NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG TỚI ĐỘ TIN CẬY CỦA BÁO CÁO TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP FDI VIỆT NAM - Full 10 điểm

Số 254(II) tháng 8/2018 83 Ngày nhận: 02/6/2018 Ngày nhận bản sửa: 20/7/2018 Ngày duyệt đăng: 05/8/2018 NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG TỚI ĐỘ TIN CẬY CỦA BÁO CÁO TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP FDI VIỆT NAM Nguyễn Ngọc Quang Viện Kế toán - Kiểm toán, trường ĐH KTQD Email:nnq1966@gmail com Nguyễn Phi Long Email:longnp1076@gmail com Viện Kế toán - Kiểm toán, trường ĐH KTQD Phạm Xuân Kiên Viện Kế toán - Kiểm toán, trường ĐH KTQD Email: kienpx neu@gmail com Tóm tắt: B ài báo xác định và đo lường mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến độ tin cậy của b áo cáo tài chính trong các doanh nghiệp có vốn đầu tư trực tiếp của nước ngoài (FDI) tại Việt Nam Nghiên cứu sử dụng phương pháp định lượng , thông qua các công cụ đánh giá độ tin cậy của thang đo C ronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá (EFA) và phân tích hồi quy để nghiên cứu Nhóm nghiên cứu khảo sát 200 chuyên gia kế toán, tài chính và nhà quản lý đang làm việ c tại các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam Kết quả nghiên cứu xác định được bốn nhân tố ảnh hưởng đến độ tin cậy thông tin báo cáo tài chính trong các doanh nghiệp FDI đều theo hướng tích cực Trong đó, nhân tố áp lực từ cơ quan thuế có tác động mạnh nhất (β = 0,681), thứ hai là các quy định pháp lý về kế toán (β = 0, 335), tiếp đó là năng lực nhân viên kế toán, tài chính (β = 0, 143) và cuối cùng là nhân tố quan điểm từ nhà quản lý doanh nghiệp (β = 0, 129) Từ khóa: Nhân tố ảnh hưởng, độ tin cậy, b áo cáo tài chính, doanh nghiệp FDI Mã JEL: M41 Factors Influencing the Reliability of Financial Statements of FDI Firms in Vietnam Abstract: This paper aims to identify and measure the impact of factors on the reliability of financial statements of foreign direct investment (FDI) firms in Vietnam This study mainly uses the quantitative approach, including: the assessment tool’s reliability Cronbach’s alpha scale, Exploratory Factor Analysis (EFA) and regression analysis We conduct the survey on 200 financial and accounting experts and managers working at FDI firms in Vietnam The results identify four factors that affect the reliability of financial statements in FDI enterprises are in the positive direction In which, the factor of pressure from the tax agencies has the strongest impact (β = 0 681), the accounting legal regulations (β = 0 335), followed by accountant ability (β = 0 143) and the final factor from the managers’ view-point (β = 0 129) Keywords: Effective factors, Financial statements, FDI firms, Reliability JEL code: M41 Số 254(II) tháng 8/2018 84 1 Giới thiệu Thông tin kế toán trong các doanh nghiệp nói chung và doanh nghiệp FDI nói riêng ngày càng quan trọng và có vai trò quyết định trong việc đưa ra các quyết định của nhà quản lý Thông tin trên báo cáo tài chính không chỉ phục vụ người dùng bên trong doanh nghiệp mà cả các đối tượ ng bên ngoài, gồm các nhà đầu tư , cổ đông, cơ quan thuế, công ty k iểm toán và cơ quan quản lý nhà nước Do vậy, độ tin cậy của các thông tin trên báo cáo tài chính có vai trò quan trọng với các đối tượng này khi sử dụng Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra rằng độ tin cậy thông tin càng cao sẽ giúp người dùng ra các quyết định có ích và kịp thời Tuy nhiên, trong thực tế gian lận của thông tin kế toán xuất hiện ngày càng nhiều, nhằm trục lợi cho những nhóm lợi ích nhất định Những sai sót hay gian lận trên báo cáo tài chính có thể gây ra hậu quả nghiêm trọng cho những người sử dụng Do đó, có nhiều nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng tới độ tin cậy thông tin trên báo cáo tài chính nhằm cung cấp cho người dùng biện pháp ngăn ngừa và phát hiện những gian lận trong kế toán, nâng cao độ tin cậy Bài viết của nhóm tác giả tập trung nghiên cứu các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam nhằm kiểm định sự khác biệt này so với các nghiên khác 2 Tổng quan nghiên cứu Maines & Wahlen (2006, 402) sử dụng quan điểm của Ủy ban Chuẩn mực Kế toán Tài chính (Financial Accounting Standards Board - FASB) về độ tin cậy của thông tin báo cáo tài chính “Thông tin báo cáo tài chính là đáng tin cậy đối với người dùng khi các thông tin này đại diện cho các điều kiện kinh tế và các sự kiện” Nghiên cứu nhấn mạnh ba khía cạnh của độ tin cậ y là: trung thực, có thể kiểm chứng và độc lập Kết quả nghiên cứu cho thấy: (1) Có rất ít bằng chứng trực tiếp về độ tin cậy được trình bày, hầu như các bằng chứng được tổng hợp gián tiếp qua mối quan hệ giữa thông tin báo cáo tài chính với giá cổ phiếu, thị trường vốn, (2) độ tin cậy liên quan đến sự tương tác giữa các chuẩn mực kế toán và các phương pháp thực hiện của nhân viên kế toán, tài chính, nghiên cứu nhấn mạnh tầm quan trọng của các thuyết minh báo cáo tài chính đến việc tăng tính công khai và nâng cao độ tin cậy Nhóm t ác giả Beest & cộng sự (2009) nghiên cứu đo lường độ tin cậy thông tin ở báo cáo tài chính trong các công ty niêm yết tại Hoa Kỳ, Anh và Hà Lan Trong thời gian 2005 và 2007, nghiên cứu đã tiến hành xây dựng thang đo để đo lường độ tin cậy dựa trên tiêu chí về báo cáo tài chính theo quan điểm của FASB và Hội đồng chuẩn mực kế toán quốc tế (International Accounting Standards Board - IASB) Tác giả Nguyễn Phương Hồng & Dương Thị Khánh Linh (2014) nghiên cứu độ tin cậy báo cáo tài chính trong các doanh nghiệp tại Việt Nam dựa trên đặc điểm về báo cáo tài chính được ban hành bởi IASB và FASB Nghiên cứu sử dụng 283 quan sát trong ba năm (2012 - 2014) và chạy hồi quy với 23 biến độc lập liên quan Kết quả cho thấy có 17 biến ảnh hưởng Nghiên cứu này có ích cho các đối tượng khác nhau, chẳng hạn như: các nhà quản lý, kiểm toán viên, nhà đầu tư, cơ quan chính phủ… để đưa ra giải pháp cải thiện độ tin cậy Tác giả Phạm Quốc Thuần (2016) tìm hiểu về các nhân tố tác động đến độ tin cậy báo cáo tài chính , bằng cách sử dụng phương pháp nghiên cứu định tính kết hợp định lượng Ở nghiên cứu định tính, tác giả xây dựng các thang đo về độ tin cậy Phương pháp nghiên cứu định lượng nhằm đo lường độ tin cậy và kiểm định các nhân tố ảnh hưởng Nghiên cứu sử dụng phương pháp chọn mẫu phi xác suất với kích thước gồm 294 mẫu ở các doanh nghiệp phi tài chính tại Việt Nam Với phương pháp định tính, tác giả tìm ra 10 nhân tố tác động đến độ tin cậy gồm: H ành vi quản trị lợi nhuận, áp lực từ thuế, quy mô doanh nghiệp, niêm yết chứng khoán, hỗ trợ từ phía nhà quản lý, đào tạo và bồi dưỡng, chất lượng phần mềm kế toán, kiểm toán độc lập, hiệu quả của hệ thống kiểm soát nội bộ và năng lự c nhân viên kế toán Với nghiên cứu định lượng, nghiên cứu chỉ ra tám nhân tố tác động đến độ tin cậy gồm: Kiểm toán độc lập, hành vi quản trị lợi nhuận, áp lực từ thuế, hỗ trợ từ nhà quản lý, đào tạo và bồi dưỡng, chất lượng phần mềm kế toán, hiệu quả hệ thống kiểm soát nội bộ và năng lực nhân viên kế toán Tác giả Michailesco (2009) xem xét