a2(ΔREVVt ΔRECCt)/ASt1 a3PEt/ASt1 a4ROAst1 Trong đó: DiA (Discretionayaccruals): Các khoản dồn tích tùy biến, ASt: tổng TS, TAA: tổng biến dồn tích TN (TN thuần không gồm khoản TN khác luồng tiền hoạt động); ΔREVV: biến đổi DTT, ΔRECC: biến đổi các khoản mục nợ phải thu; PE: nguyên giá TSCĐ hữu hình cuối năm; ROAs= LNST/tổng TS. a1, a2, a3: các tham số được ước lượng = OLS của a1, a2, a3 trong mô hình: TAAt/ASt1 = a1/ASt1 + a2(ΔREVVt ΔRECCt)/ASt1 + a3PEt/At1+ a4ROAst1+ εt |
Có thể bạn quan tâm!
- Kiểm Tra Chênh Lệch Giữa Giá Trị Trung Bình Và Cá Biệt
- Mô Hình Nghiên Cứu Chính Thức Và Các Giả Thuyết Nghiên Cứu
- Đo Lường Các Biến Trong Mô Hình Nghiên Cứu
- Kiểm Tra Chênh Lệch Giữa Giá Trị Trung Bình Và Cá Biệt
- Kiểm Tra Đa Cộng Tuyến Giữa Các Biến Độc Lập
- Kết Quả Hồi Quy Mô Hình Nghiên Cứu Với Thông Số Thay Thế
Xem toàn bộ 276 trang tài liệu này.
FIR | Rủi ro tài | Biến | = Zscore7 | | Hsieh và | |
chính | định | Trong đó: Zscore = | Lin | |||
lượn | 1.51(CuACuL)/ToA+ | (2016) | ||||
g | 1.0(ReE/ToA) + | |||||
6.2EaBITA + | ||||||
0.1(MVaEQ/ToL) + | ||||||
1.7 (TSALES/ToA). | ||||||
Trong đó, CuA: TS | ||||||
ngắn hạn; CuL: Nợ | ||||||
ngắn hạn; ToA: Tổng | ||||||
TS; ReE: TN giữ lại; | ||||||
EaBITA: (LNTT & lãi | ||||||
vay)/Tổng TS; | ||||||
MVaEQ: Giá thị | ||||||
trường vốn CSH; ToL: | ||||||
Tổng nợ phải trả và | ||||||
TSALES: Tổng doanh | ||||||
số. | ||||||
CHA | Khách | Biến | = Số lần thay đổi | | X | |
hàng | định | CTKT từ khi niêm | ||||
thường | lượn | yết/số năm mà công ty | ||||
xuyên | g | niêm yết. | ||||
thay đổi | ||||||
CTKT | ||||||
RRKD của CTKT |
7 Để FIR lớn hơn cho thấy rủi ro tài chính cao hơn, tác giả nhân hệ số Zscore với hệ số âm
ABI | Khả năng thực hiện kiểm toán của CTKT | Biến định lượn g | = Số KTV được chấp thuận kiểm toán cho đơn vị có lợi ích công chúng của CTKT trong năm/số khách hàng kiểm toán của CTKT tính trong năm trước. | + | X | |||
INTE | Tính | = Số lượng các yếu tố | | X | ||||
chính | rủi ro xuất hiện liên | |||||||
trực | của | quan đến tính chính | ||||||
NQL | trực của NQL khách | |||||||
khách | hàng (Biến này có giá | |||||||
hàng | trị từ 0 đến 5, với giá | |||||||
trị càng lớn thì rủi ro | ||||||||
về tính chính trực của | ||||||||
NQL khách hàng càng | ||||||||
cao): | ||||||||
a. Khách hàng đang có | ||||||||
kiện tụng, tranh chấp. | ||||||||
b. Khách hàng đang có | ||||||||
kiểm tra, thanh tra của | ||||||||
cơ quan Nhà nước, các | ||||||||
cuộc điều tra liên quan | ||||||||
đến | lĩnh vực | hoạt | ||||||
động | của | doanh | ||||||
nghiệp. |
c. Có dấu hiệu cho thấy có thể có sự lạm quyền (Chủ tịch HĐQT đồng thời là Giám đốc) hay quyền lực tập trung vào một số ít người. d. Có sự thay đổi nhân sự phòng kế toán (kế toán trưởng) trong năm e. Có sự thay đổi NQL (Chủ tịch HĐQT, Giám đốc) trong năm. | ||||||
INAU | Bộ phận KTNB | Biến định tính | = 1 nếu khách hàng có bộ phận KTNB và = 0 trường hợp khác. | + | ||
SPE | Mức độ chuyên ngành của CTKT | Biến định tính | = 1 nếu CTKT có thị phần lớn nhất trong ngành và = 0 trường hợp khác. Thị phần được tính bằng tổng số khách hàng của một CTKT trong một ngành trên tổng số khách hàng của tất cả các CTKT trong ngành cụ thể đó. | Hsieh và Lin (2016) |
