BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG LÊ THỊ CẨM GIANG NHẬN DIỆN KHẢ NĂNG TỒN TẠI SAI PHẠM TRỌNG YẾU TRÊN BÁO CÁO TÀI CHÍNH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Chuyên ngành: KẾ TOÁN Mã số: 60.34.03.01 TÓM TẮT LUẬN VĂN THẠC SĨ QUẢN TRỊ KINH DOANH Đà Nẵng – Năm 2015 Công trình hoàn thành ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG Người hướng dẫn khoa học: TS. ĐƯỜNG NGUYỄN HƯNG Phản biện 1: TS. Đoàn Thị Ngọc Trai Phản biện 2: PGS.TS. Lê Đức Toàn Luận văn bảo vệ trước Hội đồng chấm Luận văn tốt nghiệp thạc sĩ Quản trị kinh doanh họp Đại học Đà Nẵng vào ngày 30 tháng 08 năm 2015. Có thể tìm hiểu luận văn tại:  Trung tâm Thông tin-Học liệu, Đại học Đà Nẵng  Thư viện trường Đại học Kinh tế, Đại học Đà Nẵng MỞ ĐẦU 1. Tính cấp thiết đề tài Nhận diện sai phạm trọng yếu báo cáo tài không vấn đề kiểm toán viên quan tâm, mà mối quan tâm chung đối tượng sử dụng báo cáo tài khác, tình trạng công bố thông tin không trung thực diễn không Việt Nam mà giới. Đã có nhiều phương pháp xây dựng nhằm giúp nhận diện sai phạm báo cáo tài giới, nhiên, áp dụng vào Việt Nam có nhiều điểm chưa phù hợp. Theo đó, tác giả thực đề tài nghiên cứu “Nhận diện khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam” với mong muốn xây dựng mô hình phù hợp cho Việt Nam, hỗ trợ kiểm toán viên đối tượng quan tâm đánh giá độ tin cậy thông tin sử dụng cho việc định tài chính. 2. Mục tiêu nghiên cứu - Xây dựng mô hình nhận diện khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài thông qua tỷ số tài chính. 3. Câu hỏi nghiên cứu - Có thể nhận diện khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài thông qua số tài hay không? - Mô hình xây dựng dự báo phần trăm trường hợp có khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính? 4. Đối tượng phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu: khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính. Phạm vi nghiên cứu + Phạm vi không gian: Các doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam. + Phạm vi thời gian: giai đoạn 2010 – 2013. 5. Phương pháp nghiên cứu Phương pháp nghiên cứu chủ đạo nghiên cứu định lượng. 6. Ý nghĩa khoa học thực tiễn đề tài - Phân tích mặt lý luận nghiên cứu trước việc nhận diện sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính. - Mô hình xây dựng hỗ trợ công tác kiểm toán đánh giá thông tin định đối tượng quan tâm. 7. Tổng quan tài liệu  Tác giả Trần Thị Giang Tân cộng (2014), “Đánh giá rủi ro gian lận báo cáo tài công ty niêm yết Việt Nam”, Nghiên cứu khoa học [6] Dựa nghiên cứu tam giác gian lận Cressey (1953), kết hợp với hướng dẫn VSA 240 [2], nhóm tác giả xây dựng biến đại diện cho yếu tố tam giác gian lận, từ chạy mô hình hồi quy logit với mẫu nghiên cứu 78 công ty niêm yết sàn giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh năm 2012. Kết nghiên cứu cho thấy khả xảy gian lận có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với yếu tố Động cơ/Áp lực, với yếu tố hội với yếu tố thái độ, khả dự báo mô hình 83,33% công ty thuộc mẫu nghiên cứu.  Tác giả Nguyễn Trần Nguyên Trân (2014), “Vận dụng mô hình Beneish nhận diện gian lận báo cáo tài công ty niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam” [7]. Tác giả áp dụng mô hình nhận diện gian lận Beneish với 30 công ty niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam có sai phạm trọng yếu báo cáo tài năm 2012. Và kết nghiên cứu cho thấy, mô hình phát 53,33% (16/30 công ty) số công ty bị phát gian lận báo cáo tài chính.  Điểm bật luận văn so với hai nghiên cứu - Thứ nhất, tác giả có xem xét đến yếu tố phù hợp mô hình xây dựng đặc thù Việt Nam. - Thứ hai, mô hình xây dựng không phục vụ cho công tác kiểm toán kiểm toán viên, mà phục vụ cho đối tượng sử dụng thông tin báo cáo tài khác. Ngoài ra, liệu mẫu nghiên cứu xem xét giai đoạn, từ 2010-2013 với doanh nghiệp niêm yết toàn lãnh thổ Việt Nam. Điều giúp mô hình xây dựng mang tính bao quát mang tính ứng dụng cao hơn. 8. Kết cấu luận văn Ngoài phần mở đầu kết luận, luận văn bao gồm nội dung sau: - Chương 1: Một số vấn đề lý luận sai phạm trọng yếu mô hình nhận diện sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính. - Chương 2: Thực trạng vấn đề sai phạm báo cáo tài doanh nghiệp niêm yết Việt Nam giai đoạn 2010-2013 - Chương 3: Xây dựng mô hình nhận diện khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài doanh nghiệp niêm yết Việt Nam . - Chương 4: Kết luận kiến nghị. CHƯƠNG MỘT SỐ VẤN ĐỀ LÝ LUẬN VỀ SAI PHẠM TRỌNG YẾU VÀ CÁC MÔ HÌNH NHẬN DIỆN SAI PHẠM TRỌNG YẾU TRÊN BÁO CÁO TÀI CHÍNH 1.1. TỔNG QUAN VỀ KHẢ NĂNG TỒN TẠI SAI PHẠM TRỌNG YẾU TRÊN BÁO CÁO TÀI CHÍNH 1.1.1. Khái niệm sai phạm trọng yếu báo cáo tài Trước vào nghiên cứu, tác giả làm rõ hai khái niệm, khái niệm sai phạm khái niệm khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính.  