chỉnh
STT Mã hóa
nhân tố
Tên nhân tố Biến quan sát Ghi chú
1 BC Chuẩn mực về báo cáo kiểm toán
CM1, CM2, BC1, BC2, BC3, BC4
Giữ ngun tên 2 DL Tính độc lập của kiểm
tốn viên
DL1, DL2, DL3, DL4
Giữ nguyên tên 3 NL Năng lực của kiểm toán
viên
NL1, NL2, NL3, NL4
Giữ nguyên tên 4 KVQMTN Kỳ vọng quá mức của
người sử dụng thông tin về trách nhiệm của kiểm toán viên
KVQM1, KVQM2, NC1, NC2
Điều chỉnh tên
5 GD Giáo dục, đào tạo về kiểm tốn của người sử dụng thơng tin
GD1, GD2, GD3 Giữ nguyên tên
6 NC Nhu cầu của người sử dụng thông tin
NC3, NC4 Giữ nguyên tên 7 KVQMCB Kỳ vọng quá mức của
người sử dụng thông tin về cảnh báo của kiểm toán
KVQM3, KVQM4, KVQM5
Điều chỉnh tên
8 CMKS Chuẩn mực kiểm toán chưa đầy đủ
CM3, CM4 Giữ nguyên tên Như vậy trong số 8 nhân tố trên, các nhân tố 1, 2,3,5,6, 8 được giữ nguyên như ban đầu, các nhân tố 4, 7 có sự thay đổi về biến quan sát cũng như tên nhân tố. Luận án tiếp tục sử dụng Cronbach’s Alpha để kiểm chứng lại độ tin cậy các thang đo của tập biến độc lập mới, kết quả như sau:
Bảng 4.16: Kết quả đánh giá độ tin cậy thang đo các nhân tố ảnh hưởng
tới khoảng cách kỳ vọng trong kiểm toán sau điều chỉnh
Biến quan sát Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item-Total Correlation
Cronbach's Alpha if Item Deleted
1. Chuẩn mực về báo cáo kiểm toán (BC): Cronbach’s Alpha = 0.814
BC1 19.21 7.469 .492 .806 BC2 19.39 8.114 .611 .784 BC3 19.50 6.994 .626 .773 BC4 19.23 7.572 .508 .800 CM1 19.63 7.274 .632 .772 CM2 19.43 7.404 .638 .772
2. Tính độc lập của kiểm tốn viên (DL): Cronbach’s Alpha = 0.825
DL1 11.12 5.554 .567 .817
DL2 11.26 4.620 .874 .670
DL3 10.74 6.475 .457 .855
DL4 10.99 4.651 .735 .738
3. Năng lực của kiểm toán viên (NL): Cronbach’s Alpha = 0.801
NL1 12.65 2.781 .506 .804
NL2 12.59 2.433 .751 .684
NL3 12.84 2.751 .521 .797
NL4 12.45 2.518 .699 .710
4. Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về trách nhiệm của kiểm toán viên (KVQMTN): Cronbach’s Alpha = 0.818
KVQM1 11.78 3.481 .699 .742
KVQM2 11.75 3.464 .725 .728
NC1 11.67 4.414 .546 .811
NC2 11.50 4.428 .612 .787
5. Giáo dục, đào tạo về kiểm tốn của người sử dụng thơng tin (GD): Cronbach’s Alpha = 0.769
GD1 7.42 1.600 .578 .717
GD2 7.42 1.390 .727 .542
Biến quan sát Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item-Total Correlation
Cronbach's Alpha if Item Deleted
6. Nhu cầu của người sử dụng thông tin (NC): Cronbach’s Alpha = 0.817
NC3 4.10 .648 .700 .
NC4 4.13 .467 .700 .
7. Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thơng tin về cảnh báo của kiểm tốn (KVQMCB): Cronbach’s Alpha = 0.783
KVQM3 7.63 2.011 .622 .707
KVQM4 7.68 1.884 .634 .691
KVQM5 7.83 1.809 .611 .719
8. Chuẩn mực kiểm toán chưa đầy đủ (CM): Cronbach’s Alpha = 0.730
CM3 4.03 .660 .576 .
CM4 3.92 .583 .576 .
