà nƣớc đầu tƣ tại doanh nghiệp. Sớm tách chức năng đại diện chủ sở hữu vốn của Nhà nƣớc tại doanh nghiệp nhà nƣớc và doanh nghiệp có vốn nhà nƣớc với chức năng quản lý nhà nƣớc của các bộ, ngành, địa phƣơng.
Rõ ràng, mục tiêu hàng đầu hiện nay là vấn đề thoái vốn, phân tách chức năng đại diện chủ sở hữu của nhà nƣớc và xử lý dứt điểm các vấn đề còn tồn đọng trong các doanh nghiệp nhà nƣớc và có vốn nhà nƣớc. Điều này đã tác động đến cơ hội thực hiện hành vi sai phạm trọng yếu trên BCTC giảm đi đáng kể. Do đó, giả thuyết H6 bị bác bỏ.
Mứ độ độ lập ủ Hộ đồng quản trị (BODT)
Từ kết quả ở bảng 3.7, có thể thấy rằng, biến BODT có ảnh hƣởng mạnh đến tình hình sai phạm trọng yếu trên BCTC (sig. <0.05) theo hƣớng khai khống và đây là quan hệ tuyến tính nghịch chiều. Tức là, khi tỷ lệ số thành viên mức độ độc lập của Hội đồng quản trị càng lớn thì sai phạm trọng yếu trên BCTC theo hƣớng khai khống càng ít. Tuy nhiên, ở mô hình 2, BODT gần nhƣ không có ý nghĩa với mô hình (sig. > 0.1), có nghĩa là mức độ độc lập của Hội đồng quản trị không có mối quan hệ đến sai phạm trọng yếu theo hƣớng khai thiếu lợi nhuận.
Các nghiên cứu đƣợc thực hiện bởi Beasley (1996), Hasnan & cộng sự (2008), và Skousen & cộng sự (2008), Amara và cộng sự (2013) cho rằng có ảnh hƣởng của mức độ độc lập của hội đồng quản trị đối với các sai phạm trọng yếu trên BCTC. Do đó, khi số thành viên độc lập trong Hội đồng quản trị càng cao, thì mức độ sai phạm trọng yếu càng giảm đi, mà cụ thể theo kết quả nghiên cứu này thì mức độ khai khống ngày càng giảm đi. Rõ ràng, khi các mức độ độc lập càng ít thì quyết định của công ty càng bị chi phối nhiều bởi các ý kiến chủ quan của ngƣời lãnh đạo, điều này khiến hành vi sai phạm dễ dàng đƣợc thông qua mà cụ thể là hành vi khai khống. Bởi vì các công ty niêm yết rất quan tâm đến vấn đề lợi nhuận, do đó, với ý muốn chủ quan của Ban giám đốc, việc khai khống lợi nhuận sẽ giúp để thu hút đầu tƣ, để năng lực kinh doanh đƣợc đánh giá tốt là khả quan hơn. Cho nên, kết quả này dẫn đến việc chấp nhận một phần giả thiết H7.