Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Obs.
QUAL 1.000000 1.000000 1.000000 1.000000 0.000000 328 AQ 0.390244 0.000000 1.000000 0.000000 0.488550 328 DA 1.488628 0.120000 98.860000 0.000000 8.319816 328 AQ*DA 1.361585 0.000000 98.860000 0.000000 8.337418 328 LOSS 0.161585 0.000000 1.000000 0.000000 0.368632 328 DE 0.103659 0.040000 0.630000 0.000000 0.135493 328 QUALG 0.338415 0.000000 1.000000 0.000000 0.473893 328 LASSET 5.822104 5.795000 7.690000 4.130000 0.603964 328 TIME 6.292683 6.000000 14.000000 2.000000 2.222970 328 INVTA 0.188872 0.160000 0.810000 0.000000 0.160737 328 RECTA 0.257866 0.230000 0.980000 0.000000 0.169281 328 Nguồn: tổng hợp từ Eview 8.1.
Dựa vào bảng 4.6, ta thấy trong tổng số 996 mẫu báo cáo kiểm tốn thu thập được có trung bình 0,33 báo cáo kiểm toán nhận ý kiến kiểm toán điều chỉnh; trung bình có 0.31 báo cáo kiểm tốn được kiểm tốn bởi cơng ty kiểm tốn trong nhóm Big 4. Biến DA - đại diện cho hành vi điều chỉnh lợi nhuận của cơng ty có giá trung bình là 0,58 và DA*AQ - đại diện cho hành vi điều chỉnh lợi nhuận của các cơng ty có BCTC được kiểm tốn bởi nhóm Big 4 có giá trị trung bình là 0,47.
Bảng 4.7 và 4.8 cho thấy trong các biến dạng ý kiến không điều chỉnh, giá trị trung bình của DA là 0,14 thấp hơn giá trị trung bình của DA trong nhóm các biến có dạng ý kiến điều chỉnh với giá trị là 1,49. Như vậy, kết quả thống kê cho thấy báo cáo kiểm tốn có hành vi quản trị lợi nhuận cao thì có xu hướng nhận được ý kiến kiểm toán điều chỉnh cao hơn các báo cáo kiểm tốn có hành vi quản trị lợi nhuận thấp.
Ngồi ra, qua bảng 4.7 và 4.8 ta thấy các nhóm ý kiến kiểm tốn điều chỉnh có giá trị trung bình của biến DA*AQ lớn hơn so với giá trị trung bình của biến này ở nhóm các BCTC có ý kiến kiểm tốn khơng điều chỉnh (1,36 so với 0,04). Kết quả
thống kê này cho thấy cơng ty kiểm tốn Big 4 có xu hướng phát hành ý kiến kiểm toán điều chỉnh cao hơn khi xuất hiện hành vi điều chỉnh lợi nhuận trong BCTC.
4.2 Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
Bảng 4.9 thể hiện ma trận hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc với biến độc lập cũng như giữa các biến độc lập với nhau. Ta thấy biến ý kiến kiểm tốn - QUAL có mối tương quan đồng biến với hầu hết các biến khác như: biến chất lượng kiểm toán - AQ (hệ số tương quan 0,12), biến giá trị khoản kế tốn dồn tích tự điều chỉnh – DA (hệ số tương quan 0,13), biến tương tác giữa DA và AQ – DA*AQ (hệ số tương quan là 0,13), biến tình trạng lỗ - LOSS (hệ số tương quan là 0,19)... Các mối tương quan này hầu hết đều giống với kỳ vọng ban đầu của tác giả.