(Nguồn: tổng hợp từ xử lý dữ liệu bằng SPSS20)
Kết quả Bảng 4.16 cho thấy tất cả 8 nhân tố đều có hệ số Cronbach’s Alpha > 0.7, các thang đo đều có hệ số tương quan biến – tổng > 0.3.
Căn cứ vào kết quả của phân tích nhân tố khám phá EFA và đánh giá độ tin cậy thang đo Cronbach’s Alpha, luận án điều chỉnh mơ hình và các giả thuyết nghiên cứu như sau:
Đối với mơ hình và giả thuyết nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách kỳ vọng trong kiểm tốn báo cáo tài chính các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam:
- Về các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý:
H2’.1: Chuẩn mực về báo cáo kiểm tốn có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý. H2’.2: Giáo dục, đào tạo về kiểm tốn của người sử dụng thơng tin có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý.
H2’.3: Tính độc lập của của kiểm tốn viên có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý. H2’.4: Năng lực của kiểm tốn viên có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý.
H2’.5: Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về trách nhiệm của kiểm tốn viên có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý.
lý.
H2’.6: Nhu cầu của người sử dụng thơng tin có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp H2’.7: Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về cảnh báo của kiểm tốn có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý.
H2’.8: Chuẩn mực kiểm tốn chưa đầy đủ có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý. - Về các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực:
H3’.1: Chuẩn mực về báo cáo kiểm tốn có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực.
H3’.2: Giáo dục, đào tạo về kiểm toán của người sử dụng thơng tin có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực.
H3’.3: Tính độc lập của của kiểm tốn viên có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực.
H3’.4: Năng lực của kiểm tốn viên có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực. H3’.5: Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về trách nhiệm của kiểm tốn viên có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực.
H3’.6: Nhu cầu của người sử dụng thơng tin có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực.
H3’.7: Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về cảnh báo của kiểm tốn có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực.
H3’.8: Chuẩn mực kiểm tốn chưa đầy đủ có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực.
- Về các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm toán:
H4’.1: Chuẩn mực về báo cáo kiểm tốn có ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm tốn.
H4’.2: Giáo dục, đào tạo về kiểm toán của người sử dụng thơng tin có ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm tốn.
H4’.3: Tính độc lập của của kiểm tốn viên có ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm tốn.
H4’.4: Năng lực của kiểm tốn viên có ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm toán.
H4’.5: Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về trách nhiệm của kiểm tốn viên có ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm toán.
H4’.6: Nhu cầu của người sử dụng thơng tin có ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm toán.
H4’.7: Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thơng tin về cảnh báo của kiểm tốn có ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm toán.
H4’.8: Chuẩn mực kiểm tốn chưa đầy đủ có ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm toán.
- Về các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách kỳ vọng trong kiểm toán:
H5’.1: Chuẩn mực về báo cáo kiểm tốn có ảnh hưởng tới khoảng cách kỳ vọng trong kiểm tốn báo cáo tài chính các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
H5’.2: Giáo dục, đào tạo về kiểm tốn của người sử dụng thơng tin có ảnh hưởng tới khoảng cách kỳ vọng trong kiểm toán báo cáo tài chính các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam.
H5’.3: Tính độc lập của của kiểm tốn viên có ảnh hưởng tới khoảng cách kỳ vọng trong kiểm tốn báo cáo tài chính các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam.
H5’.4: Năng lực của kiểm tốn viên có ảnh hưởng tới khoảng cách kỳ vọng trong kiểm toán báo cáo tài chính các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
H5’.5: Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về trách nhiệm của kiểm tốn viên có ảnh hưởng tới khoảng cách kỳ vọng trong kiểm tốn báo cáo tài chính các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam.
H5’.6: Nhu cầu của người sử dụng thơng tin có ảnh hưởng tới khoảng cách kỳ vọng trong kiểm tốn báo cáo tài chính các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
H5’.7: Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về cảnh báo của kiểm tốn có ảnh hưởng tới khoảng cách kỳ vọng trong kiểm tốn báo cáo tài chính các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam.
