Biến VIF 1/VIF
THAMNIEN_HDQT 1,59 0,63 THAMNIEN_BKS 1,59 0,63 SH_TOCHUC 1,59 0,63 SH_NHANUOC 1,55 0,64 SH_BGD 1,55 0,65 QUYMO_DN 1,39 0,72 BIG4 1,28 0,78 KIEMNHIEM_HDQT 1,28 0,78 DONBAY 1,15 0,87 QUYMO_HDQT 1,10 0,91 CHUYENMON_BKS 1,10 0,91 CFOA 1,08 0,92 CHUYENMON_HDQT 1,08 0,92 DOCLAP_HDQT 1,07 0,94 GIOITINH_BKS 1,05 0,95 KTNB 1,03 0,97 QUYMO_BKS 1,02 0,98 THUALO 1,01 0,99 Mean VIF 1,25
Bảng 4.9 thể hiện các biến khơng có sự tương quan cao. Nếu một biến độc lập có VIF lớn hơn hoặc bằng 10 thì biến đó được xem là có đa cộng tuyến với các biến độc lập còn lại. Kết quả cho thấy hệ số VIF của biến độc lập đều có giá trị nhỏ. Tuy nhiên nhằm thận trọng với hiện tượng đa cộng tuyến, kết hợp với việc bảng 4.7 xuất hiện cặp biến có tương quan cao là THAMNIEN_HDQT và THAMNIEN_BKS ở mức 0,55, tác giả tiến hành tách cặp biến này trong các mơ hình nghiên cứu.
Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Để kiểm định phương sai sai số thay đổi, tác giả sử dụng kiểm định Breusch – Pagan.
Bảng 4.10. Kết quả kiểm định Breusch – Pagan mơ hình đo lường chất lượng thơng tin kế tốn thơng qua quản trị lợi nhuận
Ho: Constant variance Variables: fitted values of QTLN_1
chi2(1) = 354.81 Prob > chi2 = 0.0000
Ho: Constant variance Variables: fitted values of QTLN_2
chi2(1) = 352.50 Prob > chi2 = 0.0000
Ho: Constant variance Variables: fitted values of QTLN_3
chi2(1) = 424.19 Prob > chi2 = 0.0000
Nguồn: Tác giả tổng hợp theo tính tốn từ phần mềm Stata 14.2
Kết quả kiểm định cho thấy Prob có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Như vậy mô hình xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi. Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, như đã trình bày trong phần phương pháp nghiên cứu, tác giả sử dụng ước lượng sai số chuẩn mạnh (robust standard errors).
4.3.2.2. Kết quả hồi quy
Bảng 4.11 trình bày kết quả hồi quy mơ hình nghiên cứu đo lường CLTT kế tốn thơng qua quản trị lợi nhuận với 3 biến phụ thuộc QTLN_1, QTLN_2, QTLN_3 theo Jones (1991), Dechow và cộng sự (1995), Kothari và cộng sự (2005) kết hợp phương pháp sai số chuẩn mạnh do xuất hiện hiện tượng phương sai thay đổi. Để thận trọng vấn đề đa cộng tuyến, Luận án đã tách cặp biến THAMNIEN_HDQT và THAMNIEN_BKS.
Bảng 4.11. Kết quả hồi quy mơ hình đo lường chất lượng thơng tin kế tốn thơng qua quản trị lợi nhuận QTLN_1 QTLN_1 QTLN_2 QTLN_2 QTLN_3 QTLN_3 SH_NHANUOC -0,0214*** -0,0214*** -0,0191*** -0,0190*** -0,0181*** -0,0180*** (-3,20) (-3,18) (-2,84) (-2,83) (-2,72) (-2,71) SH_TOCHUC -0,00566 -0,00443 -0,00340 -0,00217 -0,00257 -0,00122 (-0,83) (-0,65) (-0,50) (-0,32) (-0,38) (-0,18) SH_BGD -0,0307 -0,0356* -0,0234 -0,0283 -0,0178 -0,0232 (-1,53) (-1,76) (-1,13) (-1,36) (-0,87) (-1,13) QUYMO_HDQT -0,0101 -0,0109 -0,0128* -0,0136* -0,0121* -0,0130* (-1,46) (-1,57) (-1,83) (-1,94) (-1,78) (-1,90) DOCLAP_HDQT 0,00473 0,00660 0,00457 0,00644 0,00312 