các nhân tố ảnh hưởng đến độ tin cậy báo cáo tài chính thuộc các doanh nghiệp tại Pháp Các biến độc lập là năm nhân tố ảnh hưởng đến độ tin cậy gồm c ơ cấu vốn , tỷ lệ nợ, niêm yết trong nước, niêm yết trên đa thị trường và lợi nhuận Tác giả sử dụng hồi quy tuyến tính, phân tích ANOVA trong nghiên cứu Mẫu nghiên cứu gồm 100 báo cáo tài chính của các doanh nghiệp hoạt động trong ngành công nghiệp và thương mại ở giai đoạn 1991-1995 Kết quả cho thấy nhân tố tình trạng niêm yết có ảnh hưởng và các nhân tố còn lại không ảnh hưởng Xu & cộng sự (2003) làm rõ các nhân tố tác động Số 254(II) tháng 8/2018 85 đế n độ tin cậy báo cáo tài chính trong các doanh nghiệp tại Úc Nghiên cứu sử dụng phương pháp nghiên cứu tình huống và khảo sát, được thực hiện tại bảy tập đoàn của Úc thông qua các buổi thảo Kết quả chỉ rõ các nhóm nhân tố về con người, hệ thống và tập đoàn có tác động đến độ tin cậy Stoderstrom & Sun (2007) sử dụng phương pháp nghiên cứu thực nghiệm tìm hiểu độ tin cậy chịu ảnh hưởng từ hệ thống pháp luật và chính trị, chuẩn mực kế toán và việc trình bày báo cáo tài chính Kết quả nghiên cứu chỉ rõ hệ thống pháp luật và chính trị có thể tác động trực tiếp và tác động gián tiếp đến độ tin cậy thông qua chuẩn mực kế toán và các hình thức ưu đãi của từng quốc gia Wisna (2013) nghiên cứu ảnh hưởng của công nghệ thông tin đến độ tin cậy và giải thích được tác động của yếu tố này Cụ thể, quy mô của thông tin kế toán đầu vào là yếu tố chính dẫn đến chất lượng báo cáo tài chính đầu ra tại các trường cao đẳng, đại học tại Bandung Cao Nguyễn Lệ Th ư (2014) nghiên cứu các nhân tố bên trong doanh nghiệp tác động đến độ tin cậy của các doanh nghiệp niêm yết ở Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh Kết quả cho thấy các nhân tố tác động gồm: q uy mô doanh nghiệp, cơ cấu vốn, tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị và c ác nhân tố khác gồm: thời gian hoạt động của doanh nghiệp, khả năng sinh lợi, đòn bẩy tài chính, khả năng thanh toán hiện hành, tài sản cố định không tác động đến độ tin cậy Trên cơ sở tổng quan các nghiên cứu trong và ngoài nước, bài viết này cho rằng các nhân tố tác động đến độ tin cậy báo cáo tài chính khá đa dạng và phong phú Những nghiên cứu trước đã tiến hành kiểm định và tìm hiểu tác động của các nhân tố đến độ tin cậy ở những môi trường, điều kiện kinh doanh và quốc gia khác nhau Tuy các doanh nghiệp FDI Việt Nam có sự đóng góp nhất định cho nền kinh tế nhưng trong thời gian qua, có nhiều tranh luận về độ tin cậy của các doanh nghiệp này chưa minh bạch và những gian lận dẫn đến tình trạng trốn thuế cao Do vậy nghiên cứu này sẽ tìm hiểu các nhân tố ảnh hưởng tới độ tin cậy báo cáo tài chính của các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam để tìm ra sự khác biệt với các nghiên cứu trước 3 Cơ sở lý thuyết và phương pháp nghiên cứu 3 1 Đ ộ tin cậy của báo cáo tài chính Độ tin cậy của báo cáo tài chính là thông tin đáp ứng những đặc điểm kỹ thuật hay yêu cầu của người sử dụng khi đưa ra các quyết định (Kahn & cộng sự, 2002) Theo quan điểm IASB & FASB, để thông tin tài chính trở nên hữu ích, nó cần phải thích đáng và được thể hiện trung thực Theo Luật Kế toán (2015), các khía cạnh yêu cầu của thông tin trên báo cáo tài chính bao gồm: trung thực, khách quan, đầy đủ, kịp thời, dễ hiểu, có thể so sánh được Theo quan điểm của IASB, đặc điểm độ tin cậy gồm: có thể hiểu được, thích hợp, đáng tin cậy và có thể so sánh được Theo quan điểm FASB, đặc tính độ tin cậy gồm: tính thích hợp (thông tin phải có giá trị dự đoán và kịp thời), đáng tin cậy (thông tin trình bày trung thực, có thể kiểm chứng, trung lập và khách quan), khả năng so sánh và nhất quán Bộ Tài chính (2014) yêu cầu thông tin trình bày trên BCTC phải phản ánh trung thực, trình bày khách quan, có thể kiểm chứng, kịp thời, dễ hiểu, nhất quán và so sánh được 3 2 Lý thuyết nền cho nghiên cứu 3 2 1 Lý thuyết sự khuếch tán kỹ thuật (Technology Diffusion Theory) Gadbriel, người đặt nền tảng cho lý thuyết này , giải thích tại sao một số đổi mới lại có tính lan tỏa trong một nền văn hóa Sau đó, Ryan & Gross (1943) phát triển đường cong hình chữ S khuếch tán rồi Rogers (1962) giới thiệu một quy trình năm bước để áp dụng thành công sự đổi mới gồm: nhận thức, quan tâm, đánh giá, thử nghiệm và thông qua Gần đây, mô hình đường cong S được phát triển và giới thiệu các cải tiến được chấp nhận rộng rãi bởi các cá nhân trên quy mô lớn Từ những nghiên cứu được đề cập ở trên, bài viết cho rằng sự khuếch tán là quá trình truyền đạt thông tin theo nhiều cách khác nhau Ballantine & cộng sự (1998) đã nghiên cứu sự hạn chế về kỹ năng con người đã dẫn đến việc thiếu thông tin kế toán trong các doanh nghiệp Ismail & King (2007) nghiên cứu hạn chế về sự hiểu biết của nhà quản lý đối với thông tin kế toán đã làm giảm thiểu hiệu quả của thông tin khi đưa ra các quyết định Ismail (2009) nghiên cứu các doanh nghiệp có xu hướng trì hoãn việc vận dụng công nghệ do hạn chế nhận thức đã ảnh hưởng tới các quyết định Nghiên cứu chỉ rõ những nhân tố bên ngoài như nhà cung cấp phần mềm, các nhà tư vấn, cơ quan chính phủ có thể đóng vai trò quan trọng trong việc lan truyền thông tin kế toán Các chuyên gia tư vấn và nhà cung cấp phần mềm có thể giúp công ty lựa chọn phần mềm phù hợp với đặc điểm kinh doanh và tổ chức của đơn vị, do đó, sự hỗ trợ của nhân tố Số 254(II) tháng 8/2018 86 bên ngoài sẽ giúp giảm bớt sự thiếu sót về kiến thức và kỹ thuật có liên quan đến xử lý thông tin kế toán L ý thuyết về sự khuếch tán kỹ thuật giúp bài viết hình thành nghiên cứu về mối quan hệ giữa các nhân tố gồm quan điểm của nhà quản lý, năng lực nhân viên kế toán đến độ tin cậy H1: Quan điểm của nhà quản lý tác động cùng chiều đến độ tin cậy H2: Năng lực nhân viên kế toán tác động cùng chiều đến độ tin cậy 3 2 2 Lý thuyết xử lý thông tin tổ chức (Organizational Information Processing Theory) Galbraith (1973) đã xây dựng lý thuyết xử lý thông tin và xem xét các khái niệm như: yêu cầu, khả năng xử lý thông tin, mức độ tương thích giữa yêu cầu và khả năng xử lý thông tin nhằm đạt được hiệu quả tối ưu Các nhà quản trị cần phải thực hiện xử lý thông tin nhằm khắc phục những thay đổi của môi trường để phục vụ tốt nhất cho việc ra quyết định của họ Nghiên cứu chỉ rõ sự tương thích giữa yêu cầu và khả năng xử lý thông tin, giữa công nghệ thông tin và các chiến lược của doanh nghiệp ảnh hưởng rõ nhất đến hiệu quả hoạt động cũng như quyết định của nhà quản lý Kết quả cho thấy sự tương thích giữa công nghệ thông tin và chiến lược của doanh nghiệp, giữa yêu cầu của tổ chức và khả năng công nghệ sẽ tác động tích cực đến việc hỗ trợ thông tin cho việc ra quyết định cũng như hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Nghiên cứu này giúp nhóm tác giả hình thành giả định về mối quan hệ giữa nhân tố thuộc về công nghệ thông tin tới độ tin cậy H3: Chất lượng công nghệ thông tin có tác động cùng chiều đến độ tin cậy 3 2 3 Lý thuyết tín hiệu (Signaling theory) L ý thuyết tín hiệu diễn tả hành vi của hai bên trong tổ chức có quyền thu nhận các thông