SIZE | Quy mô của khách hàng | Biến định lượn g | = Logarit của tổng doanh thu cuối năm. | + | Hsieh và Lin (2016) |
Nguồn: Tác giả tổng hợp
4.3. Kết quả nghiên cứu định lượng
Sau khi xây dựng được mô hình, giả thuyết chính thức và đo lường cho từng khái niệm, tác giả tiến hành thu thập và phân tích dữ liệu NC định lượng. Phần này trình bày mẫu NC, kết quả các bước phân tích gồm thống kê mô tả các biến, kiểm tra chênh lệch giữa giá trị trung bình và cá biệt, kiểm tra mối liên hệ giữa các biến định tính, kiểm tra sự tương quan, kiểm tra đa cộng tuyến giữa các biến độc lập và phân tích hồi quy Logistic qua sử dụng SPSS 22. Các kết quả tìm thấy sẽ giúp tác giả trả lời câu hỏi số 1, 2 và 3.
4.3.1. Mô tả mẫu nghiên cứu
Với cách chọn mẫu như trong chương 3 đã trình bày, mẫu sơ bộ bao gồm 762 công ty niêm yết trên HOSE và HNX (phụ lục 11) được kiểm toán bởi các CTKT độc lập (phụ lục 12) với tổng số 2.934 quan sát trong giai đoạn từ 2016 – 2019.
Sau khi loại bỏ các quan sát liên quan đến công ty là tổ chức tín dụng và các
quan sát không có đủ dữ
liệu, những công ty mà đại hội cổ
đông không biểu
quyết tiếp tục mời kiểm toán hiện tại, mẫu NC cuối cùng gồm 2.478 quan sát, được tổng hợp theo bảng 4.3.
Bảng 4.3: Bảng mô tả mẫu NC
Quy mô mẫu
NC
2.934 | |
Loại trừ các quan sát là công ty tài chính & quan sát không đủ dữ liệu | (456) |
Tổng số quan sát trong giai đoạn từ 2016 – 2019 để NC | 2.478 |
Nguồn: Tác giả
4.3.2. Kết quả kiểm định mô hình đo lường hành vi điều chỉnh lợi nhuận
Cách đo lường hành vi điều chỉnh lợi nhuận (ABVDA) được trình bày trong Bảng 4.2 ở trên. Theo đó, để đo lường hành vi điều chỉnh lợi nhuận, tác giả ước
lượng các hệ số a1, a2, a3, a4 bằng OLS mô hình: TAAt/ASt1 = a1/ASt1 +
a2(ΔREVVt ΔRECCt)/ASt1 + a3PEt/At1+ a4ROAst1+ εt. Kết quả các bước kiểm định OLS trong mô hình này gồm kiểm định ý nghĩa của các hệ số hồi quy, mức độ giải thích của mô hình, mức độ phù hợp của mô hình, kiểm định hiện tượng cộng tuyến, kiểm định hiện tượng tự tương quan, kiểm định hiện tượng phương sai phần dư thay đổi được thể hiện chi tiết như sau:
Kiểm định ý nghĩa của các hệ số hồi quy
Kiểm định này xem xét biến độc lập có ý nghĩa với biến phụ thuộc hay
không. Kết quả phân tích hồi quy OLS được thể hiện trong bảng 4.4 cho thấy các biến đều có Sig. < 0,05. Các biến có ý nghĩa thống kê
Bảng 4.4: Kết quả phân tích hồi quy OLS
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa | Hệ số hồi quy chuẩn hóa | t | Mức ý nghĩa (Sig.) | Đa cộng | Tuyến | ||
B | Sai số chuẩn | Beta | Hệ số Tolerance | Hệ số phóng đại phương sai VIF | |||
1(Hằng số) | ,025 | ,005 | 5,251 | ,000 | |||
1/ASt1 | 3144597402,6 | 367486414,1 | ,164 | 8,557 | ,000 | ,995 | 1,005 |
(ΔREVVt | ,012 | ,005 | ,047 | 2,460 | ,014 | ,994 | 1,006 |
ΔRECCt)/A | |||||||
St1 |
PEt/At1 | ,079 | ,006 | ,244 | 12,685 | ,000 | ,988 | 1,012 |
ROAst1 | ,207 | ,033 | ,122 | 6,341 | ,000 | ,989 | 1,011 |
a. Biến phụ thuộc: TAAt/ASt1
Nguồn: SPSS 22
Mức độ giải thích của mô hình
Thước đo R2 hiệu chỉnh được sử dụng để xem xét mức độ giải thích của mô hình. Bảng 4.5 cho thấy Hệ số hiệu chỉnh R2 = 0,54. Kết quả này cho thấy các biến trong mô hình có thể giải thích được 54% cho biến phụ thuộc.
