Kết Quả Hồi Quy Mô Hình Đo Lường Chất Lượng Thông Tin Kế Toán Thông Qua Sai

Kết quả hồi quy mô hình đo lường chất lượng thông tin kế toán thông 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 môn kế toán tài chính của thành viên HĐQT và thâm niên BKS. Trong đó, biến sở hữu Nhà nước, thâm niên và chuyên môn kế toán tài chính của thành viên HĐQT, thâm niên BKS có ý nghĩa trong tất cả mô 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 mô 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 công ty có sở hữu Nhà nước càng lớn thì CLTT kế toán càng tốt, hay các công ty có vốn Nhà nước có CLTT kế toán 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 công ty được Nhà nước rót vốn bên cạnh việc nhận được sự bảo hộ của Nhà nước như hỗ trợ tín dụng, tạo môi trường kinh doanh thuận lợi, thì đi kèm với đó là sự đánh đổi giữa lợi ích cổ đông 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 công ty có vốn Nhà nước nhìn chung có CLTT kế toán 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 mô 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 công ty có vốn Nhà nước này không 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 toán, làm hài lòng cổ đông, bởi lẽ vai trò của cổ đông 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 công 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 Gòn (SAB), Công 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 thông tin kế toán, 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 mô hình đo lường CLTT kế toán thông qua quản trị lợi nhuận theo Jones (1991) và không có ý nghĩa thống kê ở mô hình đo lường CLTT kế toán thông 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 công 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 công 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 đông 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 thông tin kế toán trung thực, qua đó giúp đảm bảo CLTT kế toán của đơn vị.

Quy mô HĐQT: Kết quả hồi quy cho thấy biến quy mô của HĐQT có ý nghĩa yếu ở mức 10% trong mô hình đo lường CLTT kế toán thông qua quản trị lợi nhuận theo Dechow và cộng sự (1995), Kothari và cộng sự (2005), thể hiện tương quan âm, hàm ý công 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 mô lớn sẽ phát huy hiệu quả chức năng giám sát, tập hợp được nhiều ý kiến và kinh nghiệm của các nhà chuyên môn, 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 mô 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 công ty có HĐQT có thâm niên càng lâu thì CLTT kế toán 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 công tác thể hiện thời gian gắn bó lâu năm của các thành viên này với công 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 thông tin kế toán của đơn vị. Sự am hiểu về chính công 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 thông tin kế toán được cung cấp bởi nhà điều hành. Điều này giúp HĐQT phát huy được ưu thế kiểm soát thông 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 không có cơ hội để phát sinh, qua đó giúp đảm bảo CLTT kế toán.

Chuyên môn của HĐQT: Kết quả nghiên cứu cho thấy biến chuyên môn HĐQT có ý nghĩa thống kê ở mức 5-10% trong mô hình đo lường CLTT kế toán

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 chuyên môn kế toán tài chính HĐQT với hành vi quản trị lợi nhuận. Điều này hàm ý HĐQT càng có nhiều thành viên có chuyên môn về kế toán tài chính thì công ty có CLTT kế toán 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 chuyên môn trong lĩnh vực kế toán 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, thông qua các bút toán phức tạp. Do vậy các thành viên HĐQT có chuyên môn nghiệp vụ về kế toán, tài chính được xem là có ưu thế hơn so với các thành viên còn lại trong việc ngăn ngừa hoặc phát hiện các hành vi này. Nói cách khác, việc HĐQT có chuyên môn kế toán tài chính sẽ phát huy hiệu quả chức năng giám sát của HĐQT, hạn chế cơ hội phát sinh điều chỉnh thông tin kế toán, 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 mô hình đo lường CLTT kế toán theo Dechow và cộng sự (1995), Kothari và cộng sự (2005), ý nghĩa ở mức 10% đối với mô 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 công ty, do đó các thành viên đó có thể nắm rõ được hệ thống kiểm soát nội bộ của công ty, từ đó nâng cao hiệu quả giám sát, làm tăng CLTT kế toán

4.3.3. Kết quả hồi quy mô hình đo lường chất lượng thông tin kế toán thông qua sai sót trên báo cáo tài chính

Mô hình đo lường CLTT kế toán thông qua sai sót trên BCTC sử dụng phương pháp hồi quy binary logistic, hay hồi quy nhị phân, được sử dụng để dự đoán mô hình mà biến phụ thuộc dạng nhị phân 0 hoặc 1. Mô hình hồi quy logistic nhằm ước lượng ảnh hưởng của các nhân tố đến xác suất doanh nghiệp sai sót trên BCTC. Kết quả

kiểm định cho thấy cả 4 mô hình với 4 thước đo sai sót trên BCTC là SAI_SOT_1, SAI_SOT_2, SAI_SOT_3, SAI_SOT_4 đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% tương ứng lần lượt LR chi2(36) = 383,74, Prob > chi2 = 0.0000, LR chi2(36) = 324,74 Prob

> chi2 = 0.0000, LR chi2(36) = 410,58 Prob > chi2 = 0.0000, LR chi2(36) = 380.56

Prob > chi2 = 0.0000.

Bên cạnh đó, để kiểm tra sự phù hợp của mô hình, tác giả sử dụng thêm kiểm định Hosmer và Lemeshow, theo đó kết quả tần suất dự đoán và tần suất quan sát càng gần nhau thì mô hình càng phù hợp. Kiểm định Hosmer-Lemeshow sử dụng thống kê Pearson chi-square từ bảng tần suất dự đoán và tần suất quan sát để tính toán giá trị p-value. Với kỳ vọng giá trị p-value đủ lớn để mô hình cho thấy không có sự khác biệt giữa giá trị quan sát và giá trị dự đoán.

Bảng 4.12. Kết quả kiểm định Hosmer-Lemeshow mô hình đo lường chất lượng thông tin kế toán thông qua sai sót trên báo cáo tài chính

SAI_SOT_1

SAI_SOT_2

SAI_SOT_3

SAI_SOT_4

HosmerLemeshow

Prob>chi2=0,5063

HosmerLemeshow

Prob>chi2=0,7160

HosmerLemeshow

Prob>chi2=0,4719

HosmerLemeshow

Prob>chi2=0,5814

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 206 trang tài liệu này.

Nguồn: Tác giả tổng hợp theo tính toán từ phần mềm Stata 14.2

Kết quả kiểm định Hosmer-Lemeshow cho thấy p-value >5%, do đó mô hình đang xem xét là phù hợp.

4.3.3.1. Kiểm định khuyết tật của mô hình Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Tương tự mô hình đo lường CLTT kế toán thông qua quản trị lợi nhuận, bảng

4.9 cho thấy hệ số VIF của các biến trong mô hình thấp. Tuy nhiên nhằm thận trọng với hiện tượng đa cộng tuyến được thể hiện ở bảng 4.8 ma trận tương quan, tác giả tiến hành tách hai biến có tương quan cao là THAMNIEN_HDQT và THAMNIEN_BKS đối với mô hình đo lường CLTT kế toán thông qua sai sót trên BCTC

Kiểm định phương sai sai số thay đổi

Theo Wooldridge (2015), quy trình kiểm tra hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình logit có thể được thực hiện bằng cách ước lượng mô hình logit chuẩn để nhận lấy chỉ số dự báo của mỗi biến giải thích, sau đó ước lượng mô hình logit mở rộng bằng cách thêm các giá trị biến giải thích dự báo, từ đó thực hiện kiểm tra ý nghĩa thống kê kết hợp của các thành phần tương tác. Kết quả kiểm định cho thấy tại 4 mô hình đo lường CLTT kế toán bằng sai sót BCTC nhận giá trị lần lượt Prob > chi2 0,7069; Prob > chi2 0,1341, Prob > chi2 0.7624 và Prob > chi2 = 0,0929, cho thấy không có hiện tượng phương sai thay đổi.

Như vậy, mô hình đo lường CLTT kế toán thông qua sai sót trên BCTC được coi là phù hợp, và có thể được sử dụng để đo lường ảnh hưởng của các yếu tố thuộc QTCT lên CLTT kế toán.

