Các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng kiểm toán các ước tính kế toán tại Việt Nam

3 3 0,780 6 Môi trường pháp lý liên quan UTKT 3 3 0,723 7 Chất lượng kiểm toán 5 5 0.799 Tổng cộng 26 25 Bảng 4. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA Nguồn: Nhóm tác giả phân tích và tổng hợp bằng SPSS20.0 Sau khi phân tích EFA, nhóm tác giả thu được kết quả 5 nhóm yếu tố như sau: (1) Kiểm toán viên; (2) Sự không chắc chắn của dữ liệu, mô hình, giả định và phương pháp lập UTKT; (3) Sự hỗ trợ của chuyên gia; (4) Tính hữu hiệu của KSNB liên quan UTKT; (5) Môi trường pháp lý liên quan UTKT. Mô hình được xây dựng lại như hình 2. 1320 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 Biến quan sát Nhân tố được điều chỉnh còn lại sau khi phân tích khám phá EFA EFAHệ số tải nhân tố của các thành phần 1 2 3 4 5 HN3 Kiểm toán viên .775 HN1 .719 HN2 .641 NL3 .635 NL1 .577 NL2 .522 KCC1 Sự không chắc chắn của dữ liệu, mô hình, giả định và phương pháp lập UTKT .809 KCC2 .746 KCC3 .693 KCC5 .627 KCC4 .555 HTCG2 Sự hỗ trợ của chuyên gia .863 HTCG1 .832 HTCG3 .772 KSNB1 Tính hữu hiệu của KSNB liên quan UTKT .744 KSNB2 .651 KSNB3 .588 MTPL2 Môi trường pháp lý liên quan UTKT .797 MTPL3 .765 MTPL1 .760 1321 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 Mô hình 2. Mô hình nhân tố ảnh hưởng đến CLTK các UTKT sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA Trong đó, nhân tố Kiểm toán viên mới được tạo từ 2 nhân tố ban đầu là Thái độ hoài nghi của KTV và Năng lực chuyên môn của kiểm toán viên, kết quả này hoàn toàn phù hợp có thể chấp nhận được. 4.3. Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính Phân tích hệ số tương quan nhằm xem xét mối quan hệ chặt chẽ giữa hai hay nhiều biến, với giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan bằng 1 thể hiện mối tương quan khá chặt chẽ. Nếu hệ số tương quan thấp hơn 0,8 chứng tỏ có giá trị phân biệt tồn tại giữa hai biến (John & Benet- Martinez, 2000). Kết quả ma trận hệ số tương quan ở Bảng 5 cho thấy hệ số Sig. tương quan Pearson giữa các biến độc lập KTV, KCC, KSNB, MTPL với biến phụ thuộc CL đều < 0,05. Như vậy, có mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập này với biến phụ thuộc. Hệ số Sig. tương quan Pearson giữa biến độc lập HTCG với biến phụ thuộc CL là 0,067 > 0,05. Do đó, biến này không có mối tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc. Biến HTCG sẽ bị loại bỏ khi thực hiện phân tích hồi quy tuyến tính bội. Bảng 5. Ma trận tương quan giữa các thành phần CL KTV KCC KSNB HTCG MTPL Pearson Correlation CL 1.000 .859 -.441 .621 .115 .375 KTV .859 1.000 -.298 .554 .191 .291 KCC -.441 -.298 1.000 -.131 .036 -.088 KSNB .621 .554 -.131 1.000 .007 .279 HTCG .115 .191 .036 .007 1.000 -.119 MTPL .375 .291 -.088 .279 -.119 1.000 Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS20 Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính về mối quan hệ giữa các nhân tố ảnh hưởng tới chất lượng kiểm toán các ước tính kế toán tại Bảng 6 chỉ ra mối liên hệ của 4 biến độc lập là: Kiểm toán viên (KTV), Sự không chắc chắn của dữ liệu, mô hình, giả định và phương pháp (KCC), Tính hữu hiệu của KSNB liên quan UTKT (KSNB), Môi trường pháp lý (MTPL) với biến phụ thuộc là Chất lượng kiểm toán các ước tính kế toán (CLKT) có giá trị Sig. < 0,05 (p = 0,000). Hệ số R2 là 0,905 và R2 điều chỉnh là 0,814, kết luận mô hình hồi quy tuyến tính bội được xây dựng phù hợp với dữ liệu là 81,4%. Hay nói cách khác, CLKT các UTKT được giải thích chịu ảnh hưởng bởi 4 nhân tố nêu trên, còn lại do ảnh hưởng của các nhân tố khác ngoài mô hình. Nhân tố Sự hỗ trợ chuyên gia (HTCG) không có ý nghĩa thống kê trong mô hình nghiên cứu. Kết quả phân tích phương sai chỉ ra, giá trị kiểm định F = 150,699, với Sig. = 0,000, nghĩa là có ít nhất một biến độc lập có quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc. Hệ số Durbin – Watson = 1,633 nằm trong khoảng từ 1,5 đến 2,5 nên không có hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất xảy ra. Bảng 6. Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình Nguồn: Kết quả từ SPSS20 Hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2 cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Sig. kiểm định t hệ số hồi quy của các biến độc lập đều < 0,05, do đó các biến độc lập này 1322 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 Sig. (1-tailed) CL . .000 .000 .000 .067 .000 KTV .000 . .000 .000 .006 .000 KCC .000 .000 . .044 .321 .127 KSNB .000 .000 .044 . .461 .000 HTCG .067 .006 .321 .461 . .061 MTPL .000 .000 .127 .000 .061 . N CL 172 172 172 172 172 172 KTV 172 172 172 172 172 172 KCC 172 172 172 172 172 172 KSNB 172 172 172 172 172 172 HTCG 172 172 172 172 172 172 MTPL 172 172 172 172 172 172 Mô hình Hệ số R Giá trị R2 R2 hiệu chỉnh Change Statistics Durbin- WatsonR Square F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .905a .819 .814 .819 150.699 5 166 .000 1.633 đều có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc CL. Sig. kiểm định t hệ số hồi quy của biến độc lập HTCG = 0,767 > 0,05 bị loại khỏi mô hình. Nhóm nghiên cứu sử dụng hệ số b để đánh giá mức độ quan trọng của các biến độc lập tác động đến biến phụ thuộc. Hệ số b của biến độc lập nào càng cao thì mức độ ảnh hưởng đến biến phụ thuộc càng lớn. Thứ tự mức độ tác động từ mạnh tới yếu của các biến độc lập tới biến phụ thuộc CL như sau: KTV là 0.737, KSNB là 0,175, MTPL là 0.137, KCC là -0,238. Bảng 7. Kết quả hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng kiểm toán các ước tính kế toán Coefficientsa Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS20 Phương trình hồi quy chuẩn hóa các nhân tố tác động đến CLKT UTKT được thể hiện như sau: Chất lượng = 0.598 + 0.737*KTV - 0.238 * KCC + 0.175*KSNB + 0.137*MTPL Giả thuyết H1: KTV có ảnh hưởng đến CLKT UTKT Biến KTV có β = 0.737; Sig. = 0,000 < 0,05 nên giả thuyết H1 được chấp nhận. Như vậy, KTV là một trong các nhân tố tác động mạnh mẽ nhất đến CLKT UTKT. Năng lực chuyên môn của KTV và Thái độ hoài nghi nghề nghiệp của KTV có ảnh hưởng thuận chiều đến CLKT UTKT. