CHƯƠNG 3: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.2. Kết quả mô hình phân tích nhân tố ảnh hưởng tới hành vi thao túng nhằm ổn định lợi nhuận
3.2.1. Kết quả kiểm tra đơn biến
Kết quả kiểm định Chi bình phương được trình bày trong bảng 3.1 và bảng 3.2 cho hai biến audit và auditcovid dưới đây:
Bảng 3.1: Kiểm định Chi bình phương biến audit
AUDIT
Status 0 1 Total
0 239 105 344
1 401 155 556
Tổng cộng 640 260 900
Pearson chi2(1) = 0.724 Pr = 0.395
(Nguồn: Tính toán của tác giả với sự hỗ trợ của phần mềm Stata 15)
Bảng 3.1 đã tổng hợp số lượng công ty được kiểm toán báo cáo tài chính bởi
“Big 4” trên mỗi phân nhóm có thao túng và không có thao túng. Giá trị 𝑥2 của biến audit là 0,724 và giá trị p-value là 0,395. Giá trị p-value lớn hơn mức ý nghĩa 5% và giá trị 𝑥2 là rất nhỏ so với giá trị phân phối 𝑥2 ở bất kỳ bậc tự do nào. Như vậy, kiểm định tính độc lập của biến audit so với status cho thấy hai yếu tố này có sự độc lập với nhau. Ở bước này, kết quả của kiểm định Chi bình phương không đủ cơ sở để kết luận giả thuyết 2.4, nói cách khác, việc một công ty có báo cáo tài chính được kiểm toán bởi một công ty kiểm toán có chuyên môn cao hay không không tác động đáng kể đến mức độ thao túng lợi nhuận.
Bảng 3.2: Kiểm định Chi bình phương biến auditcovid
auditcovid
Status 0 1 Total
0 292 52 344
1 455 101 556
Tổng cộng 747 153 900
Pearson chi2(1) = 1.4003 Pr = 0.237
(Nguồn: Tính toán của tác giả với sự hỗ trợ của phần mềm Stata 15)
Khi đặt yếu tố kiểm toán trong thời kỳ COVID-19, kết quả kiểm định Chi bình phương về cơ bản không thay đổi so với khi chỉ xem xét yếu tố đó riêng lẻ. Với giá trị 𝑥2 bằng 1,4 và p-value bằng 0,237, có thể nói rằng trong thời gian dịch COVID- 19, yếu tố kiểm toán cũng không có tác động đáng kể tới hành vi thao túng nhằm ổn
32
định lợi nhuận. Điều này đang trái ngược với những kỳ vọng trước đây về lợi ích của kiểm toán độc lập trong việc giảm thiểu hành vi gian lận báo cáo tài chính. Bài nghiên cứu sẽ đối chiếu kết quả này với kết quả của mô hình hồi quy.
Tiếp theo, bài nghiên cứu kiểm tra sự khác biệt về giá trị trung bình giữa các nhóm mẫu. Kết quả kiểm định t-test được thể hiện trong bảng 3.3 dưới đây:
Bảng 3.3: Tổng hợp kết quả kiểm định t-test
Biến độc lập Pr (T>t)
Lnta 0.0261
Pro 0.3686
Lev 0.2826
Lntacovid 0.3077
Procovid 0.6273
Levcovid 0.4884
(Nguồn: Tính toán của tác giả với sự hỗ trợ của phần mềm Stata 15)
Kết quả ở bảng 3.3 bác bỏ giả thuyết vô hiệu rằng không có sự khác biệt về giá trị trung bình của logarit tổng tài sản trong hai nhóm mẫu, với Pr(T>t) = 0,02 có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 95%. Phát hiện này ủng hộ tồn tại mối quan hệ giữa yếu tố quy mô doanh nghiệp với khả năng thao túng nhằm ổn định lợi nhuận. Các kết quả kiểm định t của những biến khác cho thấy, những nhân tố còn lại có thể không có ảnh hưởng đáng kể đến hành vi thao túng lợi nhuận này. Bài nghiên cứu sẽ tiếp tục ước lượng mô hình hồi quy, đặt các biến đơn lẻ vào mối quan hệ hồi quy đa biến với biến status để có thể kết luận về mối quan hệ thực sự của chúng.