tin khác nhau, một bên giữ thông tin và phát tín hiệu ra thị trường với một bên sử dụng thông tin đó Nghiên cứu này chỉ rõ về thông tin bất cân xứng giữa bên có thông tin cũng như bên cần thông tin và đã áp dụng lý thuyết tín hiệu để giải thích sự không đối xứng thông tin trong một phạm vi Các doanh nghiệp phản ánh tình hình tài chính cho các nhà đầu tư tiềm năng thông qua báo cáo tài chính và công bố các thông tin tài chính ra thị trường Chất lượng báo cáo tài chính là tín hiệu đáng tin cậy, giúp tạo niềm tin cho nhà đầu tư và các bên liên quan Dựa vào lý thuyết này, nghiên cứu sẽ tìm hiểu các nhân tố gồm á p lực cơ quan từ thuế, quy mô doanh nghiệp và c ác quy định pháp lý về kế toán H4: Áp lực từ cơ quan thuế tác động cùng chiều đến độ tin cậy H5: Quy mô doanh nghiệp tác động cùng chiều đến độ tin cậy H6: Các q uy định pháp lý về kế toán tác động cùng chiều đến độ tin cậy 3 3 Phương pháp nghiên cứu 3 3 1 Xây dựng mô hình nghiên cứu Dựa trên tổng quan các nghiên cứu có liên quan và cơ sở lý thuyết, bài viết xây dựng mô hình nghiên cứu các nhân tố tác động đến độ tin cậy tại các doanh nghiệp FDI như sau: ĐTC BCTC =β 0 +β 1 NQL+ β 2 ALT + β 3 CNTT + β 4 NLNV + β 5 QMDN+ β 6 PLKT + ε Hay Y = β 0 + β 1 X 1 + β 2 X 2 + β 3 X 3 + β 4 X 4 + β 5 X 5 + β 6 X 6 + ε Trong đó: ĐTC BCTC : Độ tin cậy củ a c áo cáo tài chính ; NQL: Quan điểm của nhà quản lý; ALT: Áp lực từ cơ quan thuế; CNTT: Chất lượng công nghệ thông tin; NLNV: Năng lực nhân viên kế toán; QMDN: Quy mô doanh nghiệp; PLKT: Quy định pháp lý về kế toán 3 3 2 Xây dựng thang đo cho nghiên cứu Thang đo ĐTC BCTC: Từ cơ sở lý thuyết, các quan điểm của các nhà nghiên cứu và chế độ kế toán Việt Nam, nghiên cứu này sử dụng năm khía cạnh thể hiện chất lượng gồm: trung thực, đầy đủ, kịp thời, dễ hiểu và có thể so sánh Thang đo NQL: Komala (2012) cho rằng nhà quản lý cam kết trong việc gắn kết mục tiêu của công ty phát triển bền vững và thể hiệ n sự tham gia hỗ trợ, thái độ tích cực đến hiệu quả của thông tin cung cấp tới báo cáo tài chính Thang đo ALT: Áp lực từ cơ quan thuế được hiểu như là sức ép từ các quy định về thuế làm cho các doanh nghiệp DFI phải thực hiện đúng trong môi trường kinh doanh đã cam kết, tránh các gian lận về thuế Áp lực này yêu cầu các thông tin trình bày phải trung thực Thang đo CNTT: C ông nghệ thông tin giúp phần mềm kế toán thực hiện việc ghi nhận và xử lý thông tin nhanh, chính xác, từ đó tổng hợp và cung cấp các Số 254(II) tháng 8/2018 87 báo cáo theo yêu cầu của nhà quản lý Chất lượng công nghệ thông tin ảnh hưởng tới việc thu thập và xử lý thông tin và tác động tới các quyết định kinh doanh Mặt khác nhân tố này còn giúp chống lại các sai sót, gian lận và tăng độ tin cậy Thang đo NLNV: Thang đo này được hiểu là một nhóm các yếu tố có liên quan đến kỹ năng, nghiệp vụ của nhân viên kế toán, tài chính cho phép họ hoàn thành nhiệm vụ (Xu & cộng sự, 2003) Thang đo QMDN: Quy mô doanh nghiệp thường được đo lường bằng các chỉ tiêu như: số lượng lao động, quy mô vốn, doanh thu; trong đó số lượng lao động là tiêu chí được sử dụng nhiều nhất Quy mô càng lớn thì chất lượng hệ thống kế toán đòi hỏi càng chặt chẽ , minh bạch hơn thông qua chất lượng công nghệ thông tin, tổ chức hệ thống kiểm soát nội bộ tốt Như vậy, thông tin được công bố từ các doanh nghiệp có quy mô lớn thường có độ tin cậy cao hơn các doanh nghiệp có quy mô nhỏ Thang đo PLKT: Các quy định pháp lý về kế toán bao gồm từ Luật Kế toán tới các thông tư, chuẩn mực kế toán Mục đích của các quy định pháp lý là tăng cường sát chặt chẽ, có hiệu quả hoạt động kinh tế, tài chính của doanh nghiệp FDI, cung cấp thông tin đầy đủ, trung thực, kịp thời, công khai, minh bạch, đáp ứng yêu cầu của tổ chức và quản lý điều hành của nhà nước Mặt khác, quá trình thực thi các quy định và áp dụng kịp thời có ảnh hưởng tích cực đến độ tin cậy 3 3 3 Mẫu nghiên cứu Tác giả sử dụng mẫu nghiên cứu là các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam, phân bố tại các địa bàn như Hồ Chí Minh, Hà Nội, Vĩnh Phúc, Bắc Ninh, Hưng Yên, Đồng Nai, Bình Dương, Đà Nẵng… Đối tượng thu thập là nhà quản lý các cấp, giám đốc t ài chính, kế toán viên đang làm việc tại doanh nghiệp FDI với số lượng mẫu 200 phiếu gửi đi Phiếu khảo sát được thiết kế cho 15 câu hỏi từ bảy thang đo trên với thang đo ít nhất gồm hai câu hỏi Các câu hỏi được trả lời theo các mức độ quan trọng ảnh hưởng tới độ tin cậy như: Rất quan trọng, quan trọng, bình thường và không quan trọng Phiếu khảo sát có hai phần: Thông tin chung về doanh nghiệp như: ngành nghề kinh doanh, chức trách người trả lời câu hỏi, quy mô vốn, số lượng lao động… Thông tin chi tiết là các câu hỏi và được trả lời theo các mức độ Trong 6 h ệ tuy ế n tính v ớ i nhau Nh ằ m ki ể m đị nh hi ệ n t ượ ng này, tác gi ả s ử d ụ ng h ệ s ố VIF VIF càng nh ỏ kh ả n ă ng x ả y ra hi ệ n t ượ ng đ a c ộ ng tuy ế n càng nh ỏ Khi không có hi ệ n t ượ ng đ a c ộ ng tuy ế n x ả y ra thì VIF nh ỏ h ơ n 10 (Hoàng Tr ọ ng C ơ & Chu Nguy ễ n M ộ ng Ng ọ c, 2008) 4 K ế t qu ả và th ả o lu ậ n B ả ng 1: Đ ánh giá độ tin c ậ y c ủ a thang đ o STT Thang đ o H ệ s ố Cronbach''''s Alpha Các nhân t ố ả nh h ưở ng 1 NQL 0,825 2 ALT 0,932 3 CNTT 0,892 4 NLNV 0,848 5 QMDN 0,482 6 PLKT 0,849 Bi ế n ph ụ thu ộ c 7 Đ TC BCTC 0,88 Ngu ồ n: K ế t qu ả h ồ i quy t ừ SPSS B ả ng 1 cho th ấ y các nhân t ố có ch ấ t l ượ ng thang đ o t ố t, đề u đạ t độ tin c ậ y khi các h ệ s ố Cronbach’s Alpha n ằ m trong kho ả ng 0,7 - 0,95, ngo ạ i tr ừ nhân t ố QMDN, ở m ứ c 0,482, nên lo ạ i nhân t ố này ra kh ỏ i mô hình B ả ng 2: Tr ị s ố ph ươ ng sai trích và ki ể m đị nh KMO và Bartlett các nhân t ố tác độ ng đế n độ tin c ậ y báo cáo tài chính Y ế u t ố Giá tr ị Eigenvalues 2,438 Tr ị s ố ph ươ ng sai trích 73,486% Ki ể m đị nh KMO và Bartlett 0,744 M ứ c ý ngh ĩ a (Sig ) 0,000 Ngu ồ n: K ế t qu ả h ồ i quy t ừ SPSS B ả ng 2 cho th ấ y h ệ s ố KMO là 0,744 n ằ m trong kho ả ng gi ữ a 0,5 và 1, Eigenvalues là 2,438, tr ị s ố ph ươ ng sai trích là 73,486% (h ơ n 50% v ớ i m ứ c ý ngh ĩ a 99%) ch ứ ng t ỏ d ữ li ệ u th ỏ a mãn đ i ề u ki ệ n phân tích nhân t ố khám phá - Đ ánh giá s ự phù h ợ p c ủ a mô hình: Hoàng Tr ọ ng C ơ & Chu Nguy ễ n M ộ ng Ng ọ c (2008) cho r ằ ng h ệ s ố xác đị nh R 2 đượ c dùng để đ o s ự phù h ợ p c ủ a mô hình tuy ế n tính R 2 càng g ầ n 1 thì mô hình xây d ự ng càng g ầ n v ớ i t ậ p d ữ li ệ u Nh ư v ậ y h ệ s ố R 2 là ph ầ n bi ế n thiên c ủ a bi ế n ph ụ thu ộ c do các bi ế n độ c l ậ p gi ả i thích Khi phân tích ph ươ ng sai ANOVA để ki ể m đị nh, gi ả thi ế t m ứ c ý ngh ĩ a có độ tin c ậ y 95% (sig ≤ 95%), thì mô hình đượ c xem là phù h ợ p trong nghiên c ứ u - Ki ể m tra hi ệ n t ượ ng đ a c ộ ng tuy ế n: Đ a c ộ ng tuy ế n là hi ệ n t ượ ng các bi ế n độ c l ậ p có quan h ệ tuy ế n tính v ớ i nhau Nh ằ m ki ể m đị nh hi ệ n t ượ ng này, tác gi ả s ử d ụ ng h ệ s ố VIF VIF càng nh ỏ kh ả n ă ng x ả y ra hi ệ n t ượ ng đ a c ộ ng tuy ế n càng nh ỏ Khi không có hi ệ n t ượ ng đ a c ộ ng tuy ế n x ả y ra thì VIF nh ỏ h ơ n 10 (Hoàng Tr ọ ng C ơ & Chu Nguy ễ n M