Nguyễn Thị Hồng Quyên
Phùng Ngọc Linh
Lê Thị Mai An
Nguyễn Thị Yến Nhi
Trần Thị Ánh Ngọc
Nguyễn Thị Thanh Diệp
Đại học Kinh tế Quốc dân
(Quanlynhanuoc.vn) – Bài viết phân tích tác động của các yếu tố tâm lý – xã hội tại nơi làm việc đến tính độc lập của kiểm toán viên nội bộ trong bối cảnh doanh nghiệp Việt Nam. Dữ liệu được thu thập từ 234 bảng hỏi hợp lệ của kiểm toán viên nội bộ đang làm việc tại các doanh nghiệp Việt Nam, sử dụng phương pháp chọn mẫu thuận tiện và phân tích hồi quy tuyến tính phân bậc. Kết quả thực nghiệm cho thấy, căng thẳng công việc không có tác động trực tiếp đến tính độc lập của kiểm toán viên nội bộ. Tuy nhiên, các tương tác giữa căng thẳng với áp lực thời gian, sự rõ ràng về vai trò và mâu thuẫn công việc – gia đình đều có ý nghĩa thống kê, phản ánh cơ chế tác động mang tính điều kiện. Ngược lại, hành vi bắt nạt nơi làm việc có tác động tiêu cực trực tiếp và mạnh mẽ đến tính độc lập, đồng thời mối quan hệ này chịu sự điều tiết đáng kể của tuyến báo cáo kiểm toán nội bộ. Nghiên cứu góp phần mở rộng cách tiếp cận về tính độc lập của kiểm toán nội bộ từ góc độ hành vi và tâm lý – xã hội, đồng thời đưa ra các hàm ý quản trị nhằm bảo vệ và củng cố chức năng kiểm toán nội bộ trong bối cảnh doanh nghiệp Việt Nam.
Từ khóa: Kiểm toán nội bộ; tính độc lập; căng thẳng công việc; bắt nạt nơi làm việc; tuyến báo cáo.
1. Đặt vấn đề
Giá trị của chức năng kiểm toán nội bộ phụ thuộc đáng kể vào mức độ độc lập và khách quan của kiểm toán viên nội bộ, bởi đây là điều kiện tiên quyết để các kết luận và khuyến nghị kiểm toán phản ánh trung thực rủi ro, sai sót và điểm yếu kiểm soát. Các chuẩn mực nghề nghiệp quốc tế nhấn mạnh, độc lập tổ chức của kiểm toán nội bộ được củng cố khi lãnh đạo kiểm toán nội bộ có tuyến báo cáo chức năng phù hợp và không bị can thiệp vào phạm vi, việc thực hiện cũng như hoạt động truyền thông kết quả kiểm toán. Tại Việt Nam, nhiều doanh nghiệp đang trong quá trình hoàn thiện mô hình quản trị, sự phụ thuộc vào quyền lực quản lý, văn hóa nể nang và cơ chế bảo vệ nghề nghiệp chưa đồng đều có thể làm gia tăng nguy cơ suy giảm tính độc lập của kiểm toán nội bộ.
Phần lớn các nghiên cứu trước đây tiếp cận tính độc lập của kiểm toán nội bộ từ góc độ cấu trúc tổ chức và cơ chế quản trị chính thức, chẳng hạn, như: tuyến báo cáo, sự tồn tại của ủy ban kiểm toán hay điều lệ kiểm toán nội bộ. Cách tiếp cận này tuy cần thiết nhưng chưa phản ánh đầy đủ thực tế hoạt động của kiểm toán viên nội bộ, những người thường xuyên làm việc trong bối cảnh chịu áp lực tiến độ, xung đột lợi ích và các tương tác quyền lực nội bộ. Các yếu tố tâm lý – xã hội tại nơi làm việc, đặc biệt là căng thẳng công việc và hành vi bắt nạt, có thể tác động trực tiếp đến khả năng phản biện, mức độ dám bày tỏ ý kiến chuyên môn và hành vi báo cáo trung thực của kiểm toán viên nội bộ nhưng vẫn chưa được nghiên cứu đầy đủ.