Bảng 4.5: Mức độ giải thích của mô hình
R | R2 | R2 điều chỉnh | Sai số chuẩn | Thay đổi thống kê | Durbin Watson | |||||
Thay đổi hệ số R2 | Thay đổi F | Bậc tự do (df1) | Bậc tự do (df2) | Thay đổi Sig. F | ||||||
1 | ,626a | ,558 | ,549 | ,14056786 | ,558 | 64,792 | 4 | 2473 | ,000 | 1,894 |
Nguồn: SPSS 22
Mức độ phù hợp của mô hình
Phân tích phương sai, với kiểm định F được sử dụng để kiểm tra mức độ phù hợp của mô hình. Bảng 4.6 cho thấy mô hình có Sig. = 0,000 <0,05. Mô hình hồi quy phù hợp.
Bảng 4.6: Mức độ phù hợp của mô hình
Tổng bình phương | Bậc tự do (df) | Trung bình bình phương | F | Mức ý nghĩa (Sig.) | |
1 Hồi quy | 5,121 | 4 | 1,280 | 64,792 | ,000b |
Phần dư | 48,865 | 2473 | ,020 | ||
Tổng | 53,986 | 2477 |
Nguồn: SPSS 22
Kiểm định hiện tượng cộng tuyến
Thước đo mức độ phóng đại phương sai (VIF) được sử dụng để kiểm tra hiện tượng cộng tuyến. Bảng 4.4 trên cho thấy tất cả các biến độc lập đều có độ phóng đại phương sai (VIF) < 2, mô hình không có hiện tượng cộng tuyến.
Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Kiểm định này kiểm tra hiện tượng tự tương quan phần dư thông qua kiểm
định Durbin – Watson (d).
Bảng 4.5 trên cho thấy
giá trị
thống kê Durbin –
Watson (d) = 1,894. 1<d= 1,894<3. Không có hiện tượng tự tương quan.
Kiểm định hiện tượng phương sai phần dư thay đổi
Kiểm định này kiểm tra hiện tượng phương sai phần dư thay đổi thông qua kiểm định Spearman. Bảng 4.7 cho thấy các hệ số tương quan hạng Spearman có mức ý nghĩa > 0,05, không có hiện tượng phương sai phần dư thay đổi. Cụ thể, biến 1/ASt1 có Sig. là 0,122, biến (ΔREVVt ΔRECCt)/ASt1 có Sig. là 0,291, biến PEt/At1 có Sig. là 0,349, biến ROAst1có Sig. là 0,493.
Bảng 4.7: Kiểm định hiện tượng phương sai phần dư thay đổi
ABSU | |||
Hệ số tương | ABSU | Hệ số tương quan Sig. (2 nhân tố) Số quan sát (N) | 1,000 |
quan hạng Spearman | . 2478 | ||
1/ASt1 | Hệ số tương quan Sig. (2 nhân tố) Số quan sát (N) | ,016 | |
,122 | |||
2478 | |||
(ΔREVVt ΔRECCt)/ASt1 Hệ số tương quan Sig. (2 nhân tố) Số quan sát (N) | ,021 | ||
,291 | |||
2478 | |||
PEt/At1 | Hệ số tương quan | ,015 | |
Sig. (2 nhân tố) | ,349 |