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của (Iman & Sukrisno, 2014; Listya & Sukrisno, 2014) cho rằng cùng với tính độc lập, năng lực chuyên môn cũng ảnh hưởng đáng kể đến CLKT trong đó có CLKT UTKT. Giả thuyết H2: Sự không chắc chắn của dữ liệu, mô hình, phương pháp lập UTKT có ảnh 1323 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Giá trị t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai lệch chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại phương sai (VIF) 1 (Constant) .598 .290 2.062 .041 KTV .737 .049 .649 14.980 .000 .579 1.727 KCC -.238 .039 -.212 -6.099 .000 .900 1.112 KSNB .175 .035 .202 5.011 .000 .670 1.493 HTCG .008 .028 .010 .297 .767 .912 1.097 MTPL .137 .043 .112 3.168 .002 .869 1.151 hưởng ngược chiều đến CLKT UTKT. Có nghĩa là sự không chắc chắn của dữ liệu mô hình, phương pháp lập UTKT càng tăng thì chất lượng kiểm toán UTKT càng giảm và ngược lại. Biến KCC có β= -0.238; Sig. = 0,000 < 0,05 nên giả thuyết H2 được chấp nhận. Giả thuyết H3: Tính hữu hiệu của KSNB liên quan UTKT có ảnh hưởng đến CLKT UTKT. Biến KSNB có β = 0.175; Sig. = 0,000Sig<0,05 nên giả thuyết H4 được chấp nhận. Tính hữu hiệu của KSNB liên quan UTKT có ảnh hưởng thuận chiều đến CLKT UTKT. Nghiên cứu cho kết quả phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Christoffer và cộng sự (2014), Glover và cộng sự (2014), Diane Jarvin (2008). Kết quả nghiên cứu khẳng định tầm quan trọng của hệ thống KSNB của DN. Doanh nghiệp cần phải có hệ thống KSNB hữu hiệu liên quan đến các UTKT đặc biệt là sự phân quyền rõ ràng trong việc thực hiện, xem xét và phê duyệt các dữ liệu đầu vào, phương pháp mô hình tính toán cũng như kết quả đầu ra của ước tính kế toán. Giả thuyết H4: Sự hỗ trợ chuyên gia không ảnh hưởng đến CLKT UTKT. Biến HTCG có Sig. = >0,1 nên giả thuyết H2 bị bác bỏ. Nguyên nhân là sự hỗ trợ từ các chuyên gia được sử dụng bởi các KTV trong việc kiểm toán các UTKT chưa được phổ biến tại Việt Nam. Giả thuyết H5: Môi trường pháp lý có ảnh hưởng thuận chiều đến CLKT UTKT. Biến MTPL có β= 0.137; Sig. = 0,002 < 0,05 nên giả thuyết H5 được chấp nhận. Môi trường pháp lý liên quan UTKT là những cơ sở pháp lý và là thước đo tham chiếu cho sự đánh giá của KTV về các UTKT. Chính vì vậy, môi trường pháp lý là nhân tố ảnh hưởng đến CLKT UTKT. Khi môi trường pháp lý hoàn thiện, ổn định và thống nhất sẽ góp phần nâng cao CLKT UTKT. 5. Kết luận và khuyến nghị UTKT là một khoản mục quan trọng và nhạy cảm trên BCTC do bản chất không chắc chắn, dễ bị ảnh hưởng bởi các dữ liệu đầu vào, mô hình, giả định, phương pháp và sự chủ quan của người lập ước tính. Cũng chính vì bản chất không chắc chắn này mà UTKT dễ bị lợi dụng để đạt được các lợi ích riêng cho bản thân người lập ước tính, ảnh hưởng tới tính trung thực và hợp lý của tổng thể BCTC. Từ đó, gây ảnh hưởng nghiêm trọng đến các đối tượng sử dụng BCTC như các cơ quan Nhà nước có liên quan, nhà đầu tư, chủ sở hữu doanh nghiệp, chủ nợ. Trong điều kiện đó, kiểm toán độc lập đóng vai trò quan trọng trong việc đưa ra ý kiến về BCTC dựa trên kết quả của cuộc kiểm toán. Công việc kiểm toán bao gồm thực hiện các thủ tục nhằm thu thập các bằng chứng kiểm toán về các số liệu và thuyết minh trên