Sai phạm Theo khái niệm Chuẩn mực kiểm toán hành có hiệu lực từ ngày 1/1/2014 [2], sai sót báo cáo tài phát sinh từ gian lận nhầm lẫn. Tuy nhiên, theo quan điểm cá nhân, tác giả đồng tình với cách sử dụng thuật ngữ Chuẩn mực Kiểm toán Việt Nam trước [1], sai phạm báo cáo tài xuất phát từ gian lận sai sót. Những thuật ngữ theo tác giả phản ánh chất sai phạm hơn. Do đó, nghiên cứu này, tác giả sử dụng thuật ngữ sai phạm, tập trung vào sai phạm trọng yếu báo cáo tài bao gồm gian lận sai sót trọng yếu.  Khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài Nghiên cứu khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài tức nghiên cứu xem báo cáo tài chứa đựng sai phạm trọng yếu không. Một báo cáo tài coi khả có tồn sai phạm trọng yếu nghiên cứu chênh lệch số liệu tiêu lợi nhuận trước sau kiểm toán lớn 5%. Việc chênh lệch xuất phát từ nhiều lý khách quan chủ quan, nên phạm vi nghiên cứu này, tác giả cho có khả tồn sai phạm, không khẳng định chắn sai phạm. 1.1.2. Các sai phạm trọng yếu thường gặp báo cáo tài Khảo sát 120 trường hợp báo cáo tài gian lận, Hiệp hội nhà điều tra gian lận Hoa Kỳ-ACFE thống kê loại gian lận phổ biến báo cáo tài bao gồm [5]: a. Che giấu công nợ chi phí b. Ghi nhận doanh thu thật hay khai cao doanh thu c. Định giá sai tài sản d. Ghi nhận sai niên độ e. Không khai báo đầy đủ thông tin 1.2. CÁC CÔNG TRÌNH NGHIÊN CỨU CHUNG VỀ SAI PHẠM 1.2.1. Thuyết đại diện 1.2.2. Lý thuyết phân loại xã hội Edwin Hardin Sutherland (1883-1950) 1.2.3. Tam giác gian lận Donald R. Cressey (1919-1987) 1.2.4. Mô hình bàn cân gian lận D.W. Steve Albrecht 1.2.5. Công trình nghiên cứu Hiệp hội nhà điều tra gian lận Hoa Kỳ (ACFE) 1.3. CÁC MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU VỀ SAI PHẠM TRỌNG YẾU TRÊN BÁO CÁO TÀI CHÍNH 1.3.1. Mô hình nhận diện sai phạm trọng yếu Beneish 1.3.2. Mô hình nhận diện gian lận báo cáo tài Dr. Obeua S. Persons Tổng hợp từ nghiên cứu trước đây, Persons đưa 10 biến độc lập cho có khả nhận diện gian lận báo cáo tài chính, bao gồm: TLTA: Tổng nợ tổng tài sản NITA: Lợi nhuận ròng tổng tài sản RETA: Lợi nhuận giữ lại tổng tài sản CATA: Tài sản ngắn hạn tổng tài sản RVTA: Phải thu tổng tài sản IVTA: Hàng tồn kho tổng tài sản WCTA: Vốn lưu động tổng tài sản SATA: Doanh thu tổng tài sản LOGTA: Giá trị logarit giá trị ghi sổ tổng tài sản vào thời điểm cuối năm tài chính. Z-score: Chỉ số đo lường khả phá sản doanh nghiệp. Nghiên cứu dựa mô hình hồi qui logistic, chạy cho hai mô hình: mô hình với mẫu liệu 206 công ty năm gian lận (gồm 103 công ty gian lận 103 công ty không gian lận), mô hình thứ hai với mẫu liệu 200 công ty năm trước năm gian lận (gồm 100 công ty gian lận 100 công ty không gian lận). Năm gian lận năm mà gian lận phát hiện. Biến phụ thuộc Y biến định tính, nhận hai giá trị: gian lận không gian lận. Kết nghiên cứu cho thấy, so với công ty không gian lận: + Các công ty gian lận có đòn bẩy tài cao hơn; + Các công ty gian lận có vòng quay vốn thấp hơn; + Các công ty gian lận có tỷ trọng tài sản ngắn hạn cao hơn, mà thành phần chủ yếu khoản phải thu hàng tồn kho; + Các công ty gian lận thường có qui mô nhỏ hơn. Bảng 1.3: Kết ước lượng mô hình nhận diện gian lận Dr. Obeua S. Persons [11] 1.3.3. Mô hình nhận diện gian lận nhóm tác giả Hawariah Dalnial, Amrizah Kamaluddin, Zuraidah Mohd Sanusi, Khairun Syafiza Khairuddin [9] Nhóm tác giả thực ước lượng hồi quy đa biến với mẫu 130 báo cáo tài công ty niêm yết sàn chứng khoán Malaysia, 65 báo cáo tài gian lận 65 báo cáo tài gian lận. Điều kiện công ty gian lận không gian lận tương tự nghiên