3.2.2. Kết quả mô hình hồi quy
Bảng 3.4 thể hiện kết quả thống kê mô tả cho các biến được sử dụng:
Bảng 3.4: Thống kê mô tả Biến Số quan
sát
Trung bình
Độ lệch chuẩn
Giá trị nhỏ nhất
Giá trị lớn nhất
status 900 0.617778 0.4862006 0 1
lnta 900 14.58274 1.273828 11.14119 17.92948
pro 900 0.064478 0.088556 -0.58969 0.535992
lev 900 0.247192 0.1799373 0 0.905167
audit 900 0.288889 0.4534982 0 1
lntacovi d
900 7.342607 7.406725 0 17.92948
33
procovid 900 0.028734 0.0703234 -0.58969 0.473805
levcovid 900 0.121051 0.176077 0 0.905167
auditcov id
900 0.17 0.3758417 0 1
(Nguồn: Tính toán của tác giả với sự hỗ trợ của phần mềm Stata 15)
Theo bảng 3.4, bộ dữ liệu thu được bao gồm 900 quan sát. Tổng tài sản dao động từ 68.953 triệu đồng đến 61.200.000 triệu đồng với giá trị trung bình là
4.374.784 triệu đồng. Mẫu nghiên cứu đã bao gồm cả những quan sát có báo cáo lỗ, với giá trị nhỏ nhất là -0,59 và giá trị lớn nhất là 0,54. Trung bình tỷ số nợ của các quan sát là 0,25 dao động từ 0 đến 0,91. Các biến status, audit và auditcovid chỉ mang giá trị là 0 và 1, với trung bình 61,8% số quan sát có dấu hiệu thao túng lợi nhuận, 29% quan sát được kiểm toán bởi các công ty “Big 4” và 17% quan sát là các BCTC được kiểm toán bởi “Big 4” trong giai đoạn COVID-19.
Sau khi thực hiện các kiểm định cơ bản, bài nghiên cứu thực hiện phương trình hồi quy nhị phân và nhận được kết quả như bảng 3.5 dưới đây.
Bảng 3.5: Hồi quy nhị phân
status Hệ số Sai số chuẩn z P>z [Khoảng tin cậy 95%]
lnta -0.13216 0.0637198 -2.07 0.038 -0.2570478 -0.0072708 pro -0.93849 1.214366 -0.77 0.44 -3.318601 1.441625 lev -0.49492 0.5956224 -0.83 0.406 -1.662317 0.6724802 audit -0.38507 0.2308878 -1.67 0.095 -0.8375977 0.067466 lntacovid -0.00801 0.0221541 -0.36 0.718 -0.0514288 0.0354138 procovid -0.49497 1.717438 -0.29 0.773 -3.861083 2.871151 levcovid 0.466097 0.8631272 0.54 0.589 -1.225601 2.157795 auditcovid 0.708543 0.3140084 2.26 0.024 0.0930983 1.323989 _cons 2.605517 0.8972249 2.9 0.004 0.8469883 4.364045
(Nguồn: Tính toán của tác giả với sự hỗ trợ của phần mềm Stata 15)
Kết quả cho thấy, trong số 8 biến được đưa vào mô hình, hai biến là lnta và audit*covid có tác động có ý nghĩa thống kê tới biến Status, hay là có ảnh hưởng tới hành vi thao túng nhằm ổn định lợi nhuận với p-value ứng với hai biến này lần lượt là 0,038 và 0,024 tại mức ý nghĩa 5%. Ngoài ra, biến audit cũng có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10%.
Về yếu tố quy mô doanh nghiệp, hệ số góc của biến lnTA có giá trị xấp xỉ - 0,13 và mang dấu âm. Điều này có nghĩa là, sự tăng lên của quy mô doanh nghiệp có tác động ngược chiều với khả năng thao túng lợi nhuận. Tức là, khi tổng tài sản đại
34
diện cho quy mô của một doanh nghiệp tăng lên 1%, log tỷ số odds của biến Status sẽ giảm đi xấp xỉ 0,13 đơn vị.