Do đó, bài viết mở rộng nghiên cứu về tính độc lập của kiểm toán nội bộ sang góc độ hành vi và tâm lý – xã hội; làm rõ cơ chế tác động có điều kiện của căng thẳng công việc thay vì giả định tác động trực tiếp và xem xét hành vi bắt nạt như một rủi ro quản trị có thể làm suy yếu độc lập kiểm toán nội bộ trong bối cảnh thị trường mới.
2. Cơ sở lý thuyết
(1) Tính độc lập của kiểm toán nội bộ và các cơ chế bảo vệ.
Tính độc lập là nền tảng bảo đảm tính khách quan và độ tin cậy của kết luận kiểm toán (Rumengan & Rahayu, 2014; Mahardika và nnk., 2017). Trong kiểm toán nội bộ, thách thức độc lập lớn hơn do kiểm toán viên nội bộ thuộc chính tổ chức được kiểm toán và chịu tác động của quan hệ quyền lực nội bộ. Vì vậy, các chuẩn mực nghề nghiệp nhấn mạnh độc lập tổ chức, đặc biệt thông qua tuyến báo cáo chức năng tới Hội đồng quản trị/Ủy ban kiểm toán. Bằng chứng thực nghiệm cũng cho thấy, tuyến báo cáo có ý nghĩa đối với mức độ tự chủ của kiểm toán nội bộ và đánh giá rủi ro gian lận; yêu cầu kiểm toán nội bộ báo cáo trực tiếp cho ủy ban kiểm toán thường được xem là cơ chế làm giảm ảnh hưởng từ ban điều hành (Norman và nnk., 2010).
(2) Căng thẳng công việc và hành vi nghề nghiệp của kiểm toán viên nội bộ.
Căng thẳng công việc phát sinh khi yêu cầu công việc vượt quá khả năng thích ứng của cá nhân, dẫn đến phản ứng tâm lý – sinh lý tiêu cực (Cannon, 1927; Selye, 1956; Kahn và nnk., 1964). Trong nghề kiểm toán, căng thẳng thường liên quan áp lực thời gian, xung đột vai trò và yêu cầu cập nhật kiến thức liên tục; từ đó có thể ảnh hưởng chất lượng xét đoán và hành vi nghề nghiệp (Fisher, 2001; Pierce & Sweeney, 2004; Svanberg & Öhman, 2013; Westermann và nnk., 2015). Dưới góc nhìn Bảo tồn nguồn lực (COR), khi cá nhân đối diện nguy cơ mất mát nguồn lực (thời gian, năng lượng, uy tín, an toàn tâm lý), họ có xu hướng lựa chọn hành vi phòng vệ để giảm “tổn thất” và trong một số bối cảnh, phòng vệ có thể dẫn đến thỏa hiệp nghề nghiệp hoặc né tránh xung đột (Hobfoll, 1989, 2001). Trên cơ sở đó, giả thuyết được đặt ra như sau:
H1: Căng thẳng công việc có tác động tiêu cực đến tính độc lập của kiểm toán viên nội bộ.
(3) Bắt nạt nơi làm việc và tính độc lập của kiểm toán viên nội bộ.
Bắt nạt tại nơi làm việc là các hành vi gây hấn lặp lại, tồn tại bất cân xứng quyền lực, khiến nạn nhân khó tự vệ (Brodsky, 1976; Bjørkqvist và nnk., 1994; Einarsen & Raknes, 1997). Trong bối cảnh kiểm toán nội bộ, bắt nạt có thể biểu hiện dưới dạng gây áp lực để “giảm nhẹ phát hiện”, công kích cá nhân, đe dọa đánh giá hiệu suất hoặc cô lập nghề nghiệp. Các hành vi này trực tiếp làm xói mòn an toàn tâm lý và làm tăng chi phí kỳ vọng khi kiểm toán viên duy trì quan điểm độc lập. Theo lý thuyết trao đổi xã hội, cá nhân có thể điều chỉnh hành vi để tránh trừng phạt hoặc tìm kiếm sự “chấp nhận” trong quan hệ quyền lực, làm tăng nguy cơ thỏa hiệp tính độc lập. Trên cơ sở đó, giả thuyết được đặt ra như sau:
H2: Hành vi bắt nạt tại nơi làm việc có ảnh hưởng tiêu cực đến tính độc lập của kiểm toán viên nội bộ.