cứu Persons. Kết nghiên cứu cho thấy, mô hình nhận diện 85.71% trường hợp không gian lận, nhận diện 55.1% trường hợp có gian lận báo cáo tài chính. Và mô hình xây dựng sau: FFR = 1.008 + 0.945 (Square/Log TD/TE) + 2.049 (Lg REC/REV) – 0.565 (Lg INV/TA) + 1.181 (LgREV/TA) + e Trong đó: FFR: Báo cáo tài gian lận TD/TE: Tổng nợ/Tổng vốn chủ sở hữu REC/REV: Phải thu/Doanh thu INV/TA: Hàng tồn kho/Tổng tài sản REV/TA: Doanh thu / Tổng tài sản 1.3.4. Mô hình nhận diện gian lận Trần Thị Giang Tân cộng [6] Nhóm tác giả sử dụng liệu 78 doanh nghiệp niêm yết Sở giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh năm 2012, bao gồm 39 doanh nghiệp cho có gian lận 39 doanh nghiệp cho không gian lận. Kết cho thấy, gian lận có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với: - yếu tố Động cơ/Áp lực bao gồm: SALAR (Tỷ lệ doanh thu nợ phải thu), INVTA (tỷ trọng hàng tồn kho tổng tài sản), LEV (Đòn cân nợ); - yếu tố Cơ hội BIG4 (Kiểm toán viên thuộc Big 4); - yếu tố Thái độ AUDREPORT (Ý kiến kiểm toán viên độc lập báo cáo tài chính) RST (Tiền sử gian lận). Phương trình hồi quy xây dựng có dạng: FRAUD = -2.387 – 0.065 SALAR – 3.446 INVTA + 3.517 LEV + 1.183 BIG4 + 2.259 AUDREPORT + 1.052 RST + ε Mô hình dự báo 83.33% doanh nghiệp mẫu nghiên cứu, 80% cho 20 doanh nghiệp mẫu nghiên cứu. TIỂU KẾT CHƯƠNG Chương tác giả thống lại cách sử dụng thuật ngữ phạm vi nghiên cứu này. Đồng thời tổng hợp nghiên cứu chung mô hình nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính, làm sở thực nghiên cứu. CHƯƠNG THỰC TRẠNG VẤN ĐỀ SAI PHẠM TRÊN BÁO CÁO TÀI CHÍNH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2010-2013 2.1. TÌNH HÌNH CHÊNH LỆCH SỐ LIỆU TRƯỚC VÀ SAU KIỂM TOÁN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2010 – 2013 Tổng hợp nguồn nghiên cứu tác giả Nguyễn Trần Nguyên Trân [7] với thống kê trang vietstock.vn cho thấy, doanh nghiệp phải điều chỉnh số liệu sau kiểm toán chiếm phần lớn doanh nghiệp công bố báo cáo tài chính. Đây tỉ lệ đáng báo động khả tồn sai phạm báo cáo tài doanh nghiệp niêm yết Việt Nam. Hình 2.1. Biểu đồ thể tình hình điều chỉnh số liệu lợi nhuận sau thuế doanh nghiệp niêm yết Việt Nam giai đoạn 2010 – 2013 10 2.2. TỔNG KẾT MỘT SỐ CÁC SAI PHẠM CHỦ YẾU CÁC DOANH NGHIỆP THƯỜNG VI PHẠM GIAI ĐOẠN 2010 – 2013  Không ghi nhận ghi nhận doanh thu thật  Ghi nhận chi phí không kỳ  Chênh lệch khoản trích lập dự phòng, khấu hao  Đánh giá chênh lệch tỷ giá ngoại tệ TIỂU KẾT CHƯƠNG Chương tác giả thống kê lại thực trạng tình hình chênh lệch số liệu trước sau kiểm toán thấy mức độ báo động việc công bố thông tin lỏng lẻo quản lý. Đồng thời thống kê số hình thức sai phạm chủ yếu mà doanh nghiệp thực hiện. CHƯƠNG XÂY DỰNG MÔ HÌNH NHẬN DIỆN KHẢ NĂNG TỒN TẠI SAI PHẠM TRỌNG YẾU TRÊN BÁO CÁO TÀI CHÍNH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT VIỆT NAM 3.1. THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU 3.1.1. Các giả thiết mô hình đề xuất Các biến độc lập mô hình nghiên cứu xây dựng thông qua khảo sát ý kiến 30 chuyên gia lĩnh vực kế toán kiểm toán, tài ngân hàng… lãnh thổ Việt Nam, có lồng ghép biến thuộc nghiên cứu Persons nhóm tác giả Malaysia. Việc khảo sát nhằm mục đích để mô hình xây dựng phù hợp với đặc điểm Việt Nam. Sau thực khảo sát, tác giả chọn lọc tỷ số tài có 50% chọn lựa từ chuyên gia để đưa vào mô hình nghiên cứu. 11 Bảng 3.4. Đo lường biến độc lập mô hình đề xuất Loại tỷ số Tỷ số toán Tỷ số cấu trúc tài sản Tỷ số hoạt động Tỷ số đòn bẩy tài Tỷ số sinh lợi Qui mô doanh nghiệp Tỷ số tài Kí hiệu Tài sản ngắn hạn /Nợ ngắn hạn (Tài sản ngắn hạn – Hàng tồn kho) /Nợ ngắn hạn Tài sản ngắn hạn /Tổng tài sản Hàng tồn kho/Tổng tài sản Phải thu /Tổng tài sản Vòng quay khoản phải thu Vòng quay hàng tồn kho Doanh thu /Tổng tài sản TSNH/NNH (TSNHHTK) /NNH TSNH/TTS HTK/TTS PT/TTS DTT/PT GVHB/HTK DTT/TTS Tổng nợ/ Tổng tài sản Lợi nhuận ròng/Doanh thu Giá trị logarit tổng tài sản thời điểm cuối năm tài Dấu kỳ vọng + + + - TN/TTS + LN/DTT - QUI MÔ - Ủy ban chứng khoán Hoa Kỳ nhận định báo cáo tài gian lận (1987) có nêu rằng: “Báo cáo tài gian lận thường liên quan đến công ty gặp khó khăn tài chính”[11]. Kinney McDaniel (1989, p.74) cho rằng: “Các nhà quản lý công ty