CHƢƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3. Kiểm định mơ hình và giả thuyết nghiên cứu:
4.3.2. Phân tích hồi quy tuyến tính:
Theo kết quả phân tích tƣơng quan trên cho thấy rằng các biến độc lập có mối liên hệ tuyến tính với các biến độc lập ở cả 3 mơ hình. Nhƣ vậy, ta có thể mơ hình hóa mối quan hệ nhân quả giữa chúng.
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính
Mơ hình 1 – Sự tác động của áp lực về thời gian kiểm toán (biến độc lập) đến hành
vi làm giảm chất lượng hoạt động kiểm toán (biến phụ thuộc): áp dụng phân tích
hồi quy tuyến tính đơn, ta thu đƣợc bảng sau:
Bảng 4.16: Tóm tắt mơ hình 1 Mode Mode l R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .627a .394 .389 .63984 1.941 a. Predictors: (Constant), Tbp b. Dependent Variable: RAQP
Ta thấy, giá trị d trong kiểm định Durbin – Watson = 1.941 (1)
Với mức ý nghĩa = 1%, số biến độc lập k = 1, kích thƣớc mẫu khảo sát n = 132, tác giả tiến hành tra bảng thống kê Durbin – Watson => dU = 1.783 (2)
Từ (1) và (2) cho thấy giá trị d nằm trong khoảng từ dU đến 2, do đó, khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan chuỗi bậc nhất xảy ra theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008).
Sig. (2-tailed) .000
N 132 132
Kết quả của bảng trên còn cho thấy giá trị R2 hiệu chỉnh = 0.389, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến 38.9 %, hay biến “áp lực về thời gian kiểm tốn” giải thích đƣợc 38.9 % sự biến thiên của biến “hành vi làm giảm chất lƣợng hoạt động kiểm tốn” và 61.1% cịn lại là do sai số ngẫu nhiên và nhân tố bên ngồi mơ hình. Kết quả R2 tuy không lớn hơn 50% nhƣng cũng hợp lý vì hành vi làm giảm chất lƣợng hoạt động kiểm tốn có thể bị ảnh hƣởng bởi các nhân tố khác nhƣ cƣờng độ kiểm soát chất lƣợng, việc giám sát các thủ tục, quy định về hình thức xử phạt, yếu tố văn hóa đạo đức,… (Malone and Roberts (1996) , Jan Svanberg Peter Öhman (2013)).
Bảng 4.17: ANOVAaModel Sum of Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regressio n 34.548 1 34.548 84.388 .000 b Residual 53.222 130 .409 Total 87.771 131
a. Dependent Variable: RAQP b. Predictors: (Constant), TBP
Để kiểm định mơ hình hồi quy phù hợp với tổng thể ta xem xét đến giá trị F từ bảng phân tích phƣơng sai ANOVA nhƣ trên, giá trị F = 84.388 với mức ý nghĩa sig. = 0.000 <0.05, cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính này phù hợp với tổng thể.
Bảng 4.18: Hệ số phƣơng trình hồi quy
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) 4.683 .227 20.635 .000
TBP -.533 .058 -.627 -9.186 .000 a. Dependent Variable: RAQP
Vì trong nghiên cứu này là mơ hình hồi quy đơn nên hiện tƣợng đa cộng tuyến sẽ không xảy ra.
Theo kết quả từ bảng hệ số tuyến tính và mức ý nghĩa trên, ngƣời viết thấy rằng Sig. = 0.000 <0.05 tức biến độc lập này đạt mức ý nghĩa 5% hay độ tin cậy đạt 95%. Do đó, ta chấp nhận giả thuyết H1, chứng tỏ rằng áp lực thời gian kiểm tốn thực sự có ảnh hƣởng đến hành vi làm giảm chất lƣợng hoạt động kiểm tốn.
Ta có, phƣơng trình hồi quy với đã chuẩn hóa nhƣ sau:
RAQP = 20.635 – 0.627TBP
Dựa vào phƣơng trình trên, ta thấy rằng giữa biến độc lập và biến phụ thuộc có mối quan hệ tỷ lệ nghịch với nhau, tức là khi khả năng hoàn thành nhiệm vụ trong quỹ thời gian kiểm tốn đã đƣợc phân cơng càng thấp thì tỷ lệ KTV thực hiện các hành vi làm giảm chất lƣợng hoạt động kiểm toán sẽ càng cao, cụ thể khi biến X tăng thêm 1 đơn vị thì biến Y giảm đi 0.627 đơn vị hay nói cách khác khi KTV
càng áp lực về thời gian thì khả năng họ thực hiện hành vi làm giảm chất lượng hoạt động kiểm tốn càng cao.