(4) Vai trò điều tiết của các yếu tố bối cảnh.
Áp lực thời gian, sự rõ ràng về vai trò và mâu thuẫn công việc – gia đình là các điều kiện ngữ cảnh có thể làm thay đổi cách căng thẳng ảnh hưởng đến hành vi nghề nghiệp. Khi vai trò không rõ (hoặc trách nhiệm/giới hạn quyền hạn mơ hồ), cá nhân dễ gia tăng lo âu và khó duy trì lập trường nghề nghiệp; ngược lại, vai trò rõ ràng có thể hoạt động như “cơ chế bảo vệ” giúp giảm ảnh hưởng bất lợi của căng thẳng. Mâu thuẫn công việc – gia đình làm phân tán nguồn lực, do đó có thể khuếch đại tác động tiêu cực của căng thẳng lên tính độc lập. (Boles và nnk., 1997). Ngoài ra, tuyến báo cáo được xem là cơ chế thể chế quan trọng: báo cáo chức năng cho Hội đồng quản trị/Ủy ban kiểm toán thường giúp kiểm toán nội bộ giảm can thiệp và tăng khả năng chống đỡ trước áp lực/đe dọa, phù hợp tinh thần chuẩn mực về độc lập tổ chức. Do vậy, các giả thuyết điều tiết được đặt ra:
H1a: Áp lực thời gian điều tiết mối quan hệ giữa căng thẳng công việc và tính độc lập; mức áp lực thời gian khác nhau làm thay đổi cường độ/chiều tác động của căng thẳng lên tính độc lập.
H1b: Sự rõ ràng về vai trò điều tiết mối quan hệ giữa căng thẳng công việc và tính độc lập; vai trò càng rõ ràng thì tác động bất lợi của căng thẳng (nếu có) càng suy giảm.
H1c: Mâu thuẫn công việc – gia đình điều tiết mối quan hệ giữa căng thẳng công việc và tính độc lập; mâu thuẫn càng cao thì tác động tiêu cực của căng thẳng lên tính độc lập càng mạnh.
H2a: Tuyến báo cáo của bộ phận kiểm toán nội bộ điều tiết mối quan hệ giữa bắt nạt nơi làm việc và tính độc lập; tuyến báo cáo càng độc lập về mặt chức năng thì tác động tiêu cực của bắt nạt lên tính độc lập càng suy giảm.
3. Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng thiết kế hỗn hợp theo hai giai đoạn. Giai đoạn định tính nhằm khám phá bối cảnh và hiệu chỉnh thang đo; giai đoạn định lượng nhằm kiểm định mô hình giả thuyết.
Nghiên cứu định tính được thực hiện thông qua phỏng vấn sâu và thảo luận nhóm với kiểm toán viên nội bộ, nhà quản lý và chuyên gia kiểm toán để làm rõ biểu hiện của căng thẳng công việc, bắt nạt nơi làm việc và các điều kiện bối cảnh trong doanh nghiệp Việt Nam; đồng thời điều chỉnh ngôn ngữ thang đo cho phù hợp, giảm trùng lặp và tăng tính dễ hiểu.
Khảo sát chính thức thực hiện trực tuyến bằng bảng hỏi. Tổng số phiếu phát ra 300, thu về 253, trong đó 234 phiếu hợp lệ dùng phân tích. Phương pháp chọn mẫu thuận tiện (phi xác suất). Kích thước mẫu đáp ứng khuyến nghị cho phân tích hồi quy và EFA theo Hair và cộng sự (2014). Nghiên cứu tuân thủ đạo đức nghiên cứu: tham gia tự nguyện, ẩn danh, không thu thập dữ liệu nhạy cảm.
Thang đo và biến nghiên cứu:
Biến phụ thuộc: Tính độc lập của kiểm toán viên nội bộ (DL).
Biến độc lập: Căng thẳng công việc (CT), Bắt nạt nơi làm việc (BN).