tình trạng tài yếu có nhiều khả nỗ lực “làm đẹp” báo cáo tài để che giấu khó khăn tạm thời”[11]. Ngoài ra, nghiên cứu khác nghiên cứu Kreutzfeldt Wallace (1986), St.Piere Anderson (1984), Simunic (1980) [11] cho kết luận tương tự, doanh nghiệp gặp khó khăn tài khả báo cáo tài chứa đựng sai phạm tăng lên, thể thông qua tỷ số tài chính. Tác giả nhận thấy có sở để đưa giả thuyết tương tự điều kiện Việt Nam. Theo đó, tác giả xây dựng giả thuyết cho mô sau: 12  Tỷ số toán - Giả thuyết H1: Khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài có quan hệ ngược chiều với tỷ số Tài sản ngắn hạn/Nợ ngắn hạn (TSNH/NNH). - Giả thuyết H2: Khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài có quan hệ ngược chiều với tỷ số Tài sản ngắn hạn không bao gồm Hàng tồn kho/Nợ ngắn hạn ((TSNH- HTK) /NNH).  Tỷ số cấu trúc tài sản - Giả thuyết H3: Khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài có quan hệ chiều với tỷ số Tài sản ngắn hạn/Tổng tài sản (TSNH/TTS). - Giả thuyết H4: Khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài có quan hệ chiều với tỷ số Phải thu/Tổng tài sản (PT/TTS). - Giả thuyết H5: Khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài có quan hệ chiều với tỷ số Hàng tồn kho/Tổng tài sản (HTK/TTS).  Tỷ số hoạt động - Giả thuyết H6: Khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài có quan hệ ngược chiều với tỷ số Doanh thu thuần/Phải thu (DTT/PT). Giả thuyết H7: Khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài có quan hệ ngược chiều với tỷ số Giá vốn hàng bán/Hàng tồn kho (GVHB/HTK). - Giả thuyết H8: Khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài có quan hệ ngược chiều với tỷ số Doanh thu thuần/Tổng tài sản (DTT/TTS). 13  Tỷ số đòn bẩy tài Giả thuyết H9: Khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài có quan hệ chiều với đòn bẩy tài (TN/TTS).  Tỷ số sinh lợi Giả thuyết H10: Khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài có quan hệ ngược chiều với tỷ suất sinh lợi doanh thu (LN/DTT).  Qui mô doanh nghiệp Giả thuyết H11: Khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài có quan hệ ngược chiều với qui mô doanh nghiệp (Log TTS).  Mô hình dự kiến Nghiên cứu sử dụng mô hình hồi qui logistic nhị thức. Phương trình hồi quy mô hình có dạng: loge [ ] = β0 + β1(TSNH/NNH) + β2((TSNH-HTK)/NNH) + β3(TSNH/TTS) + β4(HTK/TTS) + β5(PT/TTS) + β6(DTT/PT) + β7(GVHB/HTK) + β8(DTT/TTS) + β9(TN/TTS) + β10(LN/DTT) + β11(LOG(TTS)) Hay trình bày cách khác: e Bo  iXi P (Y=1) =  e Bo  iXi (i: 1-> 11) Trong đó, P (Y=1) xác suất xảy sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính. 3.1.2. Đo lường biến mô hình a. Đo lường biến phụ thuộc Kí hiệu biến phụ thuộc: KNSP: khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính. 14  Lựa chọn doanh nghiệp có báo cáo tài khả có tồn sai phạm trọng yếu (Phụ lục 03) Doanh nghiệp lựa chọn thỏa mãn tiêu chí: tiêu lợi nhuận trước thuế trước sau kiểm toán doanh nghiệp chênh lệch ≥ 5% năm sai phạm.  Lựa chọn doanh nghiệp có báo cáo tài khả không tồn sai phạm trọng yếu (Phụ lục 04) Các doanh nghiệp thuộc mẫu đối ứng chọn thỏa mãn hai tiêu chí: - Chỉ tiêu lợi nhuận trước thuế trước sau kiểm toán nhau, chênh lệch 5%. - Cùng ngành nghề, qui mô doanh nghiệp năm báo cáo. Trong đó, doanh nghiệp xem tương đồng qui mô chênh lệch giá trị Tổng tài sản cuối kỳ năm báo cáo ≤ 20%.  Mã hóa giá trị biến phụ thuộc - 0: khả không tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính. - 1: khả có tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính. b. Đo lường biến độc lập Biến độc lập bao gồm mười biến tỷ số tài biến qui mô doanh nghiệp mô tả phần trên. Dữ liệu biến độc lập thu thập từ báo cáo tài doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam, cụ thể Bảng cân đối kế toán Báo cáo kết kinh doanh giai đoạn 2010-2013. Nguồn thu thập từ website stox.vn, s.cafef.vn cophieu68.vn. 3.1.3. Chọn mẫu Kết chọn mẫu trình bày bảng sau: 15 Bảng 3.7. Kết chọn mẫu Giải thích Số lượng mẫu có chênh lệch lợi nhuận trước thuế ≥ 5% giai đoạn 2010-2013 Trừ: - Không tìm thấy liệu liệu không đầy đủ; - Các doanh nghiệp thuộc dịch vụ tài chính, bảo hiểm - Các doanh nghiệp không tìm thấy doanh nghiệp tương đương doanh nghiệp tương đương không tìm thấy liệu, liệu không đầy đủ. Cộng: Các doanh nghiệp tương đương Tổng số lượng doanh nghiệp mẫu nghiên cứu Số lượng mẫu 105 40 65 130 3.2. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 3.2.1. Thống kê mô tả biến mô hình Kết thống kê mô tả biến mẫu cho thấy liệu biến thu thập bước đầu phù hợp với giả thuyết đặt ra. 3.2.2. Mối quan hệ tương quan biến mô hình Thực kiểm định tương quan biến mô hình trên, tác giả đưa số nhận xét:  Tương quan biến phụ thuộc 11 biến độc lập: Ma trận hệ số tương quan cho thấy, biến giải thích liệt kê (biến độc lập) đa số có quan hệ tương quan chặt chẽ với biến phụ thuộc KNSP. Đồng thời, giá trị Sig. (2 –tailed) hệ số tương quan đơn biến phụ thuộc biến độc lập nhỏ, đảm bảo hệ số tương quan tổng thể có ý nghĩa thống kê mức 5% 1%. Riêng biến PT/TTS biến qui mô doanh nghiệp, tương quan hai biến độc lập với biến phụ thuộc ý nghĩa thống kê, thể giá trị Sig. (2-tailed) > 0.05.  Tương quan 11 biến độc lập với Nhìn chung, kết kiểm định tương quan biến độc 16 lập mô hình với cho thấy, phần lớn biến độc lập không tương quan nhau, thể giá trị Sig. (2-tailed) lớn 0.05, tức hệ số tương quan ý nghĩa thống kê. Riêng hai biến thuộc nhóm tỷ số khả toán bao gồm biến TSNH/NNH biến (TSNH-HTK)/NNH, hệ số tương quan tuyến tính hai biến cao (0.602) thể mối quan hệ tương quan tuyến tính chặt chẽ hai yếu tố này, khả xảy tượng đa cộng tuyến cao hai biến thực chạy mô hình nghiên cứu. 3.2.3. Kết ước lượng mô hình nghiên cứu Thực hồi quy Binary logistic phần mềm SPSS, phương pháp đưa biến độc lập vào mô hình phương pháp Enter. Trong phần kiểm định tự tương quan, kết cho thấy hai biến TSNH/NNH biến (TSNH-HTK)/NNH có tương quan cao, dễ dẫn đến tượng đa cộng tuyến chạy mô hình. Để giảm thiểu tình trạng này, tác giả thực chạy thử mô sau: - Mô hình 1: Chạy mô hình với biến bao gồm biến phụ thuộc 11 biến độc lập ban đầu (không loại biến). - Mô hình 2: Chạy mô hình với biến bao gồm biến phụ thuộc 10 biến độc lập (loại biến TSNH/NNH). - Mô hình 3: Chạy mô hình với biến bao gồm biến phụ thuộc 10 biến độc lập (loại biến (TSNH-HTK)/NNH). Kết chạy mô hình cho thấy, mô hình cho kết tốt nhất, thể giá trị -2 log likelihood thấp tỷ lệ % khả nhận diện sai phạm trọng yếu báo cáo tài cao hai trường hợp lại. Cụ thể, kết chạy mô hình thể bảng sau: 17 Bảng 3.10: Omnibus Tests of Model Coefficients Chi-square Step Df Sig. Step 45.731 10 .000 Block 45.731 10 .000 Model 45.731 10 .000 Bảng 3.11: Model Summary Step -2 Log likelihood 34.487 Cox & Snell R Square Nagelkerke R Square .297 .395 Bảng 3.12: Classification Tablea Predicted KNSP Observed Step KNSP Percentage Khả Correct không sai Khả phạm sai phạm 52 13 80.0 Khả không sai phạm Khả sai phạm 14 51 78.5 Overall Percentage a. The cut value is .500 79.2 Bảng 3.13: Variables in the Equation B Step 1a S.E. Wald df Sig. Exp(B) TSNH/NNH -.022 .246 .008 .928 0.978 TSNH/TTS 3.555 1.453 5.982 .014 34.988 HTK/TTS 1.140 1.708 .446 .504 3.127 PT/TTS .177 1.930 .008 .927 1.193 DTT/PT -.007 .029 .062 .803 .993 GVHB/HTK -.058 .024 5.728 .117 0.944 -1.343 .363 13.728 .000 .261 TN/TTS 3.186 1.344 5.619 .018 24.189 LN/DTT -2.446 1.119 4.782 .029 .087 QUIMO -.381 .466 .669 .414 .683 DTT/TTS Constant 1.726 5.542 .097 .755 5.618 a. Variable(s) entered on step 1: TSNH/NNH, TSNH/TTS, HTK/TTS, PT/TTS, DTT/PT, GVHB/HTK, DTT/TTS, TN/TTS, LN/DTT, QUIMO. 18 3.3. PHÂN TÍCH KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Kết kiểm định giả thuyết độ phù hợp tổng quát Bảng 3.10 có mức ý nghĩa quan sát Sig. = 0.000 nên ta an toàn bác bỏ giả thuyết H0 là: βTSNH/NNH = βTSNH/TTS = βHTK/TTS = βPT/TTS = βDTT/PT = βGVHB/HTK = βDTT/TTS = βTN/TTS = βLN/DTT = βQUIMO =0. Ở Bảng 3.11, giá trị -2LL = 34.487 không cao lắm, thể độ phù hợp ổn mô hình tổng thể. Bảng 3.12 cho thấy khả dự đoán mô hình 52/65 trường hợp báo cáo tài có khả không sai phạm trọng yếu (chiếm 80.0%), 51/65 trường hợp báo cáo tài khả có sai phạm trọng yếu (chiếm 78.5%). Tỷ lệ dự đoán toàn mô hình 79.2%. Bảng 3.13, kiểm định Wald ý nghĩa hệ số hồi quy tổng thể 10 biến độc lập, ta thấy: - Các biến TSNH/NNH, HTK/TTS, PT/TTS, DTT/PT, GVHB/HTK biến Qui mô Log (TTS) có giá trị Sig. > 0.05, nên ta chấp nhận