Các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả hệ thống thông tin kế toán tại các doanh nghiệp trên địa bàn thành phố quy nhơn

Các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hệ thống thơng tin kế tốn doanh nghiệp địa bàn Thành phố Quy Nhơn Lê Nữ Như Ngọc Khoa Kinh tế & Kế toán, Trường Đại học Quy Nhơn Bài báo nhằm mục đích xác định đo lường nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hệ thống thơng tin kế tốn doanh nghiệp địa bàn thành phố Quy Nhơn Bài báo sử dụng phương pháp định lượng, số liệu xử lý phần mềm SPSS 20, cỡ mẫu 120 doanh nghiệp thành phố Quy Nhơn Kết kiểm định cho thấy có nhân tố tác động đến hiệu hệ thống thơng tin kế tốn doanh nghiệp thành phố Quy Nhơn bao gồm: (1) đặc điểm tổ chức, (2) kiến thức nhà quản trị, (3) tham gia nhà quản trị, (4) tham gia người dùng hệ thống, (5) hỗ trợ chuyên gia bên ngồi 2.2 Lý thuyết thơng tin hữu ích Mở đâu Hệ thống thơng tin kế tốn điều kiện số hóa thay đổi theo hướng tích cực, góp phần đáng kể vào việc cung cấp thơng tin kế toán cho nhà quản trị việc định cách nhanh chóng, kịp thời xác Tuy nhiên, thực tế doanh nghiệp tỉnh Bình Định nói chung, thành phố (TP.) Quy Nhơn nói riêng gặp nhiều khó khăn việc tổ chức hệ thống thơng tin kế tốn (HTTTKT) hiệu quả, đáng ý khó khăn điều kiện nhân lực kế tốn, khả ứng dụng cơng nghệ thơng tin vào cơng tác kế tốn, Do việc xác định nhân tố đo lường nhân tố tác động đến hiệu HTTTKT doanh nghiệp TP Quy Nhơn giúp cho nhà quản trị giải khó khăn, vận hành hệ thống thơng tin kế toán doanh nghiệp hiệu Cơ sở lý thut Theo lý thuyết thơng tin hữu ích, chất lượng thơng tin kế tốn đánh giá thơng qua tính hữu ích thơng tin người sử dụng HTTTKT thiết lập với mục đích thu thập, xử lý, lưu trữ cung cấp thông tin cho người sử dụng Do vậy, HTTTKT mang lại hiệu cung cấp thơng tin hữu ích cho người sử dụng Trong báo này, tác giả dựa quan điểm lý thuyết thơng tin hữu ích để giải thích hiệu HTTTKT hữu ích người sử dụng Mơ hình phương pháp nghiên cứu 3.1 Mơ hình nghiên cứu Hình 1: Mơ hình nghiên cứu đề xuất Đặc điểm tổ chức (DDTC) Kiến thúc nhà quản trị (KTQT) 2.1 Lý thuyết bất định Lý thuyết bất định phương pháp tiếp cận để nghiên cứu hành vi tổ chức, lý thuyết bất định đưa để giải thích yếu tố bên tổ chức ảnh hưởng đến việc thiết kế tổ chức (Otley, 1980), (Otley, 2016) Theo lý thuyết bất định, khơng có cấu trúc hoàn hảo cho tổ chức Việc thiết kế sử dụng hệ thống kế toán phải đảm bảo phù hợp với yếu tố bên tổ chức mơi trường mà tổ chức hoạt động Trong báo này, tác giả dựa quan điểm lý thuyết bất định để thiết lập mối quan hệ yếu tố ảnh hưởng đến hiệu HTTTKT doanh nghiệp TP Quy Nhơn, bao gồm: (1) đặc điểm tổ chức, (2) kiến thức nhà quản trị, (3) tham gia nhà quản trị, (4) tham gia người dùng hệ thống, (5) hỗ trợ chuyên gia bên Sự tham gia nhà quàn trị (TGQT) Hiệu quã hệ thõng thông tin kể toán doanh nghiệp TP Quy Nhơn (HTTTKT) Sự tham gia người dùng hệ thống (NDHT) Sự