Riêng biến thời gian niêm yết - TIME, có mối tương quan khơng giống như kỳ vọng ban đầu (hệ số tương quan với biến QUAL là 0,01) là ngược biến (-). Điều này có thể giải thích là do giai đoạn từ năm 2012 đến 2015, nền kinh tế Việt Nam đã trải qua một giai đoạn đầy khó khăn. Cơng ty càng có thời gian niêm yết dài thì càng có nhiều động lực để thực hiện hành vi gian lận trên BCTC vì ban giám đốc công ty chịu nhiều áp lực trong việc duy trì sự ổn định và phát triển của cơng ty thể hiện qua các số liệu trên BCTC. Tương tự, biến tỷ trọng hàng tồn kho trên tổng tài sản – INVTA có hệ số tương quan với biến QUAL là -0,13 ngược với kỳ vọng đồng biến ban đầu của tác giả. Điều này có thể giải thích là do trong những năm gần đây, hành vi gian lận trên BCTC dẫn đến BCTC bị nhận ý kiến điều chỉnh thường ít khi nằm ở việc gian lận hàng tồn kho. Hơn nữa, trong kiểm tốn có khái niệm tương đối chấp nhận được. Nên việc ban giám đốc cơng ty niêm yết có điều chỉnh hàng tồn kho nhưng vẫn nằm trong mức cho phép thì BCTC vẫn có thể nhận ý kiến kiểm tốn khơng điều chỉnh. Mặc dù mối tương quan với biến QUAL của biến TIME và biến INVTA không như kỳ vọng của tác giả, tuy nhiên đây là các biến kiểm sốt, các biến kiểm sốt này khơng có ảnh hưởng trọng yếu đến giả thiết chính của nghiên cứu.
Dựa vào bảng 4.9, ta thấy tất cả các biến độc lập đều có các cặp hệ số tương quan khác 0 và nằm trong khoản từ -0,8 đến 0,8. Do vậy, tính đa cộng tuyến khơng phải là vấn đề của bài nghiên cứu.
QUAL AQ DA DA*AQ LOSS DE QUALG LASSET TIME INVTA RECTA QUAL 1.0000 AQ 0.1245 1.0000 DA 0.1320 0.1324 1.0000 DA*AQ 0.1291 0.1473 0.7986 1.0000 LOSS 0.1912 -0.0093 0.1482 0.1444 1.0000 DE 0.0958 0.1504 -0.0023 -0.0012 0.0739 1.0000 QUALG 0.0794 0.7595 0.1269 0.1397 0.0047 0.1476 1.0000 LASSET 0.0318 0.5359 -0.0211 -0.0129 -0.0186 0.4394 0.5418 1.0000 TIME 0.0135 -0.0152 -0.0658 -0.0669 -0.0971 -0.0612 -0.0224 0.0976 1.0000 INVTA -0.1320 -0.0809 -0.0589 -0.0595 -0.0171 -0.1816 -0.0820 0.0007 -0.0018 1.0000 RECTA 0.0090 -0.0745 -0.0019 -0.0012 -0.0156 -0.1767 -0.0735 -0.1379 -0.0288 -0.0130 1.0000 Nguồn: tổng hợp từ Eview 8.1.
4.3 Phân tích hồi quy
4.3.1 Phân tích sự phù hợp của mơ hình
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy mơ hình phân tích
Dependent Variable: QUAL Method: Panel Least Squares Sample: 2012 2015
Periods included: 4
Cross-sections included: 249
Total panel (balanced) observations: 996
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. AQ (*) 0.247050 0.062247 3.968842 0.000100 DA (**) 0.146726 0.058696 2.499769 0.012600 AQ*DA (**) -0.138612 0.058744 -2.359583 0.018500 LOSS (*) 0.290567 0.052225 5.563800 0.000000 DE (**) 0.302029 0.134373 2.247686 0.024800 QUALG (***) -0.110817 0.063227 -1.752695 0.080000 LASSET -0.042161 0.029729 -1.418164 0.156500 TIME 0.010207 0.006771 1.507469 0.132000 INVTA (*) -0.268431 0.085014 -3.157495 0.001600 RECTA 0.050477 0.053661 0.940664 0.347100 C 0.441381 0.161001 2.741483 0.006200 R-squared 0.089468 Mean dependent var 0.329317 Adjusted R-squared 0.080224 S.D. dependent var 0.470201 S.E. of regression 0.450946 Akaike info criterion 1.256046 Sum squared resid 200.302400 Schwarz criterion 1.310204 Log likelihood -614.511000 Hannan-Quinn criter. 1.276634 F-statistic 9.678534 Durbin-Watson stat 1.169349 Prob(F-statistic) 0.000000
(*) có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% (**) có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% (***) có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%
Nguồn: tổng hợp từ Eview 8.1
xác định được sử dụng để đo mức độ phù hợp của hàm hồi quy) bằng 0.089, đồng thời hệ số Prob(F-statistic) <0,05, kết quả này có nghĩa là mơ hình hồi quy là phù hợp. Ngồi ra, giá trị thống kê Durbin-Watson trong Bảng 4.10 là 1.169349, giá trị này nằm trong khoảng từ 1 đến 3, do đó mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan.