ộ ng Ng ọ c, 2008) 4 K ế t qu ả và th ả o lu ậ n B ả ng 1: Đ ánh giá độ tin c ậ y c ủ a thang đ o STT Thang đ o H ệ s ố Cronbach''''s Alpha Các nhân t ố ả nh h ưở ng 1 NQL 0,825 2 ALT 0,932 3 CNTT 0,892 4 NLNV 0,848 5 QMDN 0,482 6 PLKT 0,849 Bi ế n ph ụ thu ộ c 7 Đ TC BCTC 0,88 Ngu ồ n: K ế t qu ả h ồ i quy t ừ SPSS B ả ng 1 cho th ấ y các nhân t ố có ch ấ t l ượ ng thang đ o t ố t, đề u đạ t độ tin c ậ y khi các h ệ s ố Cronbach’s Alpha n ằ m trong kho ả ng 0,7 - 0,95, ngo ạ i tr ừ nhân t ố QMDN, ở m ứ c 0,482, nên lo ạ i nhân t ố này ra kh ỏ i mô hình B ả ng 2: Tr ị s ố ph ươ ng sai trích và ki ể m đị nh KMO và Bartlett các nhân t ố tác độ ng đế n độ tin c ậ y báo cáo tài chính Y ế u t ố Giá tr ị Eigenvalues 2,438 Tr ị s ố ph ươ ng sai trích 73,486% Ki ể m đị nh KMO và Bartlett 0,744 M ứ c ý ngh ĩ a (Sig ) 0,000 Ngu ồ n: K ế t qu ả h ồ i quy t ừ SPSS B ả ng 2 cho th ấ y h ệ s ố KMO là 0,744 n ằ m trong kho ả ng gi ữ a 0,5 và 1, Eigenvalues là 2,438, tr ị s ố ph ươ ng sai trích là 73,486% (h ơ n 50% v ớ i m ứ c ý ngh ĩ a 99%) ch ứ ng t ỏ d ữ li ệ u th ỏ a mãn đ i ề u ki ệ n phân tích nhân t ố khám phá Số 254(II) tháng 8/2018 88 200 phiếu gửi đi, nghiên cứu nhận lại 168 phiếu, đạt kết quả 84% Trong đó giám đốc tài chính trả lời 75 phiếu chiếm 44,64%, nhà quản lý các cấp trả lời 61 phiếu đạt 36,31% và kế toán viên trả lời 32 phiếu đạt 19,05% 3 3 4 Phân tích dữ liệu nghiên cứu Đánh giá độ tin cậy của thang đo: Thông qua hệ số Cronbach’s Alpha (biến có tương quan tổng nhỏ hơn 0, 4 sẽ bị loại, các thang đo có hệ số Cronbach’s Alpha từ 0,6 trở lên sẽ được chọn (Hoàng Trọng Cơ & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008) EFA: Sau khi loại bỏ các biến đảm bảo độ tin cậy thấp, nhóm tác giả sử dụng EFA Muốn thực hiện EFA thì phải đảm bảo điều kiện: Chỉ số KMO phải lớn hơn 0,5 và nhỏ hơn 1, mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett nhỏ hơn 0, 05, những nhân tố có chỉ số Eigenvalues nhỏ hơn 1 sẽ bị loại khỏi mô hình nghiên cứu (Nguyễn Đình Thọ, 2011) Trong nghiên cứu này, phương pháp trích hệ số (Principal Component Analysis) với phép quay Varimax, phương sai trích (% cumulative variance) nhất thiết phải lớn hơn 50%, hệ số tải nhân tố (Factor Loading) lớn hơn 0,5 được đưa vào phân tích Phân tích hồi quy đa biến: - Đánh giá sự phù hợp của mô hình : Hoàng Trọng Cơ & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) cho rằng hệ số xác định R 2 được dùng để đo sự phù hợp của mô hình tuyến tính R 2 càng gần 1 thì mô hình xây dựng càng gần với tập dữ liệu Như vậy hệ số R 2 là phần biến thiên của biến phụ thuộc do các biến độc lập giải thích Khi phân tích phương sai ANOVA để kiểm định, giả thiết mức ý nghĩa có độ tin cậy 95% (sig ≤ 95%), thì mô hình được xem là phù hợp trong nghiên cứu - Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến: Đ a cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập có quan hệ tuyến tính với nhau Nhằm kiểm định hiện tượng này, t ác giả sử dụng hệ số VIF VIF càng nhỏ khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến càng nhỏ Khi không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra thì VIF nhỏ hơn 10 (Hoàng Trọng Cơ & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008) 4 Kết quả và thảo luận Bảng 1 cho thấy các nhân tố có chất lượng thang đo tốt, đều đạt độ tin cậy khi các hệ số Cronbach’s Alpha nằm trong khoả ng 0,7 - 0,95, ngoại trừ nhân tố QMDN, ở mức 0,482, nên loại nhân tố này ra khỏi mô hình 7 B ả ng 3: Tr ị s ố ph ươ ng sai trích và ki ể m đị nh KMO và Bartlett độ tin c ậ y báo cáo tài chính Y ế u t ố Giá tr ị Eigenvalues 3,483 Tr ị s ố ph ươ ng sai trích 69 648% Ki ể m đị nh KMO và Bartlett 0,882 M ứ c ý ngh ĩ a (Sig ) 0,000 Ngu ồ n: K ế t qu ả h ồ i quy t ừ SPSS B ả ng 3 cho th ấ y, h ệ s ố KMO là 0,882, Eigenvalues là 3,483, tr ị s ố ph ươ ng sai trích là 69,648% v ớ i độ tin c ậ y là 99% nên d ữ li ệ u c ủ a các bi ế n quan sát th ỏ a mãn d ữ li ệ u phân tích nhân t ố khám phá; ch ứ ng t ỏ các bi ế n quan sát trong thang đ o độ tin c ậ y có m ố i liên h ệ ch ặ t ch ẽ B ả ng 4: Ma tr ậ n h ệ s ố t ươ ng quan các bi ế n trong mô hình h ồ i quy Nhân t ố Đ TC BCTC NQL ALT CNTT NLNV PLKT Đ TC BCTC 1,000 NQL 0,226 ** 1,000 ALT 0,715 ** 0,88 1,000 CNTT -0,009 -0,006 0,012 1,000 NLNV 0,157 * 0,062 - 0,04 0,116 1,000 PLKT 0,423 ** 0,084 0,094 0,068 0,095 1,000 Ngu ồ n: K ế t qu ả h ồ i quy t ừ SPSS K ế t qu ả trình bày trong B ả ng 4 cho th ấ y, h ệ s ố t ươ ng quan gi ữ a các bi ế n độ c l ậ p v ớ i Đ TC BCTC trong ma tr ậ n t ươ ng đố i cao v ớ i độ tin c ậ y t ừ 95% t ừ 99%, ngo ạ i tr ừ bi ế n CNTT Trong đ ó cao nh ấ t là bi ế n ALT có h ệ s ố t ươ ng quan là 0,715 và th ấ p nh ấ t là bi ế n NLNV có h ệ s ố t ươ ng quan là 0,157 Bi ế n CNTT b ị ra kh ỏ i mô hình nghiên c ứ u vì có h ệ s ố t ươ ng quan là -0,009 v ớ i sig l ớ n h ơ n 5% th ể hi ệ n m ố i t ươ ng quan th ấ p v ớ i Đ TC BCTC Nh ư v ậ y, b ố n bi ế n độ c l ậ p g ồ m: NQL, ALT, NLNV và PLKT đượ c đư a vào mô hình để gi ả i thích bi ế n Đ TC BCTC B ả ng 5: Mô hình tóm t ắ t Mô hình H ệ s ố t ươ ng quan R H ệ s ố t ươ ng quan R 2 H ệ s ố t ươ ng quan đ i ề u ch ỉ nh R 2 Ướ c l ượ ng sai s ố chu ẩ n 1 ,825 a 0,69 0,674 0,2997 a B ộ d ự đ oán (Predictors): (h ằ ng s ố ), PLKT, NQL, NLNV, ALT Ngu ồ n: K ế t qu ả h ồ i quy t ừ SPSS B ả ng 3: Tr ị s ố ph ươ ng sai trích và ki ể m đị nh KMO và Bartlett độ tin c ậ y báo cáo tài chính Y ế u t ố Giá tr ị Eigenvalues 3,483 Tr ị s ố ph ươ ng sai trích 69 648% Ki ể m đị nh KMO và Bartlett 0,882 M ứ c ý ngh ĩ a (Sig ) 0,000 Ngu ồ n: K ế t qu ả h ồ i quy t ừ SPSS B ả ng 3 cho th ấ y, h ệ s ố KMO là 0,882, Eigenvalues là 3,483, tr ị s ố ph ươ ng sai trích là 69,648% v ớ i độ tin c ậ y là 99% nên d ữ li ệ u c ủ a các bi ế n quan sát th ỏ a mãn d ữ li ệ u phân tích nhân t ố khám phá; ch ứ ng t ỏ các bi ế n quan sát trong thang đ o độ tin c ậ y có m ố i liên h ệ ch ặ t ch ẽ B ả ng 4: Ma tr ậ n h ệ s ố t ươ ng quan các bi ế n trong mô hình h ồ i quy Nhân t ố Đ TC BCTC NQL ALT CNTT NLNV PLKT Đ TC BCTC 1,000 NQL 0,226 ** 1,000 ALT 0,715 ** 0,88 1,000 CNTT -0,009 -0,006 0,012 1,000 NLNV 0,157 * 0,062 - 0,04 0,116 1,000 PLKT 0,423 ** 0,084 0,094 0,068 0,095 1,000 Ngu ồ n: K ế t qu ả h ồ i quy t ừ SPSS K ế t qu ả trình bày trong B ả ng 4 cho th ấ y, h ệ s ố t ươ ng quan gi ữ a các bi ế n độ c l ậ p v ớ i Đ TC BCTC trong ma tr ậ n t ươ ng đố i cao v ớ i độ tin c ậ y t ừ 95% t ừ 99%, ngo ạ i tr ừ bi ế n CNTT Trong đ ó cao nh ấ t là bi ế n ALT có h ệ s ố t ươ ng quan là 0,715 và th ấ p nh ấ t là bi ế n NLNV có h ệ s ố t ươ ng quan là 0,157 Bi ế n CNTT b ị ra kh ỏ i mô hình nghiên c ứ u vì có h ệ s ố t ươ ng quan là -0,009 v ớ i sig l ớ n h ơ n Số 254(II) tháng 8/2018 89 Bảng 2 cho thấy hệ số KMO là 0,744 nằm trong khoảng giữa 0,5 và 1, Eigenvalues là 2,438, trị số phương sai trích là 73,486% (hơn 50% với mức ý nghĩa 99%) chứng tỏ dữ liệu thỏa mãn điều kiện phân tích nhân tố khám phá Bảng 3 cho thấy, hệ số KMO là 0,882, Eigenvalues là 3,483, trị số phương sai trích là 69,648% với độ tin cậy là 99% nên dữ liệu của các biến