hỗ ượ cxìa chun gia bẽn ngồi (HTCG) Các giả thuyết nghiên cứu: Hl: Đặc điểm tổ chức tác động trực tiếp chiều đến hiệu HTTTKT doanh nghiệp TP Quy Nhơn H2: Kiến thức nhà quản trị tác động trực tiếp chiều đến hiệu HTTTKT doanh nghiệp TP Quy Nhơn H3: Sự tham gia nhà quản trị tác động trực Kinh tế Châu  - Thái Bình Dương (Tháng 2/ 2022) 65 NGHIÊN CỨU tiếp chiều đến hiệu HTTTKT doanh nghiệp TP Quy Nhơn H4: Sự tham gia người dùng hệ thống tác động trực tiếp chiều đến hiệu HTTTKT doanh nghiệp TP Quy Nhơn H5: Sự hỗ trợ chuyên gia bên tác động trực tiếp chiều đến hiệu HTTTKT doanh nghiệp TP Quy Nhơn 3.2 Phương pháp nghiên cứu Bài báo sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng bao gồm phân tích độ tin cậy thang đo Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA, phân tích hồi quy bội Tác giả gửi 140 phiếu khảo sát đến doanh nghiệp theo phương pháp thuận tiện Mỗi công ty phiếu khảo sát Người khảo sát nhà quản trị cấp cao, nhà quản trị cấp trung kế toán công ty, thời gian công tác tối thiểu năm để đảm bảo kiến thức hiểu biết kinh nghiệm định, nhằm đảm bảo độ tin cậy cho số liệu khảo sát Tác giả nhận 131 phản hồi từ đáp viên Sau lọc liệu, có 120 phiếu khảo sát hợp lệ để đưa vào phân tích Theo Đinh Phi Hổ (2014), mơ hình hồi quy cỡ mẫu xác định tối thiểu 50 + 8k, với k số biến độc lập mơ hình Trong báo này, số lượng biến độc lập đưa vào phân tích hồi quy biến nên kích thước mẫu tối thiểu 50 + X = 90 Do đó, 120 phản hồi hợp lệ phù hợp đảm bảo cỡ mẫu Sau đó, tác giả mã hóa liệu, nhập liệu vào Excel tiến hành sử dụng công cụ SPSS 20 để tiến hành phân tích 3.3 Đo lường biến mơ hình Đặc điểm tổ chức kế thừa theo thang đo Thong (1999), Ismail (2011) tham vấn ý kiến chuyên gia, bao gồm biến quan sát Kiến thức nhà quản trị kế thừa theo thang đo nghiên cứu Hussin cộng (2002), Ismail (2009) tham vấn ý kiến chuyên gia, thang đo gồm biến quan sát Sự tham gia nhà quản trị kế thừa theo thang đo Ismail (2009) Trương Thị cẩm Tuyết (2016) với tham vấn ý kiến chuyên gia, thang đo gồm biến quan sát Sự tham gia người dùng hệ thống kế thừa thang đo nghiên cứu Thong (2001) tham vấn ý kiến chuyên gia Thang đo gồm biến quan sát Sự hỗ trự chuyên gia bên kế thừa thang đo nghiên cứu Thong (2001), Hartcher (2003) tham vấn ý kiến chuyên gia Thang đo gồm biến quan sát Hiệu hệ thống thơng tin kế tốn kế thừa 66 Kinh tế Châu Ả - Thái Bình Dương (Tháng 2/ 2022) thang đo nghiên cứu Doll Torkzateh (1988) tham vấn ý kiến chuyên gia, thang đo gồm biến quan sát Các biến quan sát đánh giá theo thang đo Likert có mức đánh giá từ mức (1) Hồn tồn khơng đồng ý đến mức (5) Hồn tồn đồng ý Kết nghiên cứu 4.1 Kiểm định độ tin cậy thang đo Kiểm định độ tin cậy thang đo thông qua kiểm định Cronbach’s Alpha Qua kết cho thấy tất biến phụ thuộc biến độc lập nghiên cứu có hệ số Cronbach's Alpha nằm khoảng giá trị từ 0,8 đến 1, tức thỏa mãn điều kiện Cụ thể, hệ số Cronbach’s Alpha biến hiệu hệ thống