Biến điều tiết: Áp lực thời gian (TG), Sự rõ ràng về vai trò (VT), Mâu thuẫn công việc – gia đình (MT), Tuyến báo cáo (BC).
Các biến đo bằng thang Likert 5 mức.
Dữ liệu xử lý bằng SPSS 26 theo quy trình: thống kê mô tả; Cronbach’s Alpha; EFA; tương quan Pearson; hồi quy tuyến tính phân bậc để kiểm định tác động chính và tác động điều tiết. Các biến được chuẩn hóa Z-score trước khi tạo biến tương tác nhằm hạn chế đa cộng tuyến (Aiken & West, 1991). Mô hình:
Mô hình 1:
DL = β0 + β1CT + β2BN + β3TG + β4VT + β5MT + β6BC + ε
Mô hình 2:
DL = β0 + β1CT + β2BN + β3TG + β4VT + β5MT + β6BC + β7(CT×TG) + β8(CT×VT) + β9(CT×MT) + β10(BN×BC) + ε
4. Kết quả nghiên cứu
(1) Độ tin cậy thang đo (Cronbach’s Alpha)
Ban đầu có 40 biến quan sát thuộc 7 thang đo. Sau sàng lọc, loại 8 biến không đạt (DL4, DL5, CT2, CT3, CT5, TG1, MT1, BN4), còn 32 biến quan sát. Tất cả thang đo còn lại có Cronbach’s Alpha vượt ngưỡng chấp nhận (≥0,6) và tương quan biến – tổng ≥0,3 theo Nunnally (1978). Lưu ý, một số thang đo có Alpha rất cao (ví dụ TG, VT), phản ánh tính nhất quán nội bộ mạnh nhưng cũng gợi ý khả năng trùng lặp nội dung; đây là gợi ý để rút gọn thang đo trong nghiên cứu tiếp theo.
(2) Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA)
EFA thực hiện với PCA và Varimax trên 26 biến quan sát (CT, BN, TG, VT, MT, BC). KMO = 0,774 và Bartlett’s Test có ý nghĩa (Sig. < 0,05) cho thấy, dữ liệu phù hợp phân tích nhân tố. Tổng cộng trích xuất 6 nhân tố với Eigenvalue > 1; phương sai trích tích lũy đạt 81,804%, vượt ngưỡng khuyến nghị 50% (Anderson & Gerbing, 1988). Tải nhân tố của các biến đều > 0,5 và không xuất hiện tải chéo đáng kể, cho thấy giá trị hội tụ và phân biệt được bảo đảm.
Bảng 1: Ma trận xoay nhân tố (Rotated Component Matrix)
| Nhân tố (Component) | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 |
| ,931 | ||||||
| BN1 | ,901 | |||||
| BN6 | ,862 | |||||
| BN2 | ,834 | |||||
| BN5 | ,815 | |||||
| TG2 | ,883 | |||||
| TG5 | ,876 | |||||
| TG3 | ,869 | |||||
| TG4 | ,813 | |||||
| CT8 | ,867 | |||||
| CT1 | ,841 | |||||
| CT7 | ,784 | |||||
| CT6 | ,764 | |||||
| CT4 | ,717 | |||||
| MT2 | ,888 | |||||
| MT6 | ,807 | |||||
| MT5 | ,723 | |||||
| MT4 | ,648 | |||||
| MT3 | ,637 | |||||
| VT2 | ,908 | |||||
| VT1 | ,904 | |||||
| VT3 | ,899 | |||||
| BC1 | ,912 | |||||
| BC2 | ,830 | |||||
| BC3 | ,744 | |||||
| BC4 | ,716 |
Kết quả ma trận xoay nhân tố cho thấy, dữ liệu có mức độ hội tụ tốt, với toàn bộ 26 biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,5 và không xuất hiện hiện tượng tải chéo (Hair và cộng sự, 2014).