Về yếu tố chất lượng kiểm toán báo cáo tài chính, biến audit và auditcovid có hệ số góc lần lượt bằng -0,39 và 0,71. Kết quả thu được cho thấy khi BCTC được kiểm toán bởi “Big 4” sẽ làm tỷ lệ giữa khả năng thao túng và không thao túng giảm đi 0,68 đơn vị. Như vậy, yếu tố chất lượng kiểm toán có quan hệ ngược chiều với khả năng thao túng nhằm ổn định lợi nhuận, và có tác động tích cực đến chất lượng thông tin kế toán. Tuy nhiên, trong khi hệ số góc của biến audit mang dấu âm, hệ số góc của biến auditcovid lại mang dấu dương. Như vậy, yếu tố COVID-19 sẽ làm giảm mức tác động của việc báo cáo tài chính được kiểm toán bởi đơn vị có chuyên môn cao. Nói cách khác, đại dịch COVID-19 có tác động làm giảm đi chất lượng thông tin báo cáo tài chính của doanh nghiệp. Khi đó, ta có tổng mức tác động của yếu tố kiểm toán đến log tỷ số odds của biến Status trong thời kỳ dịch COVID-19 (covid = 1) bằng:
𝛽4+ 𝛽8× 𝑐𝑜𝑣𝑖𝑑 = −0,39 + 0,71 × 1 = 0,32
Có thể thấy, trong thời gian dịch COVID-19, nếu báo cáo tài chính của một doanh nghiệp được kiểm toán bởi một trong bốn công ty kiểm toán lớn (audit = 1, covid = 1) thì log tỷ số odds của biến Status tăng lên 0,32 đơn vị so với những doanh nghiệp được kiểm toán bởi các công ty kiểm toán khác.
Để dễ dàng so sánh xác suất một công ty được xem xét có thao túng lợi nhuận với xác suất công ty đó không thao túng, bảng 3.5 được quy đổi về bảng 3.6 dưới đây thể hiện được mức tác động của từng nhân tố ảnh hưởng tới tỷ số odds thay vì log tỷ số odds.
Bảng 3.6: Hồi quy nhị phân (thể hiện tỷ số odds)
status Tỷ số odds Sai số chuẩn z P>z [Khoảng tin cậy 95%]
lnta 0.8762014 0.0558314 -2.07 0.038 0.7733313 0.9927556 audit 0.6804058 0.1570974 -1.67 0.095 0.4327489 1.069794 auditcovid 2.031031 0.6377607 2.26 0.024 1.09757 3.758382 _cons 13.53822 12.14683 2.9 0.004 2.332611 78.57436
(Nguồn: Tính toán của tác giả với sự hỗ trợ của phần mềm Stata 15)
35
Với giá trị tỷ số odds được tính như trên, ta có thể thấy, trong những năm trước COVID-19, nếu một công ty được kiểm toán bởi công ty thuộc “Big 4” thì khả năng công ty đó có hành vi thao túng chỉ bằng 0,68 lần so với khả năng không thao túng.
Tuy nhiên, trong những năm COVID-19, tỷ lệ này đã tăng lên là 2,03 lần.
Bên cạnh đó, các biến còn lại bao gồm pro, lev, audit, lntacovid, procovid, levcovid đều có p-value lớn hơn 5%. Vì vậy, có thể kết luận rằng đối với mẫu nghiên cứu này, sự thay đổi trong tỷ suất lợi nhuận, tỷ số nợ không có ảnh hưởng đáng kể tới thao túng lợi nhuận ngay cả trong thời gian đại dịch.
TÓM TẮT CHƯƠNG 3
Chương 3 đã trình bày toàn bộ kết quả thu được từ quá trình phân tích thực nghiệm dữ liệu nghiên cứu. Việc tính toán chỉ số Eckel đã phân loại được các công ty theo nhóm có thao túng và không thao túng và cho thấy xu hướng tăng lên của hành vi này. Kết quả mô hình hồi quy cho thấy yếu tố quy mô doanh nghiệp và công ty kiểm toán thuộc “Big 4” có tác động ngược chiều với khả năng thao túng lợi nhuận.
Tuy nhiên, dịch COVID-19 sẽ làm giảm đi những tác động tích cực của yếu tố kiểm toán với mức độ thao túng để có lợi nhuận ít biến động.
36