thơng tin kế tốn doanh nghiệp TP Quy Nhơn (HTTTKT), biến đặc điểm tổ chức (DDTC), biến kiến thức nhà quản trị (KTQT), biến tham gia nhà quản trị (TGQT), biến tham gia người dùng hệ thống (NDHT), biến hỗ trợ chuyên gia (HTCG) sau: 0,853; 0,858; 0,877; 0,869; 0,894; 0,936 Bên cạnh đó, hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item-Total Correlation) lớn 0,3 hệ số Cronbach’s Alpha loại biến có giá trị thấp hệ số Cronbach’s Alpha thang đo Do đó, tất thang đo có độ tin cậy để tiến hành phân tích nghiên cứu 4.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA - Phân tích EFA biến độc lập Băng 1: Phân tích EFA cùa biển độc lập Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy Approx Chi-Square Bartlett's Test of Sphericity df Sis _ Tồng phương sai trích Trị số Eigenvalues nhỏ 0.887 1766,481 190 0,000 76.425% 1,083 Kiểm định tính thích hợp biến độc lập, ta thấy theo bảng 1, kết giá trị KMO = 0,887, nằm khoảng 0,5 1 Tổng phương sai trích có giá trị 76,425% > 50% thỏa mãn điều kiện tổng phương sai trích (Bảng 1) Thực phép xoay yểu tố, kết cho thấy biến đặc trưng có hệ số tải nhân tố lớn 0,55, kết phân tích nhân tố khám phá EFA cho thấy khơng có xáo trộn biến quan sát nhân tố với nhau, 20 biến quan sát nhóm thành nhóm, Điều cho thấy, thang Asia - Pacific Economic Review RESEARCH đo sử dụng kiểm định thích hợp Có nhóm nhân tố ảnh hưởng đến hiệu HTTTKT doanh nghiệp TP Quy Nhơn bao gồm: Nhóm nhan to (HTCG): HTCG 1, HTCG 2, HTCG 3, HTCG Nhóm nhân tố (NDHT): NDHT 1, NDHT 2, NDHT 3, NDHT Nhóm nhân tố (KTQT): KTQT 1, KTQT 2, KTQT 3, KTQT 4, KTQT Nhóm nhân tố (TGQT): TGQT 1, TGQT 2, TGQT 3, TGQT Nhóm nhân tố (DDTC): DDTC 1, DDTC 2, DDTC Phân tích EFA biến phụ thuộc Bảng 2: Phân tích EFA cùa biên phụ thuộc KMO and Bartlett’s Test Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy Approx Chi-Square df Bartlett's Test of Sphericity Sig Tổng phương sai trích Trị số Eigenvalues 0,726 226,151 0,000 69,594% 2,784 Kiểm định tính thích hợp biến phụ thuộc, ta thấy kết kiểm định KMO biến phụ thuộc cho thấy, giá trị KMO = 0,726 > 0,5, thõa mãn điều kiện 0,5 < KMO < Tức liệu phân tích thích hợp Kiểm định Bartlett có Sig 0,000 < 0,5, biến quan sát biến phụ thuộc có tương quan tuyến tính với (Bảng 2) Kiểm định phương sai trích biến phụ thuộc, kết cho thấy tổng phương sai trích 69,594% thỏa mãn phương sai trích phải > 50% (Bảng 2) 4.3 Phân tích hồi quy bội Kết phân tích hồi quy bội sau: Bàng 3: Ket quà hồi quỵ Coefficients* Standardized Unstandardized t Model Coefficients Coefficients Std Error Beta B 1.568 0,257 (Constant) 0.403 0.067 0.300 3.840 0,258 DDTC 0.172 2.032 169 0.083 KTQT 0,188 390 0074 177 TGỢT 0,146 0.062 150| 2.351 NDHT 0.067 0,203 2.564 0,172 HTCG a Dependent Variable: HTTTKT Sig Collinearity Statistics Tolerance 0,120 0.000 0,044 0,018 0,020 0,012 0.540 0,460 530 0,806 0,525 VIF 1.851 2,173 886 240 906 Kết bảng hồi quy tuyến tính bảng cho thấy tất biến