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

CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CHẤT LƯỢNG KIỂM TOÁN
CÁC ƯỚC TÍNH KẾ TOÁN TẠI VIỆT NAM
THE FACTORS AFFECTING AUDIT QUALITY 
OF ACCOUNTING ESTIMATES IN VIETNAM
TS. Trần Nguyễn Bích Hiền; ThS. Lương Thị Hồng Ngân; ThS. Cao Hồng Loan
Trường Đại học Thương Mại
hientranvcu@gmail.com
Tóm tắt
Bài viết trình bày nghiên cứu ảnh hưởng của các nhân tố đến chất lượng kiểm toán các
ước tính kế toán tại Việt Nam. Nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy sau khi đã tiến hành kiểm
định thang đo Crobach Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA. Dữ liệu nghiên cứu dựa trên
kết quả khảo sát 172 đối tượng tại 18 công ty kiểm toán độc lập trên địa bàn Hà Nội. Kết quả
nghiên cứu cho thấy có 04 nhân tố có ảnh hưởng thuận chiều đến chất lượng kiểm toán các ước
tính kế toán, đó là: Năng lực chuyên môn của KTV, Thái độ hoài nghi nghề nghiệp của KTV,
Tính hữu hiệu của KSNB liên quan UTKT, Môi trường pháp lý liên quan UTKT, 01 nhân tố có
ảnh hưởng ngược chiều là Sự không chắc chắn của dữ liệu, giả định, mô hình, phương pháp
lập UTKT.
Từ khóa: Nhân tố ảnh hưởng; Chất lượng kiểm toán; Ước tính kế toán
Abstract
This paper presents the impact of variables on the quality of audit accounting estimates in
Vietnam. This study first assessed the scales, using Cronbach Alpha and Exploratory Factor
Analysis (EFA). Research data is based on the results of surveying 172 people at 18 independent
auditing firms in Hanoi. The result shows that there are 04 factors that have a positive influence
on the quality of auditing accounting estimates, such as: Professional qualification, Professional
kepticism, The effectiveness of internal control related to accounting estimates, Regulatory envi-
ronment related to accounting estimates, 01 factor that has the opposite influence is The uncer-
tainty of the data, assumptions, models, methods of making accounting estimates.
Keywords: factors; audit quality; accounting estimates
1. Đặt vấn đề 
Sự phát triển và hội nhập ngày càng sâu của Việt Nam vào nền kinh tế thế giới đã tạo ra
nhiều cơ hội và thách thức. Để nâng cao năng lực cạnh tranh trên cả thị trường trong nước và
quốc tế, thu hút nhiều vốn đầu tư, vay vốn dễ dàng, trúng thầu nhiều hợp đồng lớn, dưới áp lực
của tối đa hóa lợi nhuận đòi hỏi các nhà quản lý doanh nghiệp phải thực hiện những thủ thuật
nhằm làm “đẹp” Báo cáo tài chính (BCTC). Một trong những công cụ để “phù phép” BCTC được
các nhà quản lý thường sử dụng đó là “ước tính kế toán”. 
1307
INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020
ICYREB 2020
Ước tính kế toán (UTKT) là một chỉ tiêu quan trọng trong các báo cáo tài chính. Theo
Chuẩn mực kiểm toán Việt Nam số 540 (VSA 540), UTKT là một giá trị tiền tệ gần đúng trong
trường hợp không có phương pháp đo lường chính xác. Trách nhiệm của kiểm toán viên và doanh
nghiệp kiểm toán là phải thu nhập đầy đủ các bằng chứng kiểm toán thích hợp về các UTKT đã
được ghi nhận hoặc thuyết minh trong BCTC để làm cơ sở trình bày ý kiến cho sự bảo đảm hợp
lý rằng liệu BCTC được kiểm toán có còn chứa đựng các sai phạm trọng yếu, trong đó có sai
phạm liên quan đến các ước tính kế toán hay không. Tuy nhiên, liên quan đến các ước tính kế
toán tức là liên quan đến các sự kiện không chắc chắn trong tương lai. Để có bằng chứng thuyết
phục về các sự kiện trong tương lai là điều không dễ thực hiện. Mặt khác, để thu thập bằng chứng
kiểm toán cho kết luận về tính hợp lý của kết quả trong tương lai cũng là điều khó có thể thể đạt
được. Do vậy, kiểm toán các ước tính kế toán tại thời điểm khóa sổ kế toán hoàn toàn không dễ
dàng thực hiện và được coi là một trong những vấn đề thách thức trong cả lý luận và thực hành
kiểm toán. 
Thực tế cho thấy, chênh lệch theo BCTC trước và sau kiểm toán năm 2017 và 2018 của
các công ty niêm yết trên cả 2 sàn Hà Nội và Thành phố Hồ Chí Minh là các con số đáng quan
tâm: 540 công ty trên tổng số 709 công ty (năm 2017), 451 công ty trên 733 công ty (năm 2018)1.
Trong đó, phần nhiều chênh lệch là do quan điểm khác nhau giữa doanh nghiệp và kiểm toán
viên liên quan đến các ước tính kế toán như các khoản dự phòng, khấu hao và phân bổ. Đây là
các ước tính kế toán thường liên quan trực tiếp đến kết quả kinh doanh và nghĩa vụ thuế của
doanh nghiệp với Nhà nước nên dễ bị xử lý chủ quan theo hướng có lợi cho đơn vị. Đặc biệt
trong điều kiện nền kinh tế gặp khó khăn, kết quả hoạt động kinh doanh tiêu cực, nợ xấu khó đòi
tăng nhanh, hàng tồn kho chậm luân chuyển, thị trường chứng khoán giảm giá... nguy cơ các
doanh nghiệp bỏ qua hoặc xác định một cách không phù hợp các ước tính kế toán có thể dẫn đến
BCTC phản ánh không trung thực và hợp lý tình hình tài chính và kinh doanh của doanh nghiệp. 
Trong khi đó, thông tin trên BCTC của doanh nghiệp không chỉ có ý nghĩa đối với bản
thân doanh nghiệp mà còn có ý nghĩa với các đối tượng có liên quan khác trong nền kinh tế như:
các cơ quan nhà nước, tổ chức tín dụng, nhà đầu tư, đối tác tiềm năng,... Do đó, tính minh bạch,
tính trung thự ...  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