4.3.3.2. Kết quả hồi quy

Bảng 4.13 thể hiện kết quả hồi quy của mô hình đo lường đo lường CLTT kế toán kế toán thông qua sai sót trên BCTC. Do thận trọng vấn đề đa cộng tuyến, Luận án đã tách cặp biến THAMNIEN_HDQT và THAMNIEN_BKS. Vì vậy, tương tự mô hình đo lường CLTT kế toán thông qua quản trị lợi nhuận, mô hình đo lường CLTT kế toán thông qua sai sót trên BCTC được chia thành các mô hình trong đó có sự tách biệt hai biến độc lập là THAMNIEN_HDQT và THAMNIEN_BKS và với 4 biến phụ thuộc SAI_SOT_1, SAI_SOT_2, SAI_SOT_3, SAI_SOT_4.

Kết quả hồi quy cho thấy các biến về QTCT có ảnh hưởng tới CLTT kế toán bao gồm các biến sở hữu Nhà nước, sở hữu tổ chức, sở hữu Ban giám đốc, quy mô, tính độc lập của HĐQT, thâm niên, chuyên môn kế toán tài chính, giới tính của thành viên HĐQT và thâm niên BKS. Trong đó, biến sở hữu Nhà nước, sở hữu cổ đông tổ chức, quy mô HĐQT, thâm niên của thành viên HĐQT và BKS có ý nghĩa trong tất cả mô hình nghiên cứu đo lường sai sót trên BCTC khác nhau.

Bảng 4.13. Kết quả hồi quy mô hình đo lường chất lượng thông tin kế toán thông qua sai sót trên báo cáo tài chính

SAI_SOT_1	SAI_SOT_1	SAI_SOT_2	SAI_SOT_2	SAI_SOT_3	SAI_SOT_3	SAI_SOT_4	SAI_SOT_4
SH_NHANUOC	-1.180***	-1.183***	-1.402***	-1.401***	-1.037***	-1.041***	-1.166***	-1.168***
	(-5.16)	(-5.18)	(-5.35)	(-5.35)	(-4.73)	(-4.76)	(-4.84)	(-4.86)
SH_TOCHUC	-1.247***	-1.193***	-1.504***	-1.448***	-1.207***	-1.150***	-1.429***	-1.370***
	(-5.24)	(-5.03)	(-5.48)	(-5.30)	(-5.28)	(-5.06)	(-5.64)	(-5.44)
SH_BGĐ	-0.179	-0.388	-0.934	-1.168	-0.547	-0.760	-1.159*	-1.395**
	(-0.28)	(-0.61)	(-1.29)	(-1.61)	(-0.87)	(-1.22)	(-1.68)	(-2.03)
QUYMO_HDQT	-0.638***	-0.682***	-0.753***	-0.805***	-0.642***	-0.688***	-0.749***	-0.800***
	(-2.74)	(-2.94)	(-2.82)	(-3.02)	(-2.85)	(-3.07)	(-3.00)	(-3.22)
DOCLAP_HDQT	-0.288	-0.209	-0.442*	-0.363	-0.571**	-0.485**	-0.794***	-0.707***
	(-1.23)	(-0.90)	(-1.67)	(-1.38)	(-2.51)	(-2.15)	(-3.19)	(-2.86)
KIEMNHIEM_HDQT	0.0634	0.0708	0.168	0.181	0.0228	0.0288	0.0540	0.0640
	(0.61)	(0.68)	(1.44)	(1.56)	(0.23)	(0.29)	(0.49)	(0.58)
THAMNIEN_HDQT	-0.560***		-0.646***		-0.582***		-0.646***
	(-4.96)		(-5.11)		(-5.37)		(-5.50)
CHUYENMON_HDQT	-0.659*	-0.712**	-0.411	-0.489	-0.749**	-0.798**	-0.590	-0.656*
	(-1.91)	(-2.06)	(-1.05)	(-1.24)	(-2.26)	(-2.41)	(-1.61)	(-1.79)
GIOITINH_HDQT	-0.556**	-0.553**	-0.377	-0.380	-0.426*	-0.420*	-0.263	-0.259
	(-2.08)	(-2.07)	(-1.24)	(-1.25)	(-1.67)	(-1.65)	(-0.94)	(-0.93)
QUYMO_BKS	0.112	0.181	0.157	0.242	0.151	0.225	0.176	0.261
	(0.30)	(0.49)	(0.37)	(0.57)	(0.42)	(0.63)	(0.45)	(0.65)
THAMNIEN_BKS		-0.267***		-0.366***		-0.262***		-0.334***
		(-2.98)		(-3.62)		(-3.07)		(-3.57)
CHUYENMON_BKS	-0.0789	-0.0478	-0.0434	-0.00776	-0.000930	0.0313	0.0486	0.0842
	(-0.51)	(-0.31)	(-0.25)	(-0.04)	(-0.01)	(0.21)	(0.30)	(0.52)
GIOITINH_BKS	0.0793	0.0790	-0.119	-0.116	0.0539	0.0534	-0.117	-0.115
	(0.59)	(0.59)	(-0.77)	(-0.76)	(0.42)	(0.41)	(-0.82)	(-0.81)