4.3.2 Kiểm định giả thiết H1
Bảng 4.11: Bảng kỳ vọng dấu và kết quả hồi quy
Biến Kỳ vọng dấu Hệ số tương quan p-value AQ (*) + 0.247050 0.000100 DA (**) + 0.146726 0.012600 AQ*DA (**) + -0.138612 0.018500 LOSS (*) + 0.290567 0.000000 DE (**) + 0.302029 0.024800 QUALG (***) + -0.110817 0.080000 LASSET +/- -0.042161 0.156500 TIME - 0.010207 0.132000 INVTA (*) + -0.268431 0.001600 RECTA + 0.050477 0.347100 C N/A 0.441381 0.006200
Giả thiết H1: Giữa các khoản kế tốn dồn tích tự định |DA| và ý kiến kiểm
tốn điều chỉnh có mối quan hệ tuyến tính
Dựa vào bảng 4.10, ta thấy hệ số tương quan giữa QUAL và DA trong mơ hình phân tích là 0,147 với p-value là 0,0126 nhỏ hơn 0,05. Vậy DA và QUAL có mối quan hệ đồng biến và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Như vậy, kết quả hồi quy từ mơ hình nghiên cứu cho phép tai chấp nhận giả thiết H1. Tức là khi công ty niêm yết thực hiện hành vi quản trị lợi nhuận càng cao thì càng có khả năng nhận được ý kiến kiểm toán điều chỉnh cho BCTC.
4.3.2 Kiểm định giả thiết H2
Giả thiết nghiên cứu thứ hai (H2): Khi xuất hiện khoản kế tốn dồn tích tự định, kiểm tốn viên trong nhóm Big4 thường đưa ra ý kiến kiểm toán điều chỉnh nhiều hơn kiểm tốn viên khơng nằm trong nhóm Big4.
Kết quả thống kê mô tả và sự tương quan trong ma trận hệ số tương quan giữa các biến cho thấy biến QUAL với biến AQ và biến DA*AQ có xu hướng đồng biến. Theo kết quả bảng 4.10, hệ số tương quan trong mơ hình phân tích của biến AQ là 0,247050 với p-value là 0,0001 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa là 1%, điều này có nghĩa là AQ đồng biến với QUAL. Tuy nhiên, hệ số tương quan của biến DA*AQ lại mang dấu âm (-0.1386) với p-value là 0,0185 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Như vậy, cơng ty kiểm tốn trong nhóm Big 4 có thể cho ý kiến kiểm tốn điều chỉnh trên BCTC khi có hành vi quản trị lợi nhuận. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Mayangsari năm 2003; Budi năm 2005; Renyowijoyo năm 2005; Hery năm 2006; Mutmainah năm 2007; Noviyanti, 2008; and Dwicahyaningtyas, 2010. Nhưng trong mối quan hệ với các yếu tố khác, cơng ty có hành vi quản trị lợi nhuận và được kiểm tốn bởi cơng ty kiểm tốn trong nhóm Big 4 chưa chắc đã nhận được ý kiến kiểm toán điều chỉnh trên BCTC. Kết quả này khác với các nhận định trong các nghiên cứu trước đây (của Monroe & The năm 1993; Mutchler và cộng sự năm 1997; Lennox năm 1999; Bartov và cộng sự năm 2001) nhưng lại phù hợp với thực tế là các cơng ty có hành vi điều chỉnh lợi nhuận trên BCTC và được kiểm tốn bởi cơng ty kiểm tốn danh tiếng nằm trong nhóm Big 4 nhưng lại nhận được ý kiến kiểm tốn khơng điều chỉnh (ý kiến chấp nhận tồn phần). Ví dụ như báo cáo của công ty Dược Viễn Đông – một công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2009. Sau đó, cơng ty bị phát hiện có nhiều sai phạm trong hoạt động kinh doanh và tài chính và đã bị hủy niêm yết vào năm 2011. Tuy nhiên, trước khi các sai phạm được phát hiện, kiểm tốn viên của cơng ty là cơng ty Ernst & Young vẫn đưa ra ý kiến chấp nhận toàn phần trên BCTC năm 2010. Hay một trường hợp nổi tiếng khác trên thế giới là vụ Enron được kiểm toán bởi Anthur Anderson. Từ kết quả hồi của mơ hình
và được kiểm tốn bởi cơng ty nằm trong nhóm Big 4 thì chưa chắc đã nhận được ý kiến kiểm toán điều chỉnh trên BCTC.
4.3.3 Phân tích mối quan hệ của các biến kiểm sốt
Cho kết quả của các biến kiểm soát, từ bảng 4.10 ta thấy một số biến kiểm sốt có cho ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa cao (1% - 10%) như biến LOSS, DE, QUALG, INVTA nhưng các biến kiểm sốt khác lại khơng có ý nghĩa thống kê cao như vậy. Ở đây, tác giả chỉ tập trung phân tích kết quả của các biến có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa cao.
Biến LOSS – tình trạng lỗ ở năm hiện tại có hệ số tương quan với QUAL là 0,290567 với p-value bé hơn 0,01 nên có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Như vậy, tình trạng lỗ ở năm hiện tại có quan hệ đồng biến với việc phát hành ý kiến kiểm toán điều chỉnh ở Việt Nam. Điều này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của của Monroe & The năm 1993; Dopuch và các cộng sự năm 1987.
Biến DE – tỷ số nợ dài hạn trên tổng tài sản có hệ số tương quan là 0,302029 với p-value là 0,0248, nên có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Như vậy, DE có mối quan hệ đồng biến với QUAL nghĩa là nếu cơng ty có địn bẫy tài chính cao, biểu hiện bằng tỷ lệ nợ dài hạn/tổng tài sản lớn thì có nhiều khả năng sẽ nhận được ý kiến kiểm toán điều chỉnh. Điều này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Mutchler năm 1985; Levitan & Knoblett năm 1985; và Carcello và cộng sự năm 2000.