0,00518 (0,66) (0,93) (0,63) (0,90) (0,43) (0,73) KIEMNHIEM_HDQT -0,000164 -0,0000515 -0,00106 -0,000944 -0,000208 -0,0000814 (-0,05) (-0,02) (-0,34) (-0,30) (-0,07) (-0,03) THAMNIEN_HDQT -0,0131*** -0,0132*** -0,0147*** (-3,26) (-3,28) (-3,70) CHUYENMON_HDQT -0,0169* -0,0179** -0,0161* -0,0171* -0,0189** -0,0200** (-1,88) (-1,98) (-1,78) (-1,87) (-2,10) (-2,21) GIOITINH_HDQT -0,00223 -0,00188 0,000679 0,00103 -0,000553 -0,000169 (-0,27) (-0,23) (0,08) (0,13) (-0,07) (-0,02) QUYMO_BKS -0,00990 -0,00830 -0,00944 -0,00783 -0,0105 -0,00869 (-0,84) (-0,70) (-0,78) (-0,64) (-0,86) (-0,71) THAMNIEN_BKS -0,00538* -0,00550** -0,00620** (-1,94) (-1,99) (-2,28) CHUYENMON_BKS 0,00401 0,00478 0,00448 0,00526 0,00165 0,00251 (0,91) (1,08) (1,01) (1,19) (0,38) (0,58) GIOITINH_BKS 0,00261 0,00253 0,00185 0,00176 0,00179 0,00169 (0,67) (0,64) (0,47) (0,45) (0,46) (0,44)
QTLN_1 QTLN_1 QTLN_2 QTLN_2 QTLN_3 QTLN_3 THUALO 0,00333 0,00405 0,0000120 0,000735 0,000388 0,00118 (0,46) (0,56) (0,00) (0,10) (0,05) (0,16) DONBAY -0,0000657 -0,0000852 -0,000289 -0,000309 0,0000614 0,0000392 (-0,11) (-0,14) (-0,47) (-0,50) (0,10) (0,07) QUYMO_DN -0,00257** -0,00278** -0,00215* -0,00235** -0,00205* -0,00228** (-2,24) (-2,42) (-1,86) (-2,04) (-1,80) (-2,00) BIG4 -0,00519* -0,00488 -0,00557* -0,00526* -0,00509* -0,00473 (-1,66) (-1,57) (-1,78) (-1,68) (-1,66) (-1,55) CFOA -0,0627*** -0,0640*** -0,0699*** -0,0712*** -0,0531*** -0,0545*** (-3,17) (-3,21) (-3,52) (-3,57) (-2,63) (-2,68) KTNB -0,0237*** -0,0237*** -0,0229*** -0,0228*** -0,0231*** -0,0230*** (-4,21) (-4,19) (-4,05) (-4,03) (-4,26) (-4,24) _cons 0,214*** 0,201*** 0,214*** 0,201*** 0,213*** 0,199*** (6,37) (6,07) (6,29) (6,00) (6,32) (5,98) Hiệu ứng cố định năm Có Có Có Có Có Có Hiệu ứng cố định ngành Có Có Có Có Có Có Số quan sát 3.735 3.735 3.735 3.735 3.735 3.735 * p<0,10 ** p<0,05 *** p<0,01
Trong đó: QTLN_1, QTLN_ 2, QTLN_3 lần lượt là giá trị tuyệt đối của khoản dồn tích tùy ý tính theo Jones (1991), Dechow và cộng sự
(1995) và Kothari và cộng sự (2005), SH_NHANUOC, SH_TOCHUC, SH_BGD lần lượt là tỷ lệsở hữu của Nhà nước, nhà đầu tư tổ chức và BGĐ,
QUYMO_HDQT là quy mô HĐQT, KIEMNHIEM_HDQT là biến giả, bằng 1 khi chủ tịch HĐQT kiêm CEO, DOCLAP_HDQT là tỷ lệ thành viên
độc lập, THAMNIEN_HDQT, CHUYENMON_HDQT, GIOITINH_HDQT là thâm niên, tỷ lệ thành viên có chun mơn kế tốn tài chính, tỷ lệ giới
tính nữ của HĐQT, QUYMO_BKS, THAMNIEN_BKS, CHUYENMON_BKS, GIOITINH_BKS lần lượt là quy mô, thâm niên, tỷ lệ thành viên có
chun mơn kế tốn tài chính và tỷ lệ giới tính nữ của BKS, THUA_LO bằng 1 nếu lợi nhuận trong 2 năm liền trước bé hơn 0, DON_BAY là địn
bẩy tài chính, QUYMO_DN là quy mô doanh nghiệp, BIG4 là biến giả, bằng 1 khi doanh nghiệp được kiểm tốn bởi Big4, CFOA là dịng tiền hoạt
động hiệu chỉnh bởi tổng tài sản đầu kỳ,KTNB là biến giả, bằng 1 khi doanh nghiệp có bộ phận kiểm tốn nội bộ.