Kết quả EFA đã trích xuất được 6 nhân tố và được phân nhóm phù hợp với mô hình nghiên cứu, cụ thể: nhóm biến độc lập bao gồm Hành vi bắt nạt (BN) và Căng thẳng công việc (CT); nhóm biến điều tiết bao gồm Áp lực thời gian (TG), Mâu thuẫn công việc – gia đình (MT), Sự rõ ràng về vai trò (VT) và Tuyến báo cáo (BC). Như vậy, các thang đo đều bảo đảm giá trị hội tụ và giá trị phân biệt, dữ liệu đủ điều kiện để tiếp tục phân tích hồi quy ở bước tiếp theo.
(3) Phân tích tương quan Pearson.
Phân tích tương quan cho thấy, đa số biến độc lập/điều tiết có tương quan có ý nghĩa với DL (Sig. < 0,01). Hệ số tương quan giữa các biến giải thích dưới 0,8 (cao nhất khoảng 0,558), gợi ý rủi ro đa cộng tuyến nghiêm trọng không đáng kể (Gujarati, 2004).
(4) Phân tích hồi quy tuyến tính bội.
Nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy phân bậc để kiểm định các giả thuyết về vai trò điều tiết. Phương pháp này cho phép đánh giá mức độ gia tăng khả năng giải thích của mô hình (∆R2) khi lần lượt đưa các biến tương tác vào phương trình (Baron & Kenny, 1986).
Để loại bỏ nguy cơ đa cộng tuyến giữa biến độc lập và biến tương tác, toàn bộ các biến định lượng đã được chuẩn hóa về dạng Z-score (Mean = 0, SD = 1) trước khi thực hiện các phép nhân tạo biến tương tác, tuân theo khuyến nghị của, Aiken & West (1991).
Mô hình 1: Chỉ bao gồm các biến độc lập (Căng thẳng, Bắt nạt) và các biến điều tiết độc lập (Áp lực thời gian, Vai trò, Mâu thuẫn gia đình, Tuyến báo cáo).
DL=β0+β1CT+β2BN+β3TG+β4VT+β5MT+β6BC+ ε
DL, CT, BN, TG, VT_RE, MT, BC là các biến đại diện (đã chuẩn hóa theo Z-score).
β₁ … β₆: các hệ số của tác động chính.
Mô hình 2: Bổ sung thêm các biến tương tác để kiểm định vai trò điều tiết. DL=β0+β1CT+β2BN+β3TG+β4VT+β5MT+β6BC+β7(CT×TG)+β8(CT×VT)+β9(CT×MT) + β10 (BN × BC) + ε
DL, CT, BN, TG, VT_RE, MT, BC là các biến đại diện (đã chuẩn hóa theo Z-score).
β₁ … β₆: các hệ số của tác động chính
β₇ … β₁₀: các hệ số tương tác
- β₇: tương tác giữa CT và TG (Căng thẳng tương tác với Thời gian)
- β₈: tương tác giữa CT và VT (Căng thẳng tương tác với mơ hồ về vai trò)
- β₉: tương tác giữa CT và MT (Căng thẳng tương tác với mơ hồ về Mâu thuẫn gia đình – công việc)
- β₁₀: tương tác giữa BN và BC (Căng thẳng tương tác với Bắt nạt)
- ε là sai số ngẫu nhiên.
(5) Đánh giá độ phù hợp của mô hình (Model Summary).
Kết quả Model Summary cho thấy cả hai mô hình đều có ý nghĩa thống kê (Sig. F Change = 0,000), khẳng định sự phù hợp của mô hình hồi quy. Mô hình 1 có R² = 0,421 và R² hiệu chỉnh = 0,406, cho thấy các biến độc lập và biến điều tiết giải thích được 42,1% sự biến thiên của Tính độc lập KTVNB (Hair và cộng sự, 2014).
Khi bổ sung các biến tương tác, R² của Mô hình 2 tăng lên 0,529, với ∆R² = 0,108 và có ý nghĩa thống kê (Sig. F Change = 0,000), cho thấy các biến điều tiết đóng vai trò đáng kể trong việc làm thay đổi mối quan hệ giữa các tác nhân tâm lý – xã hội và tính độc lập của kiểm toán viên nội bộ (Chin, 1998).
(6) Kiểm định độ phù hợp của mô hình (Phân tích phương sai – ANOVA).
Kết quả phân tích ANOVA cho thấy cả hai mô hình hồi quy đều có ý nghĩa thống kê (Sig. = 0,000 < 0,05). Cụ thể, Mô hình 1 có F = 27,540 và Mô hình 2 có F = 25,033, khẳng định tồn tại mối quan hệ tuyến tính đáng kể giữa các biến độc lập, biến điều tiết và biến phụ thuộc Tính độc lập của KTVNB (Hair và cộng sự, 2014). Do đó, cả hai mô hình đều phù hợp với dữ liệu và đủ độ tin cậy để phân tích tác động của các biến trong các bước tiếp theo.
(7) Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến.
Trước khi phân tích các hệ số hồi quy, nghiên cứu kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả cho thấy, các giá trị VIF của Mô hình 2 dao động từ 1,216 đến 2,231 (nhỏ hơn ngưỡng 5), đồng thời Tolerance đều lớn hơn 0,1, cho thấy không tồn tại đa cộng tuyến nghiêm trọng (Hair và cộng sự, 2014). Vì vậy, các ước lượng hồi quy đạt độ tin cậy để tiếp tục phân tích.
5. Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Dựa trên kết quả hồi quy tại Mô hình 2, nghiên cứu tiến hành kiểm định lần lượt các giả thuyết về tác động chính và tác động điều tiết.
5.1. Hồi quy phân bậc và kiểm định giả thuyết
Độ phù hợp mô hình:
Model 1 có R² = 0,421 (R² hiệu chỉnh = 0,406), cho thấy các biến giải thích giải thích 42,1% biến thiên DL.
Model 2 có R² = 0,529; ∆R² = 0,108 và có ý nghĩa (Sig. F Change < 0,001), chứng tỏ các biến tương tác làm tăng đáng kể năng lực giải thích của mô hình.
Kiểm tra đa cộng tuyến:
VIF trong Model 2 dao động 1,216–2,231 (<5), Tolerance > 0,1, xác nhận không có đa cộng tuyến nghiêm trọng.
Kết quả tác động chính:
H1: CT không có ý nghĩa thống kê (β = –0,014; Sig. = 0,822) → bác bỏ H1.
H2: BN có tác động tiêu cực mạnh và có ý nghĩa (β = –0,534; Sig. < 0,001) → chấp nhận H2.
Kết quả tác động điều tiết:
H1a: CT×TG có ý nghĩa (β = 0,184; Sig. = 0,006) → chấp nhận H1a. Dấu dương của tương tác cho thấy áp lực thời gian làm thay đổi cách căng thẳng liên hệ với DL theo hướng “dịch chuyển độ dốc” (cường độ/chiều), phản ánh tác động có điều kiện.
H1b: CT×VT có ý nghĩa (β = 0,210; Sig. < 0,001) → chấp nhận H1b. Vai trò rõ ràng hơn gắn với sự thay đổi thuận lợi hơn trong mối quan hệ CT–DL.
H1c: CT×MT có ý nghĩa (β = –0,196; Sig. = 0,005) → chấp nhận H1c. Mâu thuẫn công việc–gia đình khuếch đại tác động bất lợi của căng thẳng lên DL.
H2a: BN×BC có ý nghĩa (β = –0,263; Sig. < 0,001) → chấp nhận H2a. Tuyến báo cáo có vai trò thể chế quan trọng; khi tuyến báo cáo kém độc lập, ảnh hưởng tiêu cực của bắt nạt lên DL trở nên mạnh hơn.
5.2. Kiểm định giả định hồi quy
Phần dư chuẩn hóa xấp xỉ phân phối chuẩn; đồ thị phân tán phần dư không cho thấy, dạng thức hệ thống, gợi ý giả định phương sai sai số không đổi và tuyến tính được thỏa mãn.
6. Thảo luận kết quả
6.1. Căng thẳng công việc không tác động trực tiếp đến tính độc lập
Kết quả bác bỏ H1 cho thấy, căng thẳng công việc, khi xét như một yếu tố đơn lẻ, chưa đủ để làm suy giảm tính độc lập của kiểm toán viên nội bộ trong mẫu nghiên cứu. Một diễn giải phù hợp là tính độc lập có thể tương đối “bền” trước căng thẳng thường nhật nhờ chuẩn mực nghề nghiệp, quy trình và cơ chế kiểm soát chất lượng nội bộ. Tuy nhiên, điều này không đồng nghĩa căng thẳng vô hại: các tương tác có ý nghĩa thống kê cho thấy, tác động của căng thẳng chỉ “bộc lộ” dưới những điều kiện bối cảnh nhất định, phù hợp lý thuyết bảo tồn nguồn lực.