Mơ hình 2 – Sự tác động của áp lực về thời gian kiểm toán (biến độc lập) đến hành
vi không báo cáo đầy đủ thời gian kiểm toán thực tế (biến phụ thuộc): áp dụng phân
tích hồi quy tuyến tính đơn, ta thu đƣợc bảng sau:
Bảng 4.19: Tóm tắt mơ hình 2 Mode Mode l R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .733a .538 .534 .57421 1.845 a. Predictors: (Constant), Tbp b. Dependent Variable: URT
Ta thấy, giá trị d trong kiểm định Durbin – Watson = 1.845 (1)
Với mức ý nghĩa = 1%, số biến độc lập k = 1, kích thƣớc mẫu khảo sát n = 132, tác giả tiến hành tra bảng thống kê Durbin – Watson => dU = 1.783 (2)
Từ (1) và (2) cho thấy giá trị d nằm trong khoảng từ dU đến 2, do đó, khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan chuỗi bậc nhất xảy ra theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008).
Kết quả của bảng trên còn cho thấy giá trị R2 hiệu chỉnh = 0.534, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến 53.4%, hay biến “áp lực về thời gian kiểm tốn” giải thích đƣợc 53.4% sự biến thiên của biến “hành vi không báo cáo đầy đủ thời gian làm việc thực tế” và 46.6% còn lại là do sai số ngẫu nhiên và nhân tố bên ngồi mơ hình. 46.6 % cịn lại này có thể là sự tác động của một số nhân tố khác đến hành vi không báo cáo đầy đủ thời gian làm việc thực tế nhƣ niềm tin và các giá trị đạo đức của các KTV, động cơ của KTV, phí kiểm tốn của khách hàng, nhận thức của KTV về việc đánh giá hiệu quả làm việc, quy mơ cơng ty kiểm tốn, chức vụ của KTV nhƣ trong nghiên cứu của Ponemon, Lawrence A (1992). Bảng 4.20: ANOVAa Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 49.830 1 49.830 151.129 .000b Residual 42.863 130 .330 Total 92.694 131
a. Dependent Variable: URT b. Predictors: (Constant), TBP
Để kiểm định mơ hình hồi quy phù hợp với tổng thể ta xem xét đến giá trị F từ bảng phân tích phƣơng sai ANOVA nhƣ trên, giá trị F = 151.129 với mức ý nghĩa sig. = 0.000 <0.05, cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính này phù hợp với tổng thể.
Bảng 4.21: Hệ số phƣơng trình hồi quy Model Unstandardized Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) 4.953 .204 24.316 .000 TBP -.640 .052 -.733 - 12.293 .000 a. Dependent Variable: URT
Vì trong nghiên cứu này là mơ hình hồi quy đơn nên hiện tƣợng đa cộng tuyến sẽ không xảy ra.
Theo kết quả từ bảng hệ số tuyến tính và mức ý nghĩa trên, ngƣời viết thấy rằng Sig. = 0.000 <0.05 tức biến độc lập này đạt mức ý nghĩa 5% hay độ tin cậy đạt 95%. Do đó, ta chấp nhận giả thuyết H1, chứng tỏ rằng áp lực thời gian kiểm tốn thực sự có ảnh hƣởng đến hành vi làm giảm chất lƣợng hoạt động kiểm toán.
Ta có, phƣơng trình hồi quy với đã chuẩn hóa nhƣ sau:
URT = 24.316 – 0.733 TBP
Dựa vào phƣơng trình trên, ta thấy rằng giữa biến độc lập và biến phụ thuộc có mối quan hệ tỷ lệ nghịch với nhau, tức là khi khả năng hoàn thành nhiệm vụ trong quỹ thời gian kiểm tốn đã đƣợc phân cơng của KTV càng thấp thì tỷ lệ KTV thực hiện các hành vi không báo cáo đầy đủ thời gian làm việc thực tế sẽ càng cao, cụ thể khi biến X tăng thêm 1 đơn vị thì biến Y giảm đi 0.733 đơn vị hay nói cách
khác khi KTV càng áp lực về thời gian thì khả năng họ thực hiện hành vi không báo cáo đầy đủ thời gian làm việc thực tế càng cao.