Kết quả hồi quy mơ hình đo lường chất lượng thơng tin kế tốn thơng qua quản trị lợi nhuận cho thấy cho thấy các biến về QTCT có ảnh hưởng tới CLTT kế toán bao gồm các biến sở hữu Nhà nước, sở hữu BGĐ, quy mô HĐQT, thâm niên, chuyên mơn kế tốn tài chính của thành viên HĐQT và thâm niên BKS. Trong đó, biến sở hữu Nhà nước, thâm niên và chun mơn kế tốn tài chính của thành viên HĐQT, thâm niên BKS có ý nghĩa trong tất cả mơ hình nghiên cứu đo lường quản trị lợi nhuận khác nhau.
Sở hữu Nhà nước: Kết quả nghiên cứu của Luận án cho thấy biến sở hữu Nhà
nước có ý nghĩa thống kê mạnh mức 1% ở tất cả mơ hình nghiên cứu đề xuất, thể hiện mối tương quan ngược chiều của sở hữu Nhà nước với hành vi quản trị lợi nhuận. Điều này hàm ý các cơng ty có sở hữu Nhà nước càng lớn thì CLTT kế tốn càng tốt, hay các cơng ty có vốn Nhà nước có CLTT kế tốn tốt hơn các công ty đa số vốn tư nhân. Như vậy giả thuyết H1 được chấp nhận. Kết quả nghiên cứu đồng thuận với Wang và Yung (2011), Kao (2014), và một số nghiên cứu tại Việt Nam của Nguyễn Thu Hằng và cộng sự (2018), Nguyễn Thị Mai Anh (2019). Thứ nhất, Wang và Yung (2011) lý giải rằng các cơng ty được Nhà nước rót vốn bên cạnh việc nhận được sự bảo hộ của Nhà nước như hỗ trợ tín dụng, tạo mơi trường kinh doanh thuận lợi, thì đi kèm với đó là sự đánh đổi giữa lợi ích cổ đơng với các mục tiêu chính trị hay lợi ích cộng đồng, nói cách khác kết quả kinh doanh đôi khi không phải là mục tiêu hàng đầu của đơn vị. Thực tế tại Việt Nam cho thấy các cơng ty có vốn Nhà nước nhìn chung có CLTT kế tốn tốt, như trường hợp Công ty Cổ phần xi măng Hà Tiên (HT1) do tổng Công ty Cổ phần xi măng Hà Tiên sở hữu tới 79,7%, các khoản dồn tích bất thường luôn ở ngưỡng thấp, nhận giá trị 0,0017 đối với thước đo theo mơ hình Jones (1991), cho dù kết quả kinh doanh không thực sự ấn tượng với ROA chỉ ở mức 4%. Nguyên nhân được chỉ ra là các cơng ty có vốn Nhà nước này khơng chịu áp lực đáng kể về kết quả kinh doanh so với các doanh nghiệp có vốn tư nhân. Sự bảo hộ của Nhà nước cùng với vấn đề tập quyền, khiến cho BGĐ các công ty này không phải chịu áp lực để phải thực hiện các hành vi điều chỉnh thông tin kế tốn, làm hài lịng cổ đơng, bởi lẽ vai trị của cổ đơng nhỏ lẻ là không đáng kể, trong khi cổ đông Nhà nước lại sẵn sàng hy sinh lợi ích kinh tế cho mục tiêu chính trị. Điều này cũng phù hợp với lý thuyết về tam giác gian lận của Cressey (1953) khi cho rằng gian lận chỉ xảy ra khi
hội tụ ba yếu tố cơ hội, áp lực, và thái độ, vậy nên khi áp lực không đủ lớn sẽ thiếu động cơ xảy ra gian lận. Thứ hai, Nhà nước là một nhà đầu tư đặc biệt, các nhà quản trị sẽ phải đối mặt với các vấn đề pháp lý nếu để xảy ra các vấn đề liên quan tới gian lận. Thực tế ở Việt Nam, trong thời gian qua đã có nhiều lãnh đạo doanh nghiệp có vốn Nhà nước bao gồm cả cơng ty niêm yết và chưa niêm yết phải chịu trách nhiệm pháp lý với các hành vi gian lận, trục lợi vốn Nhà nước như tại công ty bia rượu nước giải khát Sài Gịn (SAB), Cơng ty Cổ phần hóa dầu và nhiên liệu sinh học dầu khí Phú Thọ (PVB). Trong bối cảnh Nhà nước đang đẩy mạnh việc chống tham nhũng, các nhà quản trị tại các đơn vị sử dụng vốn và ngân sách Nhà nước sẽ e ngại trong việc thực hiện hành vi làm sai lệch thơng tin kế tốn, qua đó đảm bảo CLTT kế toán.