6.2. Bắt nạt nơi làm việc là mối đe dọa trực tiếp và nghiêm trọng
Bắt nạt có hệ số tác động lớn nhất và tiêu cực mạnh, phản ánh môi trường làm việc độc hại là rủi ro trực tiếp làm suy giảm tính độc lập. Khác với căng thẳng mang tính “tải công việc”, bắt nạt mang đặc trưng can thiệp xã hội có chủ đích (đe dọa, trừng phạt, cô lập), làm tăng chi phí tâm lý và nghề nghiệp khi kiểm toán viên giữ lập trường độc lập, từ đó gia tăng khả năng né tránh xung đột và thỏa hiệp.
6.3. Các điều kiện bối cảnh quyết định khi nào căng thẳng trở nên “nguy hiểm”
Tương tác CT×TG và CT×VT mang dấu dương gợi ý rằng, trong những điều kiện nhất định, áp lực thời gian và vai trò rõ ràng có thể gắn với cơ chế “kỷ luật hóa” hành vi nghề nghiệp (tập trung vào bằng chứng, quy trình), làm giảm xu hướng thỏa hiệp do căng thẳng. Ngược lại, CT×MT mang dấu âm cho thấy, mâu thuẫn công việc – gia đình làm suy yếu nguồn lực cá nhân và khuếch đại tác động bất lợi của căng thẳng.
6.4. Tuyến báo cáo là cơ chế thể chế bảo vệ kiểm toán nội bộ trước bắt nạt
Tương tác BN×BC cho thấy, khi tuyến báo cáo kém độc lập, tác động tiêu cực của bắt nạt lên tính độc lập của kiểm toán viên mạnh hơn. Kết quả này nhất quán với lập luận rằng độc lập tổ chức được củng cố khi lãnh đạo kiểm toán nội bộ báo cáo chức năng cho Hội đồng quản trị/Ủy ban kiểm toán, giảm can thiệp và tăng năng lực “chống đỡ” trước áp lực quyền lực nội bộ theo tinh thần chuẩn mực về độc lập tổ chức.
7. Hàm ý quản trị và giải pháp
7.1. Phòng ngừa bắt nạt như một cấu phần quản trị rủi ro và tuân thủ
Do bắt nạt là yếu tố gây suy giảm mạnh nhất, doanh nghiệp cần coi phòng, chống bắt nạt là yêu cầu quản trị, không chỉ là vấn đề nhân sự. Cần thiết lập cơ chế tiếp nhận phản ánh độc lập, quy trình điều tra khách quan và cơ chế bảo vệ đối với nhân sự kiểm toán nội bộ; đồng thời, đưa chỉ báo về hành vi ứng xử và an toàn tâm lý vào đánh giá quản lý cấp trung/cấp cao.
7.2. Thiết kế tuyến báo cáo nhằm củng cố độc lập tổ chức
Do tuyến báo cáo điều tiết mạnh mối quan hệ bắt nạt – độc lập, doanh nghiệp nên củng cố mô hình báo cáo kép: kiểm toán nội bộ báo cáo chức năng cho Ủy ban kiểm toán/Hội đồng quản trị (phê duyệt điều lệ, kế hoạch, ngân sách, nhân sự lãnh đạo kiểm toán nội bộ), đồng thời, báo cáo hành chính cho ban điều hành ở mức cần thiết. Cách thiết kế này phù hợp định hướng chuẩn mực về độc lập tổ chức và hạn chế can thiệp.