giả thuyết H0: βTSNH/NNH = βHTK/TTS = βPT/TTS = βDTT/PT = βGVHB/HTK = βQUIMO = Như vậy, kết luận biến TSNH/NNH, HTK/TTS, PT/TTS, DTT/PT, GVHB/HTK biến Qui mô Log (TTS) không ảnh hưởng đến khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính. - Các biến lại bao gồm biến TSNH/TTS, DTT/TTS, TN/TTS, LN/DTT có giá trị Sig. < 0.05, nên ta an toàn bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1, tức là: βTSNH/TTS ≠ βDTT/TTS ≠ βTN/TTS ≠ ΒLN/DTT ≠ 0. Như vậy, tỷ số tài có ảnh hưởng đến khả 19 tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính. Bên cạnh đó, xét dấu kỳ vọng, tất biến độc lập có ý nghĩa tìm có dấu kỳ vọng phù hợp với giả thuyết ban đầu đề ra. Cụ thể: - Các doanh nghiệp có khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài có tỷ trọng tài sản ngắn hạn/tổng tài sản (TSNH/TTS) lớn so với doanh nghiệp mẫu đối ứng. - Hiệu suất sử dụng tài sản (DTT/TTS) để tạo doanh thu doanh nghiệp có khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài thấp hơn. - Đòn bẩy tài (TN/TTS) doanh nghiệp có khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài cao hơn, tức có nhiều khả vi phạm thỏa thuận vay hơn. - Tỷ số sinh lợi doanh nghiệp (LN/DTT) có khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài thấp hơn. Ngoài ra, giá trị Exp(B) bảng 3.15 giá trị tỷ số Odds (Odds ratio) có ý nghĩa sau: - Tỷ số Odds TSNH/TTS 34.487, tức tỷ số TSNH/TTS tăng lên lần, khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài doanh nghiệp tăng lên gần 35 lần; - Tỷ số Odds DTT/TTS 0.261, tức tỷ số DTT/TTS tăng lên 10 lần, khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài doanh nghiệp tăng lên gần lần; - Tỷ số Odds TN/TTS 24.189, tức tỷ số TN/TTS tăng lên lần, khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài doanh nghiệp tăng lên 24 lần; - Tỷ số Odds LN/DTT 0.087, tức tỷ số LN/DTT tăng lên 100 lần, khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài doanh nghiệp tăng lên gần lần. 20 Như vậy, hai tỷ số TSNH/TTS LN/TTS có ảnh hưởng rõ nét đến khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính. Hai tỷ số lại DTT/TTS LN/DTT có ảnh hưởng, nhiên mức ảnh hưởng thấp. Phương trình nhận diện khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài thông qua biến tỷ số tài có dạng sau: Trong đó: P (Y=1): Xác suất khả có tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính; P (Y=0): Xác suất khả không tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính; Kết mô hình phù hợp với nghiên cứu Persons giống kết mô hình nghiên cứu Persons đến 3/4 tỷ số tài TSNH/TTS, DTT/TTS TN/TTS. Dùng cho mục đích dự báo, để xác định khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài doanh nghiệp hay không, ta dựa vào công thức sau: P (Y=1) = Nếu P (Y=1) gần với giá trị 1, tức xác suất báo cáo tài doanh nghiệp có khả tồn sai phạm trọng yếu cao, kiểm toán viên cần thận trọng việc tiếp nhận khách hàng đánh giá rủi ro; người sử dụng báo cáo tài cần cẩn trọng sử dụng thông tin tài báo cáo tài để định. 21 TIỂU KẾT CHƯƠNG Trong chương này, tác giả thực thiết kế nghiên cứu xây dựng mô hình nhận diện khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính. Kết nghiên cứu cho thấy khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài nhận diện 4/11 tỷ số tài đưa ra, có khả dự đoán đến 79.2% doanh nghiệp mẫu nghiên cứu. CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 4.1. KẾT LUẬN Chênh lệch số liệu báo cáo tài trước sau kiểm toán ngày gia tăng số lượng qua năm. Vấn đề chênh lệch số liệu xuất phát từ nhiều nguyên nhân khác nhau. Tuy nhiên, thực tế phủ nhận tình trạng kéo dài khiến cổ đông ngày niềm tin nhà quản lý, nhà đầu tư ngày e dè thông tin công bố doanh nghiệp, kiểm toán phải đặt yêu cầu ngày cao chất lượng dịch vụ cung cấp. Việt Nam chưa có biện pháp thực mạnh mẽ để hạn chế tình trạng nhiễu loạn thông tin này, cho phép doanh nghiệp công bố báo cáo tài chưa kiểm toán thị trường. Việc thay đổi đột ngột số liệu báo cáo tài từ lãi sang lỗ ngược lại sau kiểm toán khiến nhà đầu tư, cổ đông . khó tránh khỏi thiệt hại nặng nề, từ ngày niềm tin vào doanh nghiệp giảm nhiệt huyết thị trường. 