Sở hữu BGĐ: Biến sở hữu của BGĐ có ý nghĩa thống kê thấp, với mức ý nghĩa
10% ở mơ hình đo lường CLTT kế tốn thơng qua quản trị lợi nhuận theo Jones (1991) và khơng có ý nghĩa thống kê ở mơ hình đo lường CLTT kế tốn thơng qua quản trị lợi nhuận theo Dechow và cộng sự (1995), Kothari và cộng sự (2005). Kết quả thể hiện tương quan âm giữa sở hữu của BGĐ và sai sót trên BCTC, hàm ý các cơng ty có sở hữu của BGĐ càng lớn thì CLTT kế toán càng tốt. Như vậy giả thuyết H3 được chấp nhận. Kết quả này đồng thuận với nghiên cứu của Loebbecke (1989), Kao (2014), Anwar và Buvanendra (2019), và một số nghiên cứu tại Việt Nam như Nguyễn Thu Hằng và cộng sự (2018). Điều này được lý giải rằng khi sở hữu của BGĐ càng cao, vấn đề người đại diện được giải quyết, vì thế làm hạn chế các hành vi sai phạm (Warfield và cộng sự, 1995). Lúc này, sở hữu của BGĐ đủ lớn đồng nghĩa với việc BGĐ dường như lãnh đạo chính cơng ty của mình, do đó gắn chặt lợi ích kinh tế cá nhân và lợi ích chung của doanh nghiệp. Thay vì tư lợi, BGĐ sẽ cố gắng điều hành công ty hiệu quả để làm gia tăng giá trị tài sản của đơn vị, qua đó đồng thời gia tăng thu nhập của bản thân từ lương thưởng và phần tăng trưởng giá trị cổ phiếu mà bản thân sở hữu. Trên góc độ yếu tố động cơ/ áp lực theo Lý thuyết Tam giác gian lận của Cressey (1953), việc sở hữu cổ phần công ty càng lớn đồng nghĩa với việc BGĐ sẽ hạn chế được áp lực giải trình kết quả hoạt động kinh doanh với các cổ đơng nhỏ lẻ khác, thậm chí cả áp lực bị sa thải nếu đơn vị hoạt động không hiệu quả. Điều này phần nào giúp BGĐ giảm thiểu động cơ điều chỉnh số liệu, sẵn sàng cung cấp thơng tin kế tốn trung thực, qua đó giúp đảm bảo CLTT kế toán của đơn vị.
Quy mô HĐQT: Kết quả hồi quy cho thấy biến quy mơ của HĐQT có ý nghĩa yếu ở mức 10% trong mơ hình đo lường CLTT kế tốn thơng qua quản trị lợi nhuận theo Dechow và cộng sự (1995), Kothari và cộng sự (2005), thể hiện tương quan âm, hàm ý cơng ty có HĐQT càng lớn thì CLTT kế toán càng tốt. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Xie và cộng sự (2003) và Fathi (2013) khi cho rằng HĐQT có quy mơ lớn sẽ phát huy hiệu quả chức năng giám sát, tập hợp được nhiều ý kiến và kinh nghiệm của các nhà chun mơn, do đó hạn chế được hành vi điều chỉnh thông tin BCTC của BGĐ, nâng cao CLTT kế toán.