quan sát thỏa mãn dữ liệu phân tích nhân tố khám phá; chứng tỏ các biến quan sát trong thang đo độ tin cậy có mối liên hệ chặt chẽ Kết quả trình bày trong Bảng 4 cho thấy, hệ số tương quan giữa các biến độc lập với ĐTC BCTC trong ma trận tương đối cao với độ tin cậy từ 95% từ 99%, ngoại trừ biến CNTT Trong đó cao nhất là biến ALT có hệ số tương quan là 0, 715 và thấp nhất là biến NLNV có hệ số tương quan là 0, 157 Biến CNTT bị ra khỏi mô hình nghiên cứu vì có hệ số tương quan là -0, 009 với sig lớn hơn 5% thể hiện mối tương quan thấp với ĐTC BCTC Như vậy, bốn biến độc lập gồm: NQL, ALT, NLNV và PLKT được đưa vào mô hình để giải thích biến ĐTC BCTC Bảng 5 cho thấy, R 2 hiệu chỉnh là 0,674 thể hiện mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc tương đối cao Giá trị này cho biết mức độ giải thích của các biến độc lập đối với 67,4% sự thay đổi của biến phụ thuộc, tức là bốn biến gồm NQL, ALT, NLNV và PLKT giải thích được 67,4% sự thay đổi của biến ĐTC BCTC Bảng 6 cho thấy mô hình hồi quy xây dựng phù hợp với tổng thể, các biến độc lập tác động đến biến phụ thuộc có mức ý nghĩa rất nhỏ (sig = 0,000 < 0,05) Mô hình nghiên cứu được xây dựng lại thể hiện mối quan hệ tuyến tính giữa bốn biến độc lập: NQL, ALT, NLVN, PLKT và biến phụ thuộc ĐTC BCTC Bảng 7 cho thấy bốn biến độc lập có mối tương quan thuận với biến phụ thuộc ĐTC BCTC Phương trình hồi quy chuẩn hóa như sau: ĐTC BCTC = 0 129 NQL + 0 681 ALT + 0 143 NLNV + 0 335 PLKT Từ đó, bài viết đưa ra kết luận , c ác nhân tố đều có tác động cùng chiều đến ĐTC BCTC , cụ thể như sau: - Nhân tố NQL khi thay đổi một đơn vị thì ĐTC BCTC tăng 0, 129 đơn vị (sig = 0,002 và β = 0,129) - Nhân tố ALT có tác động mạnh nhất và khi thay đổi một đơn vị thì ĐTC BCTC tăng 0, 681 đơn vị (sig = 0,000 và β = 0, 681) - Nhân tố NLNV khi thay đổi một đơn vị thì ĐTC BCTC tăng 0, 143 đơn vị (sig = 0,001 và β = 0, 143) - Nhân tố PLKT có tác động mạnh thứ hai và khi thay đổi một đơn vị thì ĐTC BCTC tăng 0, 335 đơn vị (sig = 0,000 và β = 0, 335) Kết quả cho thấy, có năm nhân tố (biến độc lập) được đưa vào mô hình hồi quy nhưng chỉ có bốn nhân tố ảnh hưởng đến ĐTC BCTC, gồm NQL, 7 nh ấ t là bi ế n ALT có h ệ s ố t ươ ng quan là 0,715 và th ấ p nh ấ t là bi ế n NLNV có h ệ s ố t ươ ng quan là 0,157 Bi ế n CNTT b ị ra kh ỏ i mô hình nghiên c ứ u vì có h ệ s ố t ươ ng quan là -0,009 v ớ i sig l ớ n h ơ n 5% th ể hi ệ n m ố i t ươ ng quan th ấ p v ớ i Đ TC BCTC Nh ư v ậ y, b ố n bi ế n độ c l ậ p g ồ m: NQL, ALT, NLNV và PLKT đượ c đư a vào mô hình để gi ả i thích bi ế n Đ TC BCTC B ả ng 5: Mô hình tóm t ắ t Mô hình H ệ s ố t ươ ng quan R H ệ s ố t ươ ng quan R 2 H ệ s ố t ươ ng quan đ i ề u ch ỉ nh R 2 Ướ c l ượ ng sai s ố chu ẩ n 1 ,825 a 0,69 0,674 0,2997 a B ộ d ự đ oán (Predictors): (h ằ ng s ố ), PLKT, NQL, NLNV, ALT Ngu ồ n: K ế t qu ả h ồ i quy t ừ SPSS B ả ng 5 cho th ấ y, R 2 hi ệ u ch ỉ nh là 0,674 th ể hi ệ n m ố i quan h ệ gi ữ a các bi ế n độ c l ậ p và bi ế n ph ụ thu ộ c t ươ ng đố i cao Giá tr ị này cho bi ế t m ứ c độ gi ả i thích c ủ a các bi ế n độ c l ậ p đố i v ớ i 67,4% s ự thay đổ i c ủ a bi ế n ph ụ thu ộ c, t ứ c là b ố n bi ế n g ồ m NQL, ALT, NLNV và PLKT gi ả i thích đượ c 67,4% s ự thay đổ i c ủ a bi ế n Đ TC BCTC B ả ng 6: B ả ng ANOVA a Mô hình T ổ ng các bình ph ươ ng B ậ c t ự do Bình ph ươ ng trung bình F M ứ c ý ngh ĩ a 1 H ồ i quy 37,148 4 9,288 103,49 ,000 b S ố d ư 17,6 196 0,091 T ổ ng 54,648 200 a Bi ế n ph ụ thu ộ c: Đ TC BCTC b B ộ d ự đ oán (Predictors): (h ằ ng s ố ), PLKT, NQL, NLNV, ALT Ngu ồ n: K ế t qu ả h ồ i quy t ừ SPSS B ả ng 6 cho th ấ y mô hình h ồ i quy xây d ự ng phù h ợ p v ớ i t ổ ng th ể , các bi ế n độ c l ậ p tác độ ng đế n bi ế n ph ụ thu ộ c có m ứ c ý ngh ĩ a r ấ t nh ỏ (sig = 0,000 < 0,05) Mô hình nghiên c ứ u đượ c xây d ự ng l ạ i th ể hi ệ n m ố i quan h ệ tuy ế n tính gi ữ a b ố n bi ế n độ c l ậ p: NQL, ALT, NLVN, PLKT và bi ế n ph ụ thu ộ c Đ TC BCTC Số 254(II) tháng 8/2018 90 ALT, NLNV và PLKT với tất cả các nhân tố đều có tác động cùng chiều với biến phụ thuộc Trong đó, nhân tố ALT có ảnh hưởng cùng chiều và mạnh nhất, điều này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Phan Minh Nguyệt (2014), Phạm Quốc Thuần (2016) và Đặng Thị Kiều Hoa (2016) Nhân tố PLKT có ảnh hưởng cùng chiều và tác động mạnh thứ hai, điều này phù hợp với nghiên cứu của Stoderstrom & Sun (2007), Hassan (2013) và Đặng Thị Kiều Hoa (2016) Nói cách khác, ĐTC BCTC chịu ảnh hưởng từ hệ thống pháp lý và môi trường chính trị thông qua việc thực thi chuẩn mực kế toán hoặc quy trình lập báo cáo tài chính Nhân tố NLNV đứng thứ ba và có tác động nhỏ nhất là nhân tố NQL 5 Kết luận và khuyến nghị giải pháp Từ kết quả nghiên cứu, nhóm tác giả cho rằng để nâng cao độ tin cậy báo cáo tài chính trong doanh nghiệp FDI cần phải phối hợp đồng bộ các giải pháp sau đây Thứ nhất, từ nhân tố áp lực cơ quan thuế, cho thấy Tổng cục Thuế nên ban hành các chính sách thuế ổn định, rõ ràng, công khai minh bạch và phù hợp nhằm hấp dẫn và thu hút vốn các doanh nghiệp FDI đã, đang và sẽ đầu tư vào Việt Nam Điều này còn giúp các doanh nghiệp DFI càng tuân thủ tốt hơn chính sách thuế vì thực tế công tác tổ chức kế toán tại các doanh nghiệp này hiện nay vẫn còn hạn chế, nội dung tổ chức kế toán chưa thực sự khoa học Nhiều doanh nghiệp chỉ đối phó cơ quan thuế nên thông tin báo cáo tài chính thực sự chưa hữu ích cho người sử dụng Ngoài ra, cơ quan thuế cũng nên ban hành nhiều chính sách hỗ trợ các doanh nghiệp này trong việc nâng cao độ tin cậy báo cáo tài chính Hiện tại, chính sách thuế của Việt Nam vẫn thiếu những quy định hỗ trợ phát triển của doanh nghiệp nói chung và doanh nghiệp FDI nói riêng Cụ thể, chính sách thuế cần có những ưu tiên về thuế suất, miễn, giảm cho các ngành đặc thù như đầu tư công nghệ cao… Các chính sách phải phù hợp với thông lệ quốc tế cũng như tạo điều kiện cho các nhà quản trị nước ngoài quen với văn hóa kinh doanh tại Việt Nam Bên cạnh đó, các cục thuế tỉnh và thành phố cần có các chính sách hỗ trợ thuế cho các doanh nghiệp FDI một cách nhiệt tình, chu đáo nhằm tạo ra sự hiểu biết về cơ chế chính sách văn hóa tại các địa phương mà doanh nghiệp FDI đang đầu tư Đây chính là nhân tố vô cùng quan trọng nâng cao hiệu quả kinh doanh, góp phần nâng cao độ tin cậy báo cáo tài chính Thứ hai, từ nhân tố các quy định ph áp lý về kế toán cho thấy Bộ Tài chính cần ban hành chế độ kế toán thống nhất và ổn định Tuy chế độ kế toán Việt Nam đã có nhiều cập nhật với quốc tế nhưng lại hay thay đổi về các quy định pháp lý về kế toán, các mẫu biểu… nên ảnh hưởng đến công tác kế toán và lập báo cáo tài chính của doanh nghiệp nói chung và doanh nghiệp FDI nói riêng Đặc biệt hệ thống báo cáo tài chính cần được lập theo các chuẩn mực kế toán quốc tế nhằm thu hút các doanh nghiệp FDI, trong đó phương pháp ghi nhận tài sản cần chuyển sang ghi theo giá hợp lý thay vì nguyên tắc giá gốc như hiện nay Nói cách khác, các quy định pháp lý về kế toán cần đổi mới nhanh hơn và phù hợp hơn 8 B ả ng 6 cho th ấ y mô hình h ồ i quy xây d ự ng phù h ợ p