BCTC, đánh giá tính hợp lý về các UTKT của BGĐ. Tuy nhiên, ngày càng nhiều các vụ gian lận nghiêm trọng bị phát hiện, trong đó không thể bỏ qua trách nhiệm của KTV và DNKT. Vì vậy, để nâng cao tính minh bạch và độ tin cậy của thông tin trên BCTC, cần nâng cao CLKT nói chung và đặc biệt là CLKT các UTKT. Dựa trên tính cấp thiết của vấn đề đặt ra, nghiên cứu được thực hiện nhằm xác định các nhân tố ảnh hưởng đến CLKT UTKT và mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đó. Dựa vào kết quả của mô hình hồi quy, nghiên cứu tìm thấy sự tác động thuận và ngược chiều, có ý nghĩa thống kê gồm 5 nhân tố: Năng lực chuyên môn của KTV; Thái độ hoài nghi nghề nghiệp của KTV; Sự không chắc chắn của dữ liệu, mô hình, giả định, phương pháp lập UTKT; Tính hữu hiệu của KSNB liên quan UTKT; Môi trường pháp lý liên quan UTKT. Căn cứ theo kết quả nghiên cứu, nhóm nghiên cứu đề xuất một số khuyến nghị như sau: Thứ nhất, năng lực chuyên môn của KTV là nhân tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến chất 1324 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 lượng kiểm toán các UTKT trong 5 nhân tố, gợi ra vấn đề quan trọng trong việc nâng cao năng lực chuyên môn của KTV. Ở đây nhóm nghiên cứu muốn đề cập đến quá trình đào tạo KTV và quy trình tuyển dụng. Đối với quá trình đào tạo, điều này đặt ra trách nhiệm đối với các cơ sở đào tạo như các trường đại học chuyên ngành kế toán, kiểm toán phải hoàn thiện chương trình đào tạo để nâng cao chất lượng dạy và học, đáp ứng yêu cầu của xã hội đối với ngành nghề kế toán, kiểm toán, nhất là trong giai đoạn hội tụ chuẩn mực báo cáo tài chính quốc tế hiện nay. Ở góc độ DNKT, các DNKT cũng phải có trách nhiệm đào tạo, khuyến khích, hỗ trợ nhân viên đủ điều kiện được tham gia ôn tập và thi lấy chứng chỉ KTV, hỗ trợ và tạo điều kiện cho nhân viên đã có chứng chỉ KTV tham dự đầy đủ các lớp cập nhật kiến thức do VACPA tổ chức. Cùng với các hành động của DNKT, bản thân KTV cần phải có ý thức không ngừng học tập, trau dồi kiến thức, kỹ năng cần thiết, không chỉ là các kiến thức chuyên môn về kế toán, kiểm toán mà còn về kinh tế, tài chính, phân tích, thống kê, nhằm nâng cao năng lực chuyên môn của mình. Ngoài ra, các cơ quan chức năng như Bộ tài chính, Hội nghề nghiệp cũng cần tổ chức các chương trình đào tạo, tập huấn nhằm giúp KTV nâng cao năng lực chuyên môn nghề nghiệp. Thứ hai, thái độ hoài nghi nghề nghiệp của KTV đối với các UTKT cũng là nhân tố có ảnh hưởng mạnh đến chất lượng kiểm toán các UTKT. Việc trang bị đầy đủ năng lực chuyên môn nghề nghiệp của KTV cũng là cách để nâng cao thái độ hoài nghi nghề nghiệp của KTV. Thứ ba, sự không chắc chắn của dữ liệu, mô hình, phương pháp lập UTKT là nhân tố có ảnh hưởng ngược chiều đến CLKT UTKT. Điều này hàm ý các DNKT cần phải chú trọng đến việc lựa chọn các mô hình và phương pháp để sử dụng trong các UTKT nhằm đảm bảo tính tin cậy và tính hợp lý. Các dữ liệu cần phải được thu thập một cách đầy đủ để thực hiện các tính toán liên quan và các giả định, mô hình ước tính phải phù hợp với kế hoạch kinh doanh và môi trường bên ngoài của đơn vị. Thứ tư, ở góc độ doanh nghiệp, người chủ doanh nghiệp phải thay đổi nhìn nhận của mình về vai trò của KSNB liên quan UTKT có ảnh hưởng đến chất lượng kiểm toán UTKT. Doanh nghiệp cần xây dựng và hướng dẫn thực hiện các quy định về KSNB liên quan UTKT một cách rõ ràng, thận trọng, làm cơ sở cho việc kiểm tra, soát xét, ngăn chặn kịp thời những sai lệch do cố ý hay vô ý của Ban lãnh đạo cũng như nhân viên trong doanh nghiệp. Thứ năm, môi trường pháp lý liên quan UTKT cũng là nhân tố cần xem xét trong việc nâng cao chất lượng kiểm toán UTKT ở nước ta. Các cơ quan chức năng như Bộ Tài chính, Hội nghề nghiệp, cần ban hành các thông tư hướng dẫn chi tiết đối với các chuẩn mực kiểm toán trong đó có chuẩn mực về kiểm toán UTKT nhằm giúp KTV thuận lợi hơn trong việc thực hiện công việc kiểm toán. Các văn bản pháp lý liên quan đến UTKT giữa các cơ quan ban hành phải có sự thống nhất với nhau để tránh gây khó khăn cho người thực hiện. Đồng thời, phải có chế tài xử lý nghiêm các trường hợp vi phạm chuẩn mực kiểm toán theo quy định của pháp luật. TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. BRATTEN, B.; L. M. GAYNOR; L. MCDANIEL; N. R. MONTAGUE and G. E. SIERRA. “The Audit of Fair Values and Other Estimates: The Effects of Underlying Environmen- tal, Task, and Auditor-Specific variables.” Auditing: A Journal of Practice & Theory 32 (2013). 1325 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 2. Brian C. Fitzgerald, Christopher J. Wolfe, Kecia W. Smith (2015), “Management’s Pref- erence: Can auditors stop it from biasing accounting estimates”. 3. Brian C. Fitzgerald, Christopher J. Wolfe, Kecia W. Smith (2015), “Management’s Pref- erence: Can auditors stop it from biasing accounting estimates”. 4. Bộ Tài chính (2012), Thông tư 214/2012/TT-BTC ban hành hệ thống chuẩn mực kiểm toán Việt Nam (hiệu lực từ 01/01/2014), Hà Nội. 5. Griffith, E.E.; J. S. HAMMERSLEY; and K. KADOUS (2010), “Auditing Estimates: A Task Analysis and Propositions for Improving Auditor Performance”. 6. IAASB (2016), Project Proposal “Revision of ISA 540, auditing accounting estimates, including fair value accounting estimates, and related disclosures”. 7. Jenkins, J.G., and C.M. Haynes (2003), “The persuasiveness of client preferences: An investigation of the impact of preference timing and client credibility”, Auditing: A Journal of Practice & Theory, 22 (1), pp. 143-154. 8. Johnstone, K. M., M. H. Sutton, and T. D. Warfield (2001), “Antecedents and conse- quences of independence risk: Framework for analysis”, Accounting Horizons, 15 (1), pp. 1-18. 9. Johnstone, K. M., J.C. Bedard, and S.F. Biggs (2002), “Aggressive client reporting: Fac- tors affecting auditors’ generation of financial reporting alternatives”, Auditing: A Journal of Practice & Theory, 21 (1), pp.47-65. 10. Kadous, K., S. J. Kennedy, and M. E. Peecher (2003), “The effect of quality assessment and directional goal commitment on auditors’ acceptance of client-preferred accounting methods”, The Accounting Review, 78 (3), pp. 759-778. 1326 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020