Thâm niên HĐQT: Kết quả nghiên cứu cho thấy biến thâm niên HĐQT có ý nghĩa thống kê mạnh ở mức 1% trong tất cả mơ hình nghiên cứu đề xuất, thể hiện mối tương quan ngược chiều của thâm niên HĐQT với hành vi quản trị lợi nhuận. Điều này hàm ý cơng ty có HĐQT có thâm niên càng lâu thì CLTT kế tốn càng cao, như vậy giả thuyết H7 được chấp nhận. Kết quả này đồng thuận với nghiên cứu của Ghosh và cộng sự (2010), Keehwan Kim và Joon SunYang (2014). Nguyên nhân được chỉ ra là việc các thành viên HĐQT có thâm niên cơng tác thể hiện thời gian gắn bó lâu năm của các thành viên này với cơng ty, từ đó cho thấy mức độ hiểu biết về hoạt động kinh doanh, về hoạt động của ban điều hành cũng như cơ chế thơng tin kế tốn của đơn vị. Sự am hiểu về chính cơng ty giúp tăng cường hiệu quả chức năng giám sát của đơn vị khi mà những thành viên này được kỳ vọng đủ sự quen thuộc và kinh nghiệm để nhận biết những vấn đề của đơn vị, bao gồm cả vấn đề liên quan tới thơng tin kế tốn được cung cấp bởi nhà điều hành. Điều này giúp HĐQT phát huy được ưu thế kiểm sốt thơng qua việc ngăn ngừa, phát hiện các hành vi điều chỉnh số liệu kế toán, làm đẹp BCTC nhằm che giấu các vấn đề kinh doanh của nhà điều hành. Như vậy, việc các thành viên HĐQT có thâm niên gắn bó với công ty được coi là yếu tố hạn chế cơ hội thực hiện hành vi sai phạm trong việc tạo lập và công bố thông tin của nhà điều hành. Điều này phù hợp với lý thuyết về tam giác gian lận của Cressey (1953) khi cho rằng gian lận chỉ xảy ra khi hội tụ ba yếu tố cơ hội, áp lực, và thái độ, vậy nên khi hệ thống kiểm soát vận hành tốt sẽ khiến sai phạm khơng có cơ hội để phát sinh, qua đó giúp đảm bảo CLTT kế tốn.
Chun mơn của HĐQT: Kết quả nghiên cứu cho thấy biến chun mơn HĐQT có ý nghĩa thống kê ở mức 5-10% trong mơ hình đo lường CLTT kế tốn
thông qua quản trị lợi nhuận theo nghiên cứu của Jones (1991), Dechow và cộng sự (1995), Kothari và cộng sự (2005), thể hiện mối tương quan ngược chiều của đặc điểm về chun mơn kế tốn tài chính HĐQT với hành vi quản trị lợi nhuận. Điều này hàm ý HĐQT càng có nhiều thành viên có chun mơn về kế tốn tài chính thì cơng ty có CLTT kế tốn càng cao, như vậy giả thuyết H8 được chấp nhận. Kết quả này đồng thuận với nghiên cứu của Qinghua và cộng sự (2007), Skousen và Wright (2008). Bên cạnh vấn đề thâm niên gắn bó, việc HĐQT có chun mơn trong lĩnh vực kế tốn tài chính được kỳ vọng sẽ tăng cường khả năng ngăn ngừa, phát hiện sai sót trên BCTC. Các hành vi điều chỉnh báo cáo kế toán thường được hiện tinh vi, thơng qua các bút tốn phức tạp. Do vậy các thành viên HĐQT có chun mơn nghiệp vụ về kế tốn, tài chính được xem là có ưu thế hơn so với các thành viên cịn lại trong việc ngăn ngừa hoặc phát hiện các hành vi này. Nói cách khác, việc HĐQT có chun mơn kế tốn tài chính sẽ phát huy hiệu quả chức năng giám sát của HĐQT, hạn chế cơ hội phát sinh điều chỉnh thơng tin kế tốn, qua đó giúp đảm bảo CLTT kế toán tại đơn vị.
Thâm niên của BKS: Kết quả hồi quy cho thấy biến thâm niên của BKS có ý
nghĩa ở mức 5% trong mơ hình đo lường CLTT kế tốn theo Dechow và cộng sự (1995), Kothari và cộng sự (2005), ý nghĩa ở mức 10% đối với mơ hình đo lường CLTT kế toán theo Jones (1991). Như vậy giả thuyết H11 được chấp nhận. Kết quả này hàm ý, công ty có thành viên BKS càng có thâm niên thì CLTT kế toán càng tốt. Kết quả này đồng thuận với nghiên cứu của Chen và cộng sự (2006) khi cho rằng thâm niên của các thành viên BKS phản ánh kinh nghiệm cũng như sự hiểu biết của thành viên đó với cơng ty, do đó các thành viên đó có thể nắm rõ được hệ thống kiểm sốt nội bộ của cơng ty, từ đó nâng cao hiệu quả giám sát, làm tăng CLTT kế toán
4.3.3. Kết quả hồi quy mơ hình đo lường chất lượng thơng tin kế tốn thơng qua sai sót trên báo cáo tài chính
Mơ hình đo lường CLTT kế tốn thơng qua sai sót trên BCTC sử dụng phương pháp hồi quy binary logistic, hay hồi quy nhị phân, được sử dụng để dự đốn mơ hình mà biến phụ thuộc dạng nhị phân 0 hoặc 1. Mơ hình hồi quy logistic nhằm ước lượng