22 Theo đó, quan quản lý chưa có biện pháp cứng rắn để giảm thiểu vấn đề này, nhà đầu tư, cổ đông, kiểm toán viên, hay đối tượng sử dụng số liệu báo cáo tài khác cần có công cụ để đánh giá báo cáo tài chính, xem báo cáo tài sử dụng phân tích có khả chứa đựng sai phạm trọng yếu hay không, trước đưa định. Với xác suất dự báo đến 79.2%, dựa tỷ số tài bao gồm Tài sản ngắn hạn/Tổng tài sản (TSNH/TTS), Doanh thu thuần/Tổng tài sản (DTT/TTS), Tổng nợ/Tổng tài sản (TN/TTS) Lợi nhuận/Doanh thu (LN/DTT) tính toán từ tiêu báo cáo tài doanh nghiệp, mô hình xây dựng công cụ hữu hiệu đáp ứng nhu cầu kiểm toán viên đối tượng sử dụng báo cáo tài khác việc đánh giá số liệu. Các kiểm toán viên sử dụng mô hình để đánh giá khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính, từ hỗ trợ cho việc lập kế hoạch thực kiểm toán. Bên cạnh đó, nhà đầu tư, cổ đông… xem xét sử dụng mô hình để đánh giá độ tin cậy số liệu báo cáo tài trước phân tích đưa định tài chính. 4.2. KIẾN NGHỊ 4.2.1. Đối với Bộ tài chính, tổ chức nghề nghiệp kế toán kiểm toán Bộ tài cần phối hợp tốt với Hội nghề nghiệp quan có liên quan việc soạn thảo văn bản, quản lý, kiểm soát chất lượng dịch vụ kiểm toán… Khi xây dựng văn bản, sách, qui định, Bộ tài Hội nghề nghiệp cần thiết phải lắng nghe ý kiến từ doanh nghiệp chuyên gia, phải phải chọn lọc, phân tích hợp lý trước 23 ban hành. Để giảm thiểu tình trạng công bố thông tin không trung thực nay, cần: + Bắt buộc doanh nghiệp niêm yết tăng cường kiểm toán báo cáo tài hàng quý. + Thứ hai, tập trung vào biện pháp chế tài việc lập trình bày báo cáo tài không trung thực. Đặc biệt ý đến doanh nghiệp kiểm toán gần đủ điều kiện kiểm toán doanh nghiệp niêm yết. 4.2.2. Đối với kiểm toán viên - Nên cập nhật công cụ nhận diện sai phạm trọng yếu mô hình xây dựng được, áp dụng vào công tác kiểm toán. - Kết mô hình nghiên cứu cho thấy, thực kiểm toán cần lưu ý đến khoản mục Tài sản ngắn hạn, mà chủ yếu khoản mục Hàng tồn kho, Phải thu; Doanh thu; khoản nợ. 4.2.3. Đối với đối tượng sử dụng thông tin báo cáo tài khác Cần nâng cao hiểu biết tài kế toán. Nên sử dụng báo cáo tài kiểm toán để phân tích định. Trong trường hợp chưa phát hành báo cáo tài sau kiểm toán, mà đối tượng cần sử dụng thông tin báo cáo tài để định kinh tế, nhà đầu tư, cổ đông, đối tượng khác tìm hiểu thêm mô hình giúp nhận diện khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài mô hình đề xuất nghiên cứu này. 24 KẾT LUẬN Luận văn đúc kết lại nghiên cứu đáng quan tâm nhà nghiên cứu trước vấn đề sai phạm báo cáo tài phân tích thực trạng tình hình sai phạm Việt Nam, đồng thời dựa đặc thù Việt Nam để xây dựng mô hình giúp nhận diện khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính. Với khả dự đoán 79.2% trường hợp có khả sai phạm không sai phạm, tác giả hi vọng mô hình hỗ trợ tốt cho kiểm toán viên công tác kiểm toán, giúp đối tượng sử dụng thông tin báo cáo tài đánh giá lại lần độ tin cậy số liệu, từ đưa định đắn kinh doanh. Bên cạnh đó, với số đề xuất kiến nghị số đối tượng có liên quan, tác giả hi vọng giúp giảm thiểu tình trạng sai phạm báo cáo tài chính, đồng thời giảm thiểu tình hình nhiễu loạn liệu công bố thị trường giai đoạn nay. Các nghiên cứu cần mở rộng mẫu cho nhiều năm cần nghiên cứu nhiều tỷ số tài khác có khả giúp nhận diện khả tồn sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính. [...]... toán chiếm phần lớn trong các doanh nghiệp công bố báo cáo tài chính Đây là một tỉ lệ đáng báo động về khả năng tồn tại các sai phạm trên báo cáo tài chính của các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam Hình 2.1 Biểu đồ thể hiện tình hình điều chỉnh số liệu lợi nhuận sau thuế của các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam giai đoạn 2010 – 2013 10 2.2 TỔNG KẾT MỘT SỐ CÁC SAI PHẠM CHỦ YẾU CÁC DOANH NGHIỆP THƯỜNG VI PHẠM... Khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu trên báo cáo tài chính có quan hệ cùng chiều với đòn bẩy tài chính (TN/TTS)  Tỷ số sinh lợi Giả thuyết H10: Khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu trên báo cáo tài chính có quan hệ ngược chiều với tỷ suất sinh lợi trên doanh thu (LN/DTT)  Qui mô doanh nghiệp Giả thuyết H11: Khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính có quan hệ ngược chiều với qui mô doanh. .. thuyết