v ớ i t ổ ng th ể , các bi ế n độ c l ậ p tác độ ng đế n bi ế n ph ụ thu ộ c có m ứ c ý ngh ĩ a r ấ t nh ỏ (sig = 0,000 < 0,05) Mô hình nghiên c ứ u đượ c xây d ự ng l ạ i th ể hi ệ n m ố i quan h ệ tuy ế n tính gi ữ a b ố n bi ế n độ c l ậ p: NQL, ALT, NLVN, PLKT và bi ế n ph ụ thu ộ c Đ TC BCTC B ả ng 7: Các thông s ố c ủ a t ừ ng bi ế n trong ph ươ ng trình h ồ i quy a Mô hình H ệ s ố h ồ i quy ch ư a chu ẩ n hóa H ệ s ố h ồ i quy chu ẩ n hóa t Sig Th ố ng kê tính đ a c ộ ng tuy ế n B Sai s ố chu ẩ n Beta Dung sai VIF 1 H ằ ng s ố 0,589 0,185 3,203 0,002 NQL 0,077 0,023 0,129 3,144 0,002 0,984 1,018 ALT 0,374 0,022 0,681 16,633 0,000 0,983 1,019 NLNV 0,178 0,051 0,143 3,536 0,001 0,986 1,016 PLKT 0,216 0,027 0,335 8,158 0,000 0,978 1,024 a Bi ế n ph ụ thu ộ c: Đ TC BCTC Ngu ồ n: K ế t qu ả h ồ i quy t ừ SPSS B ả ng 7 cho th ấ y b ố n bi ế n độ c l ậ p có m ố i t ươ ng quan thu ậ n v ớ i bi ế n ph ụ thu ộ c Đ TC BCTC Ph ươ ng trình h ồ i quy chu ẩ n hóa nh ư sau: Đ TC BCTC = 0 129 NQL + 0 681 ALT + 0 143 NLNV + 0 335 PLKT T ừ đ ó, bài vi ế t đư a ra k ế t lu ậ n, các nhân t ố đề u có tác độ ng cùng chi ề u đế n Đ TC BCTC, c ụ th ể nh ư sau: Số 254(II) tháng 8/2018 91 với các chuẩn mực kế toán quốc tế nhằm thu hút vốn FDI và góp phần nâng cao độ tin cậy báo cáo tài chính Do đó, các cơ quan chức năng cần ban hành các quy định pháp lý về kế toán rõ ràng, chặt chẽ và thống nhất; các quy định, biểu mẫu linh hoạt, dễ hiểu giúp cho người làm công tác kế toán thuận lợi và từ đó nâng cao được độ tin cậy báo cáo tài chính Thứ ba, từ nhân tố năng lực của nhân viên kế toán cho thấy các doanh nghiệp FDI cần quan tâm công tác tuyển dụng, đào tạo nâng cao năng lực chuyên môn nghiệp vụ cho cán bộ làm công tác kế toán, nhất là phải thông thạo cả tiếng Việt và tiếng Anh Thường xuyên tổ chức bồi dưỡng, huấn luyện, cập nhật kiến thức mới cho các cán bộ này Đặc biệt các nhà quản lý doanh nghiệp FDI cần phát sử dụng các phần mềm kế toán hiện đại, phổ thông nhằm giúp quá trình thanh, kiểm tra được thuận lợi Thứ tư, từ nhân tố quan điểm của nhà quản lý cho thấy khi các nhà quản trị doanh nghiệp FDI xác định rõ mục tiêu và chiến lược kinh doanh tại Việt Nam sẽ ảnh hưởng tới độ tin cậy báo cáo tài chính Khi nhà quản trị cấp cao có chiến lược phát triển bền vững cho doanh nghiệp sẽ ảnh hưởng đến những nhà quản trị cấp dưới và nhân viên kế toán Do vậy các cơ quan nhà nước từ Bộ Kế hoạch và Đầu tư, Phòng Công nghiệp và Thương mại Việt Nam, các sở có liên quan… cần tuyên truyền, hỗ trợ các doanh nghiệp DFI bằng chính sách đầu tư phù hợp, thuận tiện giúp cho các nhà quản lý xây dựng chiến lược kinh doanh ổn định và bền vững, từ đó nâng cao độ tin cậy báo cáo tài chính Tài liệu tham khảo: Ballantine, J , Levy, M & Powell, P (1998), ʻEvaluating Information Systems in Small and Medium-sized Enterprises: Issues and Evidenceʼ, European Journal of Information Systems , 7, 241-251 Beest, F V , Braam, G & Boelens, S (2009), ʻ Quality of Financial Reporting: Measuring Qualitative Characteristics ʼ , NiCE Working Paper 09- 108 Bộ Tài chính (2014), Thông tư 200/2014/TT-BTC , ban hành ngày 22 tháng 12 năm 2014 Cao Nguyễn Lệ Thư (2014), ʻĐánh giá các nhân tố bên trong doanh nghiệp tác động đến chất lượng thông tin kế toán trên báo cáo tài chính của các doanh nghiệp niêm yết ở Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minhʼ, Luận văn Thạc sĩ Kinh tế, Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Đặng Thị Kiều Hoa (2016), ʻCác nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng báo cáo tài chính của các doanh nghiệp nhỏ và vừa - Bằng chứng thực nghiệm tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa trên địa bàn Thành phố Hồ Chí Minhʼ, Luận văn thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Galbraith, J R (1973), Designing Complex Organizations , Addison-Wesley, Reading, Mass, USA Hassan, S U (2013), ʻFinancial Reporting Quality: Does Monitoring Characteristics Matter? An Empirical Analysis of Nigerian Manufacturing Sectorʼ, The Business and Management Review , 3(2), 147-161 Hoàng Trọng Cơ & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS , Nhà xuất bản Hồng Đức, Hà Nội Ismal, N A & King, M (2007), ʻFactors Influencing the Alignment of Accounting Information Systems in Small and Medium Sized Malaysian Manufacturing Firmsʼ, Journal of Information Systems and Small Business , 1, 1-19 Ismail, N A (2009), ʻ Factors Influencing Accounting Information System Effectiveness among Manufaturing Small and Medium Enterprises: Evidence from Malaysia ʼ , The Electronic Journal on Information Systems in Developing Countries, 38, 1-19 Kahn, B K , Strong, D M & Wang, R Y (2002), ʻInformation Quality Benchmarks: Product and Service Performanceʼ, Commun ACM , 45(4), 184-192 Komala, A R (2012), ʻThe Influence of the Accounting Manager’s Knowledge and the Top Management Support on the Accounting Information System and Its Impact on the Quality of Accounting Information: a Case of Zakat Institutions in Bandungʼ, Journal of Global Management , 4(1), 53-73 Quốc hội nước Cộng hòa X ã hộ i chủ nghĩa Việt Nam (2015), Luật Kế toán , ban hành ngày 20 tháng 11 năm 2015 Số 254(II) tháng 8/2018 92 Maines, L A & Wahlen, J M (2006), ʻ The Nature of Accounting Information Reliability: Inferences from Archival and Experimental Research ʼ , Accounting Horizons , 20(4), 399-425 Michailesco, C (2009), Qualité de I’information Comptable Encyclopédie de Comptabilité Contrôle de Gestion et Audit, retrieved on March, 30 th 2018, from < https://halshs archives-ouvertes fr/halshs-00540571/document> Nguyễn Thị Phương Hồng & Dương Thị Khánh Linh (2014), ʻQuan điểm về đặc điểm chất lượng báo cáo tài chính của các doanh nghiệp Việt Nam hiện nayʼ, Tạp chí Kế toán & Kiểm toán, 8, 46-51 Nguyễn Đình Thọ (2011), Phương pháp nghiên cứu khoa học trong kinh doanh , Nhà xuất bản Lao động Xã hội, Hà Nội Phạm Quốc Thuần (2016), ʻCác nhân tố tác động đến Chất lượng thông tin báo cáo tài chính trong các doanh nghiệp tại Việt Namʼ , Luận án Tiến sĩ Kinh tế, Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Phan Minh Nguyệt (2014), ʻ Xác định và đo lường mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến chất lượng thông tin kế toán trình bày trên báo cáo tài chính của các công ty niêm yết ở Việt Nam ʼ , Luận văn thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Rogers, E M (1962) Diffusion of innovations , 1 st ed , Free Press of Glencoe, New York, USA Soderstrom, N S & Sun, K J (2007), ʻIFRS Adoption and Accounting Quality: a Review’, European Accounting Review , 16(4), 675-702 Xu, H , Nord, J H , Daryl, N G & Binshan, L (2003), ʻ Key Issues Accounting Information Quality Management: Australian Case Studies ʼ , Industrial Management + Data Systems , 103(7), 461-470

NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG TỚI ĐỘ TIN CẬY CỦA BÁO CÁO TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP FDI VIỆT NAM Nguyễn Ngọc Quang Viện Kế toán - Kiểm toán, trường ĐH KTQD Email:nnq1966@gmail.com Nguyễn Phi Long Email:longnp1076@gmail.com Viện Kế toán - Kiểm toán, trường ĐH KTQD Phạm Xuân Kiên Viện Kế toán - Kiểm toán, trường ĐH KTQD Email: kienpx.neu@gmail.com Ngày nhận: 02/6/2018 Ngày nhận sửa: 20/7/2018 Ngày duyệt đăng: 05/8/2018 Tóm tắt: Bài báo xác định đo lường mức độ ảnh hưởng nhân tố đến độ tin cậy báo cáo tài doanh nghiệp có vốn đầu tư trực tiếp nước (FDI) Việt Nam Nghiên cứu sử dụng phương pháp định lượng, thông qua công cụ đánh giá độ tin cậy thang đo Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá (EFA) phân tích hồi quy để nghiên cứu Nhóm nghiên cứu khảo sát 200 chuyên gia kế toán, tài nhà quản lý làm việc doanh nghiệp FDI Việt Nam Kết nghiên cứu xác định bốn nhân tố ảnh hưởng đến độ tin cậy thơng tin báo cáo tài doanh nghiệp FDI theo hướng tích cực Trong đó, nhân tố áp lực từ quan thuế có tác động mạnh (β = 0,681), thứ hai quy định pháp lý kế toán (β = 0,335), tiếp lực nhân viên kế tốn, tài (β = 0,143) cuối nhân tố quan điểm từ nhà quản lý doanh nghiệp (β = 0,129) Từ khóa: Nhân tố ảnh hưởng, độ tin cậy, báo cáo tài chính, doanh nghiệp FDI Mã JEL: M41 Factors Influencing the Reliability of Financial Statements of FDI Firms in Vietnam Abstract: This paper aims to identify and measure the impact of factors on the reliability of financial statements of foreign direct investment (FDI) firms in Vietnam This study mainly uses the quantitative approach, including: the assessment tool’s reliability Cronbach’s alpha scale, Exploratory Factor Analysis (EFA) and regression analysis We conduct the survey on 200 financial and accounting experts and managers working at FDI firms in Vietnam The results identify four factors that affect the reliability of financial statements in FDI enterprises are in the positive direction In which, the factor of pressure from the tax agencies has the strongest impact (β = 0.681), the accounting legal regulations (β = 0.335), followed by accountant ability (β = 0.143) and the final factor from the managers’ view-point (β = 0.129) Keywords: Effective factors, Financial statements, FDI firms, Reliability JEL code: M41 Số 254(II) tháng 8/2018 83 Giới thiệu dựa tiêu chí báo cáo tài theo quan điểm FASB Hội đồng chuẩn mực kế tốn quốc tế Thơng tin kế tốn doanh nghiệp nói (International Accounting Standards Board - IASB) chung doanh nghiệp FDI nói riêng ngày quan trọng có vai trò định việc đưa Tác giả Nguyễn Phương Hồng & Dương Thị định nhà quản lý Thông tin Khánh Linh (2014) nghiên cứu độ tin cậy báo cáo báo cáo tài khơng phục vụ người dùng bên tài doanh nghiệp Việt Nam dựa doanh nghiệp mà đối tượng bên ngoài, đặc điểm báo cáo tài ban hành gồm nhà đầu tư, cổ đông, quan thuế, công ty IASB FASB Nghiên cứu sử dụng 283 quan kiểm toán quan quản lý nhà nước Do vậy, độ sát ba năm (2012 - 2014) chạy hồi quy với tin cậy thơng tin báo cáo tài có vai 23 biến độc lập liên quan Kết cho thấy có 17 trị quan trọng với đối tượng sử dụng biến ảnh hưởng Nghiên cứu có ích cho đối Nhiều nghiên cứu độ tin cậy thông tin tượng khác nhau, chẳng hạn như: nhà quản lý, cao giúp người dùng định có kiểm tốn viên, nhà đầu tư, quan phủ… để ích kịp thời Tuy nhiên, thực tế gian lận đưa giải pháp cải thiện độ tin cậy thông tin kế toán xuất ngày nhiều, nhằm trục lợi cho nhóm lợi ích định Những sai Tác giả Phạm Quốc Thuần (2016) tìm hiểu sót hay gian lận báo cáo tài gây nhân tố tác động đến độ tin cậy báo cáo tài chính, hậu nghiêm trọng cho người sử dụng Do cách sử dụng phương pháp nghiên cứu định đó, có nhiều nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng tính kết hợp định lượng Ở nghiên cứu định tính, tới độ tin cậy thơng tin báo cáo tài nhằm tác giả xây dựng thang đo độ tin cậy Phương cung cấp cho người dùng biện pháp ngăn ngừa pháp nghiên cứu định lượng nhằm đo lường độ tin phát gian lận kế toán, nâng cao độ cậy kiểm định nhân tố ảnh hưởng Nghiên tin cậy Bài viết nhóm tác giả tập trung nghiên cứu sử dụng phương pháp chọn mẫu phi xác suất cứu doanh nghiệp FDI Việt Nam nhằm kiểm với kích thước gồm 294 mẫu doanh nghiệp định khác biệt so với nghiên khác phi tài Việt Nam Với phương pháp định tính, tác giả tìm 10 nhân tố tác động đến độ tin cậy Tổng quan nghiên cứu gồm: Hành vi quản trị lợi nhuận, áp lực từ thuế, quy mô doanh nghiệp, niêm yết chứng khoán, hỗ trợ từ Maines & Wahlen (2006, 402) sử dụng quan điểm phía nhà quản lý, đào tạo bồi dưỡng, chất lượng Ủy ban Chuẩn mực Kế tốn Tài (Financial phần mềm kế toán, kiểm toán độc lập, hiệu Accounting Standards Board - FASB) độ tin cậy hệ thống kiểm soát nội lực nhân viên kế thông tin báo cáo tài “Thơng tin báo cáo tốn Với nghiên cứu định lượng, nghiên cứu tài đáng tin cậy người dùng tám nhân tố tác động đến độ tin cậy gồm: Kiểm tốn thơng tin đại diện cho điều kiện kinh tế độc lập, hành vi quản trị lợi nhuận, áp lực từ thuế, hỗ kiện” Nghiên cứu nhấn mạnh ba khía cạnh trợ từ nhà quản lý, đào tạo bồi dưỡng, chất lượng độ tin cậy là: trung thực, kiểm chứng phần mềm kế toán, hiệu hệ thống kiểm soát nội độc lập Kết nghiên cứu cho thấy: (1) Có lực nhân viên kế toán chứng trực tiếp độ tin cậy trình bày, chứng tổng hợp gián tiếp Tác giả Michailesco (2009) xem xét nhân tố qua mối quan hệ thơng tin báo cáo tài với ảnh hưởng đến độ tin cậy báo cáo tài thuộc giá cổ phiếu, thị trường vốn, (2) độ tin cậy liên quan doanh nghiệp Pháp Các biến độc lập năm nhân đến tương tác chuẩn mực kế toán tố ảnh hưởng đến độ tin cậy gồm cấu vốn, tỷ lệ phương pháp thực nhân viên kế toán, tài nợ, niêm yết nước, niêm yết đa thị trường chính, nghiên cứu nhấn mạnh tầm quan trọng lợi nhuận Tác giả sử dụng hồi quy tuyến tính, thuyết minh báo cáo tài đến việc tăng tính phân tích ANOVA nghiên cứu Mẫu nghiên công khai nâng cao độ tin cậy cứu gồm 100 báo cáo tài doanh nghiệp hoạt động ngành công nghiệp thương mại Nhóm tác giả Beest & cộng (2009) nghiên cứu giai đoạn 1991-1995 Kết cho thấy nhân tố tình đo lường độ tin cậy thơng tin báo cáo tài trạng niêm yết có ảnh hưởng nhân tố cịn lại công ty niêm yết Hoa Kỳ, Anh Hà không ảnh hưởng Lan Trong thời gian 2005 2007, nghiên cứu tiến hành xây dựng thang đo để đo lường độ tin cậy Xu & cộng (2003) làm rõ nhân tố tác động Số 254(II) tháng 8/2018 84 đến độ tin cậy báo cáo tài doanh sử dụng đưa định (Kahn & cộng sự, nghiệp Úc Nghiên cứu sử dụng phương pháp 2002) Theo quan điểm IASB & FASB, để thơng tin nghiên cứu tình khảo sát, thực tài trở nên hữu ích, cần phải thích đáng bảy tập đồn Úc thơng qua buổi thảo Kết thể trung thực Theo Luật Kế tốn (2015), rõ nhóm nhân tố người, hệ thống khía cạnh u cầu thơng tin báo cáo tài tập đồn có tác động đến độ tin cậy bao gồm: trung thực, khách quan, đầy đủ, kịp thời, dễ hiểu, so sánh Stoderstrom & Sun (2007) sử dụng phương pháp nghiên cứu thực nghiệm tìm hiểu độ tin cậy chịu ảnh Theo quan điểm IASB, đặc điểm độ tin cậy hưởng từ hệ thống pháp luật trị, chuẩn mực gồm: hiểu được, thích hợp, đáng tin cậy có kế tốn việc trình bày báo cáo tài Kết thể so sánh Theo quan điểm FASB, đặc tính nghiên cứu rõ hệ thống pháp luật trị có độ tin cậy gồm: tính thích hợp (thơng tin phải tác động trực tiếp tác động gián tiếp đến độ tin giá trị