SAI_SOT_1	SAI_SOT_1	SAI_SOT_2	SAI_SOT_2	SAI_SOT_3	SAI_SOT_3	SAI_SOT_4	SAI_SOT_4
THUALO	0,985***	1,001***	0,882***	0,894***	1,271***	1,289***	1,346***	1,362***
	(5,35)	(5,45)	(4,49)	(4,55)	(6,90)	(7,01)	(7,22)	(7,32)
DONBAY	0,114***	0,112***	0,113***	0,112***	0,111***	0,109***	0,113***	0,112***
	(5,43)	(5,37)	(5,26)	(5,19)	(5,38)	(5,31)	(5,42)	(5,34)
QUYMO_DN	0,0659	0,0561	0,0429	0,0298	0,0188	0,00892	-0,0201	-0,0324
	(1,64)	(1,40)	(0,93)	(0,65)	(0,49)	(0,23)	(-0,47)	(-0,76)
BIG4	-0,234*	-0,222*	-0,188	-0,172	-0,204*	-0,191	-0,114	-0,0968
	(-1,93)	(-1,83)	(-1,34)	(-1,22)	(-1,75)	(-1,63)	(-0,87)	(-0,74)
CFOA	-2,043***	-2,100***	-2,246***	-2,309***	-2,009***	-2,069***	-2,105***	-2,172***
	(-5,93)	(-6,10)	(-5,76)	(-5,92)	(-6,03)	(-6,22)	(-5,76)	(-5,95)
KTNB	0,157	0,135	0,305	0,276	0,280	0,261	0,396	0,372
	(0,57)	(0,49)	(1,01)	(0,91)	(1,08)	(1,00)	(1,41)	(1,32)
_cons	-0,443	-0,879	0,269	-0,0824	1,198	0,702	2,444*	2,004
	(-0,38)	(-0,75)	(0,20)	(-0,06)	(1,05)	(0,62)	(1,94)	(1,59)
Hiệu ứng cố định năm	Có	Có	Có	Có	Có	Có	Có	Có
Hiệu ứng cố định ngành	Có	Có	Có	Có	Có	Có	Có	Có
Số quan sát	3.735	3.735	3.735	3.735	3.735	3.735	3.735	3.735
* p<0,10	** p<0,05		*** p<0,01

Trong đó: SAI_SOT_1, SAI_SOT_2,SAI_SOT_3,SAI_SOT_4 là biến giả, bằng 1 lần lượt khi có chênh lệch lợi nhuận sau kiểm toán từ 5%, 10%, chênh lệch lợi nhuận sau kiểm toán từ 5% hoặc nhận ý kiến kiểm toán không phải chấp nhận toàn phần, chênh lệch lợi nhuận sau kiểm toán từ 10% hoặc nhận ý kiến kiểm toán không phải chấp nhận toàn phần, SH_NHANUOC, SH_TOCHUC, SH_BGD lần lượt là tỷ lệ sở 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 chuyên môn kế toán 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 chuyên môn kế toán 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 đòn bẩy tài chính, QUYMO_DN là quy mô doanh nghiệp, BIG4 là biến giả, bằng 1 khi doanh nghiệp được kiểm toán bởi Big4, CFOA là dòng tiền hoạt động hiệu chỉnh bởi tổng tài sản đầu kỳ, KTNB là biến giả, bằng 1 khi doanh nghiệp có bộ phận kiểm toán nội bộ

Nguồn: Tác giả tổng hợp theo tính toán từ phần mềm Stata 14.2