độc lập có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 95% với hệ số Sig nhỏ 0,05 Điều cho thấy tất biến độc lập bao gồm: biến đặc điểm tổ chức (DDTC), biến kiến thức nhà quản trị (KTQT), biến tham gia nhà quản trị (TGQT), biến tham gia người dùng hệ thống (NDHT) biến hỗ trợ chuyên gia bên (HTCG) tác động trực tiếp chiều đến biến HTTTKT doanh nghiệp TP Quy Nhơn Điều phù hợp với giả thuyết Hl, H2, H3, H4, H5 ban đàu tác giả đặt Từ bảng 3, mô hình hồi quy đánh giá mức độ biến độc lập lên biến phụ thuộc sau: HTTTKT = 0,403+ 0,258*DDTC+ 0,169*KTQT + 0,177*TGQT +0,146*NDHT + 0,172*HTCG +E Đồng thời, mơ hình hồi quy chuẩn hóa xác định sau: HTTTKT = 0,300*DDTC+ 0,172*KTQT 0,188*TGQT +0,150*NDHT + 0,203*HTCG +E + Kết luận Nghiên cứu xác định tác động biến độc lập tác động đến hiệu hệ thống thơng tin kế tốn doanh nghiệp TP Quy Nhơn theo thứ tự từ cao đến thấp sau: (1) Đặc điểm tổ chức, (2) Sự hỗ trự chuyên gia bên ngoài, (3) Sự tham gia nhà quản trị, (4) Kiến thức nhà quản trị, (5) Sự tham gia người dùng hệ thống Các nhà quản trị doanh nghiệp bên cạnh hiểu biết cần có hệ thống thơng tin kế tốn, cịn cần có quan tâm tham gia vào xây dựng điều hành hệ thống thống tin kế tốn để hệ thống thơng tin kế tốn đạt hiệu Thêm vào đó, doanh nghiệp cần ý nâng cao lực chuyên môn cho kể toán, tận dụng yếu tố hỗ trự chuyên gia, nhà cung cấp nhằm đáp ứng tốt nhu cầu sử dụng thông tin kế toán nhà quản trị việc định, điều kiện cạnh tranh gay gắt nay./ Tài liệu thamk hảo Đinh Phi Hổ, 2014, Phương pháp nghiên cứu kinh tễ viẽt luận văn, NXB Phương Đơng, TP Hơ Chí Minh Trương Thị cẩm Tuyết, 2016, Các nhân tố ảnh hưởng đến tính hữu hiệu hệ thống thơng tin kế tốn DNNW địa bàn TP Hồ Chí Minh, Luận văn thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Otley, D., The contingency theory of management accounting and control: 1980-2014, Management Accounting Research, 31,(2016), pp 45-62 Ismail, N.A., 2009 Factors influencing AIS effec­ tiveness among manufacturing SMES: Evidence from Malaysia The Electronic Journal on Information Systems in Developing Countries, pp.l19 Thong, J.Y.L., 2001 Resource constraints and information systems implementation in Singaporean small businesses The International Journal of Management Science, Vol.29 (2), pp.143 156 Kinh tế Châu Á - Thái Bình Dương (Tháng 2/ 2022) 67 ... Tuyết, 2016, Các nhân tố ảnh hưởng đến tính hữu hiệu hệ thống thơng tin kế tốn DNNW địa bàn TP Hồ Chí Minh, Luận văn thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Otley, D., The contingency... gia vào xây dựng điều hành hệ thống thống tin kế tốn để hệ thống thơng tin kế tốn đạt hiệu Thêm vào đó, doanh nghiệp cần ý nâng cao lực chun mơn cho kể tốn, tận dụng yếu tố hỗ trự chuyên gia, nhà...NGHIÊN CỨU tiếp chiều đến hiệu HTTTKT doanh nghiệp TP Quy Nhơn H4: Sự tham gia người dùng hệ thống tác động trực tiếp chiều đến hiệu HTTTKT doanh nghiệp TP Quy Nhơn H5: Sự hỗ trợ chuyên gia