H5’.8: Tồn tại mối quan hệ giữa chuẩn mực kiểm toán chưa đầy đủ với khoảng cách kỳ vọng trong kiểm tốn báo cáo tài chính các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
4.3.3.3. Kết quả phân tích hệ số tương quan
Về tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập: Kết quả phân tích hệ số tương quan theo Phụ lục số 4.8: Ma trận hệ số tương quan Pearson của các nhân tố ảnh
hưởng tới các thành phần và khoảng cách kỳ vọng trong kiểm tốn cho thấy có một số cặp biến độc lập có sig. < 0.05 và r > 0.5, cho thấy khả năng đa cộng tuyến. Tuy nhiên, hệ số Pearson mới chỉ là xác định các nghi ngờ, để kiểm chứng hiện tượng đa cộng tuyến, luận án tiếp tục xem xét hệ số VIF trong phân tích hồi quy ở bước kế tiếp.
Về tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc:
- Đối với biến phụ thuộc khoảng cách hợp lý (RG): chỉ có các biến KVQMTN, GD, NCTT, KVQMCB có mối tương quan nhất định đối với biến phụ thuộc khoảng cách hợp lý (RG). Các biến độc lập cịn lại có sig. > 0.05 cho thấy khơng có tương quan giữa các biến này với biến khoảng cách hợp lý.
- Tất cả các biến độc lập đều có mối quan hệ tương quan với biến phụ thuộc khoảng cách chuẩn mực (DS) và khoảng cách chất lượng kiểm toán (DP).
- Tất cả các biến độc lập ngoại trừ biến NL có mối quan hệ tương quan với biến phụ thuộc khoảng cách kỳ vọng trong kiểm toán (AEG).
Để kiểm chứng lại mối quan hệ giữa các biến độc lập với nhau và giữa biến độc lập với biến phụ thuộc, luận án tiếp tục phân tích hồi quy và xem xét hệ số VIF.
4.3.3.4. Kết quả phân tích hồi quy và kiểm định giả thuyết a. Kết quả các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý
Từ kết quả phân tích ở các bước trên, ta có mơ hình hồi quy tuyến tính bội đối với khoảng cách hợp lý như sau:
RG = β11 BC + β12 DL+ β13 NL + β14 KVQMTN + β15 GD+ β16 NC+ β17 KVQMCB+ β18 CM + ε
Kết quả của phân tích hồi quy như sau:
- Kết quả kiểm định độ phù hợp của mơ hình:
+ Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến. Mặc dù kết quả từ phân tích hệ số tương quan Pearson đã thực hiện trước đó đặt ra nghi ngờ về sự tồn tại đa cộng tuyến của một số cặp biến độc lập. Tuy nhiên, kết quả của chỉ tiêu nhân tố phóng đại phương sai Variance Inflation factor (VIF) ở Bảng 4.19 cho thấy tất cả các biến độc lập đều có hệ số VIF trong khoảng từ 1.31 đến 1.84 <2 vì vậy khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
+ Kiểm định Durbin – Watson ở Bảng 4.17 cho giá trị 2.020 trong khoảng từ 1 đến 3 nên khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư.
+ Kiểm định ANOVA: trị số thống kê F được tính từ hệ số R2 điều chỉnh đầy đủ trong Bảng 4.18 có mức độ ý nghĩa rất nhỏ (sig. = 0.000) vì vậy mơ hình hồi quy tuyến tính phù hợp với dữ liệu và có thể sử dụng được.
- Kết quả đánh giá mức độ giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình:
+ Hệ số R2 (R square) = 0.635 (theo Bảng 4.17), điều này có nghĩa là 63.5% sự biến động của khoảng cách hợp lý trong kiểm tốn báo cáo tài chính các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam đã được giải thích bởi các nhân tố là các biến độc lập đã được đưa vào mơ hình.
+ Kết quả hồi quy (theo Bảng 4.19) cho thấy, trong 8 biến độc lập chỉ có 3 biến có ảnh hưởng đáng kể tới khoảng cách hợp lý (có sig. < 0.05). Trong đó biến KVQMTN và KVQMCB có tác động thuận chiều (hệ số Beta >0) và biến GD có tác động nghịch chiều (hệ số Beta < 0) đối với khoảng cách hợp lý.