H6: Khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu trên báo cáo tài chính có quan hệ ngược chiều với tỷ số Doanh thu thuần/Phải thu (DTT/PT) Giả thuyết H7: Khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu trên báo cáo tài chính có quan hệ ngược chiều với tỷ số Giá vốn hàng bán/Hàng tồn kho (GVHB/HTK) - Giả thuyết H8: Khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu trên báo cáo tài chính có quan hệ ngược chiều với tỷ số Doanh thu thuần/Tổng... thể: - Các doanh nghiệp có khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính có tỷ trọng tài sản ngắn hạn/tổng tài sản (TSNH/TTS) lớn hơn so với các doanh nghiệp trong mẫu đối ứng - Hiệu suất sử dụng tài sản (DTT/TTS) để tạo ra doanh thu ở các doanh nghiệp có khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính thấp hơn - Đòn bẩy tài chính (TN/TTS) của các doanh nghiệp có khả năng tồn tại sai phạm... 10 lần, khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu trên báo cáo tài chính của doanh nghiệp đó sẽ tăng lên gần 3 lần; - Tỷ số Odds của TN/TTS là 24.189, tức nếu tỷ số TN/TTS tăng lên 1 lần, khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu trên báo cáo tài chính của doanh nghiệp đó sẽ tăng lên 24 lần; - Tỷ số Odds của LN/DTT là 0.087, tức nếu tỷ số LN/DTT tăng lên 100 lần, khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu trên báo cáo... phụ thuộc - 0: khả năng không tồn tại sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính - 1: khả năng có tồn tại sai phạm trọng yếu báo cáo tài chính b Đo lường biến độc lập Biến độc lập bao gồm mười biến tỷ số tài chính và biến qui mô doanh nghiệp như đã mô tả ở phần trên Dữ liệu của các biến độc lập được thu thập từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, cụ thể là Bảng... diện khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu trên báo cáo tài chính như mô hình được đề xuất trong nghiên cứu này 24 KẾT LUẬN Luận văn này đã đúc kết lại những nghiên cứu đáng quan tâm của các nhà nghiên cứu trước đây về vấn đề sai phạm trên báo cáo tài chính phân tích thực trạng tình hình sai phạm hiện tại của Việt Nam, đồng thời dựa trên đặc thù của Việt Nam để xây dựng mô hình giúp nhận diện khả năng tồn... số cấu trúc tài sản - Giả thuyết H3: Khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu trên báo cáo tài chính có quan hệ cùng chiều với tỷ số Tài sản ngắn hạn/Tổng tài sản (TSNH/TTS) - Giả thuyết H4: Khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu trên báo cáo tài chính có quan hệ cùng chiều với tỷ số Phải thu/Tổng tài sản (PT/TTS) - Giả thuyết H5: Khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu trên báo cáo tài chính có quan hệ cùng chiều...9 CHƯƠNG 2 THỰC TRẠNG VẤN ĐỀ SAI PHẠM TRÊN BÁO CÁO TÀI CHÍNH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2010-2013 2.1 TÌNH HÌNH CHÊNH LỆCH SỐ LIỆU TRƯỚC VÀ SAU KIỂM TOÁN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2010 – 2013 Tổng hợp nguồn nghiên cứu của tác giả Nguyễn Trần Nguyên Trân [7] cùng với thống kê của trang vietstock.vn cho thấy, các doanh nghiệp phải điều chỉnh số liệu... mà các doanh nghiệp đang thực hiện CHƯƠNG 3 XÂY DỰNG MÔ HÌNH NHẬN DIỆN KHẢ NĂNG TỒN TẠI SAI PHẠM TRỌNG YẾU TRÊN BÁO CÁO TÀI CHÍNH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT VIỆT NAM 3.1 THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU 3.1.1 Các giả thiết và mô hình đề xuất Các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu được xây dựng thông qua khảo sát ý kiến 30 chuyên gia lĩnh vực kế toán kiểm toán, tài chính ngân hàng… trên lãnh thổ Việt Nam, có . khả năng tồn tại sai phạm trọng yếu trên báo cáo tài chính của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam với mong muốn xây dựng được một mô hình phù hợp cho Việt Nam, . về sai phạm trọng yếu và các mô hình nhận diện sai phạm trọng yếu trên báo cáo tài chính. - Chương 2: Thực trạng vấn đề sai phạm trên báo cáo tài chính của các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam. thức sai phạm chủ yếu mà các doanh nghiệp đang thực hiện. CHƯƠNG 3 XÂY DỰNG MÔ HÌNH NHẬN DIỆN KHẢ NĂNG TỒN TẠI SAI PHẠM TRỌNG YẾU TRÊN BÁO CÁO TÀI CHÍNH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT VIỆT NAM