7.3. Quản trị căng thẳng theo cách tiếp cận “điều kiện bối cảnh”
Vì căng thẳng không tác động trực tiếp nhưng tác động có điều kiện, chính sách quản trị căng thẳng cần tập trung vào các “điểm kích hoạt” sau: quản trị tiến độ và nguồn lực theo hướng hợp lý, tránh kéo dài tình trạng thiếu nguồn lực; thể chế hóa mô tả công việc, quyền hạn, trách nhiệm và kỳ vọng nghề nghiệp để làm rõ vai trò, trách nhiệm; thiết kế chính sách hỗ trợ cân bằng công việc – gia đình (linh hoạt thời gian, hỗ trợ tâm lý, phân bổ lịch kiểm toán) vì mâu thuẫn công việc – gia đình có thể khuếch đại tác động bất lợi của căng thẳng.
Tài liệu tham khảo:
1. Aiken, L. S., & West, S. G. (1991). Multiple Regression: Testing and Interpreting Interactions. Sage.
2. Anderson, J. C., & Gerbing, D. W. (1988). Structural equation modeling in practice: A review and recommended two-step approach. Psychological Bulletin, 103(3), 411 – 423.
3. Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator–mediator variable distinction in social psychological research. Journal of Personality and Social Psychology, 51(6), 1173 – 1182.
4. Boles, J. S., Johnston, M. W., & Hair Jr, J. F. (1997). Role stress, work-family conflict and emotional exhaustion: Interrelationships and effects on some work-related consequences. Journal of Personal Selling & Sales Management, 17(1), 17 – 28.
5. Brodsky, C. M. (1976). The harassed worker. D. C. Heath & Co.
6. Cannon, W. B. (1927). The James–Lange theory of emotions: A critical examination and an alternative theory. The American Journal of Psychology, 39, 106 – 124.
7. Einarsen, S., Matthiesen, S. B., & Mikkelsen, E. G. (2000). Short and long term effects of exposure to persistent aggression and bullying at work. Academy of Management.
8. Fisher, R. T. (2001). Role stress, the type A behavior pattern, and external auditor job satisfaction and performance. Behavioral Research in Accounting, 13(1), 143 – 170.
9. Gujarati, D. N. (2004). Basic Econometrics (4th ed.). McGraw-Hill.
10. Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2014). Multivariate Data Analysis (7th ed.). Pearson.
11. Hobfoll, S. E. (1989). Conservation of resources: A new attempt at conceptualizing stress. American Psychologist, 44 (3), 513 – 524.
12. Hobfoll, S. E. (2001). The influence of culture, community, and the nested-self in the stress process. Applied Psychology, 50(3), 337 – 421.
13. Kahn, R.. L., Wolf, D.M., Quinn, R.P., Snoek, J.D., & Rosenthal, R.A. (1964). “Occupational stress: Studies in role conflict and ambiguity”. New York.
14. Mahardika, Sujana, & Purnmawati. (2017). Pengaruh Independensi, Pengalaman Kerja, Dan Due Professional Care Terhadap Kualitas Audit (Studi Empiris Pada Kantor Inspektorat di Bali). E-Jurnal Akuntansi Universitas Pendidikan Ganesha, Vol 7, No.1.
15. Norman, C., Rose, A. and Rose, J. (2010). “Internal audit reporting lines, fraud risk decomposition, and assessments of fraud risk”. Accounting, Organizations and Society, Vol. 35 No. 5, pp. 546 – 557.
16. Pierce, B., & Sweeney, B. (2004). Cost quality conflict in audit firms: an empirical investigation. European Accounting Review, 13(3), 415 – 441.
17. Rumengan, I. P. E., & Rahayu, S. (2014). Pengaruh Kompetensi, Independensi dan Pengalaman Kerja Terhadap Kualitas Audit (Survei Terhadap Auditor KAP di Bandung). E-Proceedings of Management, Vol. 1, No. 3.
18. Selye H. (1956). “The stress of life”. New York: McGraw-Hill Book Co.
19. Svanberg, J. & Öhman, P. (2013). Auditors’ time pressure: Does ethical culture support audit quality? Managerial Auditing Journal, 28(7), 572 – 591.
20. Westermann, K. D., Bedard, J. C., & Earley, C. E. (2015). Learning the “craft” of auditing: A dynamic view of auditors’ on-the-job learning. Contemporary Accounting Research, 32(3), 864 – 896.