Như vậy, phương trình hồi quy chuẩn hóa đối với các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý như sau:
RG = 0.593 KVQMTN – 0.471 GD + 0.428 KVQMCB Mức độ tác động từ mạnh đến đếu yếu của các nhân tố sẽ là: KVQMTN (0.593) > GD (0.471) > KVQMCB (0.428)
Bảng 4.17: Tóm tắt mơ hình nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .797a .635 .625 .14085 2.020 a. Predictors: (Constant), CM, KVQMTN, DL, GD, NL, NC, BC, KVQMCB b. Dependent Variable: RG
Bảng 4.18: Phân tích ANOVA các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. Regression 10.231 8 1.279 64.464 .000b 1 Residual 5.872 296 .020 Total 16.103 304 a. Dependent Variable: RG b. Predictors: (Constant), CM, KVQMTN, DL, GD, NL, NC, BC, KVQMCB
Bảng 4.19: Hồi quy các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lýModel Unstandardized Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error
Beta Tolerance VIF
(Constant) .752 .084 9.002 .000 BC -.024 .020 -.057 -1.248 .213 .595 1.681 DL .000 .012 -.001 -.012 .990 .764 1.310 NL -.029 .019 -.065 -1.490 .137 .641 1.560 1 KVQMTN .212 .017 .593 12.456 .000 .544 1.840 GD -.182 .016 -.471 -11.119 .000 .688 1.454 NC -.024 .015 -.070 -1.609 .109 .644 1.553 KVQMCB .150 .016 .428 9.358 .000 .589 1.697 CM .030 .015 .092 2.031 .043 .598 1.671 a. Dependent Variable: RG (Nguồn: tổng hợp từ xử lý dữ liệu bằng SPSS20)
Căn cứ vào kết quả phân tích EFA và phân tích hồi quy cho thấy các biến độc lập KVQMTN, GD, KVQMCB đều ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê (sig. <0.05) đến khoảng cách hợp lý trong kiểm tốn báo cáo tài chính của các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam. Vì vậy các giả thuyết H2’.2, H2’.5, H2’.7 được chấp nhận. Các biến độc lập cịn lại khơng có ảnh hưởng đáng kể tới khoảng cách hợp lý, tương ứng các giả thuyết H2’.1, H2’.3, H2’.4, H2’.6, H2’.8 bị bác bỏ.
b. Các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực
Từ kết quả phân tích ở các bước trên, ta có mơ hình hồi quy tuyến tính bội đối với khoảng cách chuẩn mực như sau:
DS = β21 BC + β22 DL+ β23 NL + β24 KVQMTN + β25 GD+ β26 NC+ β27 KVQMCB+ β28 CM + ε
Kết quả của phân tích hồi quy như sau: - Kết quả kiểm định độ phù hợp của mơ hình
+ Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến: kết quả của chỉ tiêu hệ số phóng đại phương sai Variance Inflation factor (VIF) ở Bảng 4.22 cho thấy tất cả các biến độc
lập đều có hệ số VIF trong khoảng từ 1.31 đến 1.84 <2 vì vậy khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
+ Kiểm định Durbin – Watson ở Bảng 4.20 cho giá trị 1.655 trong khoảng từ 1 đến 3 nên khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư.
+ Kiểm định ANOVA: trị số thống kê F được tính từ hệ số R2 điều chỉnh đầy đủ trong Bảng 4.21 có mức độ ý nghĩa rất nhỏ (sig. = 0.000) vì vậy mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với dữ liệu và có thể sử dụng được.
- Kết quả đánh giá mức độ giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình:
+ Hệ số R2 (R square) = 0.682 (theo Bảng 4.20), điều này có nghĩa là 68.2% sự biến động của khoảng cách chuẩn mực trong kiểm tốn báo cáo tài chính các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam.
+ Kết quả hồi quy (theo Bảng 4.22) cho thấy, trong 8 biến độc lập chỉ có 3 biến có ảnh hưởng đáng kể (có sig. <0.05) và đều là tác động thuận chiều tới khoảng cách chuẩn mực (hệ số Beta >0). Các biến cịn lại có sig. >0.05 nên khơng có ảnh hưởng đáng kể tới khoảng cách chuẩn mực.
Như vậy, phương trình hồi quy chuẩn hóa đối với các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực như sau:
DS = 0.440 BC + 0.369 NC + 0.375 CM
Mức độ tác động từ mạnh đến đếu yếu của các nhân tố sẽ là: BC (0.440) > CM (0.375) > NC (0.369)
Bảng 4.20: Tóm tắt mơ hình nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .826a .682 .674 .1623 1.655