Biến QUALG – ý kiến kiểm tốn năm trước có hệ số tương quan là -0,110817 với p-value là 0,08, có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%. Nghĩa là biến QUALG có mối quan hệ nghịch biến với biến QUAL, điều này trái với các nghiên cứu trước đây của Mutchler năm 1985; Bell & Tabor năm 1991; Monroe & The năm 1993; and Lennox năm 1999. Tuy nhiên, điều này lại tương đối hay xảy ra trong thực tế, nguyên nhân một phần là do các cơng ty kiểm tốn ngày càng có sự cạnh tranh để tìm kiếm khách hàng. Với thị trường kiểm tốn cạnh tranh, có nhiều lựa chọn cho cơng ty niêm yết để tìm kiếm một cơng ty kiểm tốn có thể giải quyết được vấn đề kế tốn của
Biến INVTA – tỷ trọng hàng tồn kho trên tổng tài sản có hệ số tương quan là -0,268431 và p-value là 0,0016, nên có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Như vậy biến này có mối quan hệ ngược biến với biến QUAL. Điều này trái với các nghiên cứu của Bell và Tabor (1991), Dopuch và cộng sự (1987), và Monroe và Teh (1987). Như đã giải thích trong phần phân tích ma trận hệ số tương quan của các biến, do trong những năm gần đây, hành vi gian lận trên BCTC dẫn đến BCTC bị nhận ý kiến điều chỉnh thường ít khi nằm ở việc gian lận hàng tồn kho. Hơn nữa, trong kiểm tốn có khái niệm tương đối chấp nhận được. Nên việc ban giám đốc công ty niêm yết có điều chỉnh hàng tồn kho nhưng vẫn nằm trong mức cho phép thì BCTC vẫn có thể nhận ý kiến kiểm tốn khơng điều chỉnh. Trong bài nghiên cứu này, tác giả tìm thấy sự tương quan thuận chiều giữa biến QUAL và biến RECTA với hệ số tương quan là 0,050477. Điều này có nghĩa là việc quản trị lợi nhuận đối với tỷ lệ các khoản phải thu trên tổng tài sản sẽ dễ nhận ý kiến kiểm toán điều chỉnh hơn là quản trị lợi nhuận trên tỷ lệ hàng tồn kho. Kết quả này giống như các nghiên cứu trước đây, tuy nhiên điều này không mang nhiều ý nghĩa thống kê trong mơ hình này ở Việt Nam do giá trị p-value lớn (0,3471).
Các biến kiểm sốt cịn lại như LASSET – quy mơ tổng tài sản và TIME – thời gian niêm yết trên thị trường có ý nghĩa thống kê thấp trong mơ hình nghiên cứu. Hệ số tương quan giữa QUAL và LASSET mang dấu âm (-0,042161) có nghĩa là cơng ty niêm yết có quy mơ tài sản càng nhỏ thì càng có nhiều hành vi quản trị lợi nhuận nên dễ nhận ý kiến kiểm toán điều chỉnh. Hệ số tương quan giữa QUAL và TIME mang dấu dương (+0,010207), điều này có nghĩa là trong giai đoạn từ 2012 đến 2015, cơng ty có thời gian niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam càng lâu thì càng có nhiều hành vi quản trị lợi nhuận nên dễ nhận ý kiến kiểm toán điều chỉnh.
CHƯƠNG V: KẾT LUẬN, HẠN CHẾ VÀ ĐỀ XUẤT 5.1 Kết luận 5.1 Kết luận
Trong bài nghiên cứu này, tác giả phân tích mối quan hệ giữa ý kiến kiểm tốn điều chỉnh và hành vi quản trị lợi nhuận, dựa trên dữ liệu được thu thập được từ 249 cơng ty phi tài chính đựợc niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong khoảng thời gian từ năm 2012 – 2015, với phương pháp ước lượng các hệ số hồi quy được sử dụng là phương pháp bình phương bé nhất (OLS).
Với các kết quả thu được, bài nghiên cứu của tác giả đã trả lời được câu hỏi nghiên cứu đã đặt ra trước đó là rằng liệu có mối quan hệ nào tồn tại giữa ý kiến kiểm toán và hành vi quản trị lợi nhuận tại các công ty công bố BCTC trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả nghiên cứu cho thấy cơng ty có hành vi quản trị lợi nhuận
trên BCTC thì được phản ảnh bằng việc nhận ý kiến kiểm tốn điều chỉnh thơng qua hệ số tương quan giữa QUAL và DA là 0,1467.
Bên cạnh đó, bài nghiên cứu cũng kiểm định được BCTC có hành vi quản trị
lợi nhuận và được kiểm tốn bởi cơng ty kiểm tốn trong nhóm Big 4 vẫn có thể nhận được ý kiến kiểm tốn khơng điều chỉnh thơng qua hệ số tương quan giữa QUAL và AQ*DA là -0,1386. Điều này được lý giải bằng các trường hợp cụ thể như đã đề cập