dự đoán kịp thời), đáng tin cậy (thơng tin cậy thơng qua chuẩn mực kế tốn hình thức trình bày trung thực, kiểm chứng, trung lập ưu đãi quốc gia khách quan), khả so sánh quán Bộ Tài (2014) u cầu thơng tin trình bày BCTC Wisna (2013) nghiên cứu ảnh hưởng công phải phản ánh trung thực, trình bày khách quan, có nghệ thơng tin đến độ tin cậy giải thích tác thể kiểm chứng, kịp thời, dễ hiểu, quán so động yếu tố Cụ thể, quy mô thông tin sánh kế tốn đầu vào yếu tố dẫn đến chất lượng báo cáo tài đầu trường cao đẳng, đại 3.2 Lý thuyết cho nghiên cứu học Bandung 3.2.1 Lý thuyết khuếch tán kỹ thuật (Technology Cao Nguyễn Lệ Thư (2014) nghiên cứu nhân Diffusion Theory) tố bên doanh nghiệp tác động đến độ tin cậy doanh nghiệp niêm yết Sở Giao dịch Gadbriel, người đặt tảng cho lý thuyết này, Chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh Kết giải thích số đổi lại có tính lan cho thấy nhân tố tác động gồm: quy mô doanh tỏa văn hóa Sau đó, Ryan & Gross nghiệp, cấu vốn, tỷ lệ thành viên hội đồng quản (1943) phát triển đường cong hình chữ S khuếch tán trị nhân tố khác gồm: thời gian hoạt động Rogers (1962) giới thiệu quy trình năm bước doanh nghiệp, khả sinh lợi, địn bẩy tài chính, để áp dụng thành công đổi gồm: nhận thức, khả tốn hành, tài sản cố định khơng quan tâm, đánh giá, thử nghiệm thông qua Gần tác động đến độ tin cậy đây, mơ hình đường cong S phát triển giới thiệu cải tiến chấp nhận rộng rãi cá Trên sở tổng quan nghiên cứu nhân quy mơ lớn Từ nghiên cứu ngồi nước, viết cho nhân tố tác đề cập trên, viết cho khuếch tán động đến độ tin cậy báo cáo tài đa dạng trình truyền đạt thông tin theo nhiều cách khác phong phú Những nghiên cứu trước tiến hành kiểm định tìm hiểu tác động nhân tố đến Ballantine & cộng (1998) nghiên cứu độ tin cậy môi trường, điều kiện kinh doanh hạn chế kỹ người dẫn đến việc thiếu quốc gia khác Tuy doanh nghiệp FDI thơng tin kế tốn doanh nghiệp Ismail & Việt Nam có đóng góp định cho kinh tế King (2007) nghiên cứu hạn chế hiểu biết thời gian qua, có nhiều tranh luận độ nhà quản lý thơng tin kế tốn làm giảm tin cậy doanh nghiệp chưa minh bạch thiểu hiệu thông tin đưa gian lận dẫn đến tình trạng trốn thuế cao định Ismail (2009) nghiên cứu doanh nghiệp Do nghiên cứu tìm hiểu nhân tố ảnh có xu hướng trì hỗn việc vận dụng cơng nghệ hưởng tới độ tin cậy báo cáo tài doanh hạn chế nhận thức ảnh hưởng tới định nghiệp FDI Việt Nam để tìm khác biệt với Nghiên cứu rõ nhân tố bên nghiên cứu trước nhà cung cấp phần mềm, nhà tư vấn, quan phủ đóng vai trị quan trọng việc Cơ sở lý thuyết phương pháp nghiên cứu lan truyền thơng tin kế tốn Các chuyên gia tư vấn nhà cung cấp phần mềm giúp cơng ty lựa 3.1 Độ tin cậy báo cáo tài chọn phần mềm phù hợp với đặc điểm kinh doanh tổ chức đơn vị, đó, hỗ trợ nhân tố Độ tin cậy báo cáo tài thơng tin đáp ứng đặc điểm kỹ thuật hay yêu cầu người Số 254(II) tháng 8/2018 85 bên ngồi giúp giảm bớt thiếu sót kiến thức quan từ thuế, quy mô doanh nghiệp quy định kỹ thuật có liên quan đến xử lý thơng tin kế tốn pháp lý kế toán Lý thuyết khuếch tán kỹ thuật giúp viết hình thành nghiên cứu mối quan hệ nhân H4: Áp lực từ quan thuế tác động chiều tố gồm quan điểm nhà quản lý, lực nhân đến độ tin cậy viên kế toán đến độ tin cậy H5: Quy mô doanh nghiệp tác động chiều H1: Quan điểm nhà quản lý tác động đến độ tin cậy chiều đến độ tin cậy H6: Các quy định pháp lý kế toán tác động H2: Năng lực nhân viên kế toán tác động chiều đến độ tin cậy chiều đến độ tin cậy 3.3 Phương pháp nghiên cứu 3.2.2 Lý thuyết xử lý thông tin tổ chức (Organizational Information Processing Theory) 3.3.1 Xây dựng mô hình nghiên cứu Galbraith (1973) xây dựng lý thuyết xử lý Dựa tổng quan nghiên cứu có liên quan thơng tin xem xét khái niệm như: yêu cầu, sở lý thuyết, viết xây dựng mơ hình nghiên khả xử lý thông tin, mức độ tương thích cứu nhân tố tác động đến độ tin cậy doanh yêu cầu khả xử lý thông tin nhằm đạt nghiệp FDI sau: hiệu tối ưu Các nhà quản trị cần phải thực xử lý thông tin nhằm khắc phục thay đổi ĐTC BCTC =β0+β1.NQL+ β2.ALT + β3.CNTT môi trường để phục vụ tốt cho việc + β4.NLNV + β5.QMDN+ β6.PLKT + ε định họ Nghiên cứu rõ tương thích yêu cầu khả xử lý thông tin, công nghệ Hay Y = β0 + β1.X1 + β2.X2 + β3.X3 + β4.X4 + β5.X5 thông tin chiến lược doanh nghiệp ảnh + β6.X6 + ε hưởng rõ đến hiệu hoạt động định nhà quản lý Kết cho thấy Trong đó: tương thích công nghệ thông tin chiến lược doanh nghiệp, yêu cầu tổ chức khả ĐTC BCTC: Độ tin cậy cáo cáo tài chính; cơng nghệ tác động tích cực đến việc hỗ trợ thông tin cho việc định hiệu NQL: Quan điểm nhà quản lý; hoạt động doanh nghiệp Nghiên cứu giúp nhóm tác giả hình thành giả định mối quan hệ ALT: Áp lực từ quan thuế; nhân tố thuộc công nghệ thông tin tới độ tin cậy CNTT: Chất lượng công nghệ thông tin; H3: Chất lượng cơng nghệ thơng tin có tác động NLNV: Năng lực nhân viên kế toán; chiều đến độ tin cậy QMDN: Quy mơ doanh nghiệp; 3.2.3 Lý thuyết tín hiệu (Signaling theory) PLKT: Quy định pháp lý kế tốn Lý thuyết tín hiệu diễn tả hành vi hai bên tổ chức có quyền thu nhận thơng tin khác 3.3.2 Xây dựng thang đo cho nghiên cứu nhau, bên giữ thơng tin phát tín hiệu thị trường với bên sử dụng thơng tin Nghiên Thang đo ĐTC BCTC: Từ sở lý thuyết, cứu rõ thông tin bất cân xứng bên có quan điểm nhà nghiên cứu chế độ kế tốn thơng tin bên cần thông tin áp dụng Việt Nam, nghiên cứu sử dụng năm khía cạnh lý thuyết tín hiệu để giải thích không đối xứng thể chất lượng gồm: trung thực, đầy đủ, kịp thông tin phạm vi Các doanh nghiệp phản thời, dễ hiểu so sánh ánh tình hình tài cho nhà đầu tư tiềm thơng qua báo cáo tài cơng bố thơng tin Thang đo NQL: Komala (2012) cho nhà quản tài thị trường Chất lượng báo cáo tài lý cam kết việc gắn kết mục tiêu cơng ty tín hiệu đáng tin cậy, giúp tạo niềm tin cho nhà phát triển bền vững thể tham gia hỗ trợ, đầu tư bên liên quan Dựa vào lý thuyết này, thái độ tích cực đến hiệu thơng tin cung cấp nghiên cứu tìm hiểu nhân tố gồm áp lực tới báo cáo tài Thang đo ALT: Áp lực từ quan thuế hiểu sức ép từ quy định thuế làm cho doanh nghiệp DFI phải thực môi trường kinh doanh cam kết, tránh gian lận thuế Áp lực u cầu thơng tin trình bày phải trung thực Thang đo CNTT: Công nghệ thông tin giúp phần mềm kế toán thực việc ghi nhận xử lý thông tin nhanh, xác, từ tổng hợp cung cấp Số 254(II) tháng 8/2018 86 hệ tuyến tính với Nhằm kiểm định tượng này, tác giả sử dụng hệ số VIF VIF nhỏ khả xảy tượng đa cộng tuyến nhỏ Khi khơng có tượng đa cộng tuyến xảy VIF nhỏ 10 (Hồng Trọng Cơ & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008) Kết thảo luận Bảng 1: Đánh giá độ tin cậy thang đo Hệ số STT Thang đo Cronbach's Alpha Các nhân tố ảnh hưởng NQL 0,825 ALT 0,932 CNTT 0,892 NLNV 0,848 - Đánh giá phù hợp mơ hình: Hồng Trọng Cơ & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) cho QMDN 0,482 hệ số xác định R dùng để đo phù hợp mơ hình tuyến tính R gần mơ PLKT 0,849 hình xây dựng gần với tập liệu Như hệ số R phần biến thiên biến phụ thuộc Biến phụ thuộc biến độc lập giải thích Khi phân tích phương sai ANOVA để kiểm định, giả thiết mức ý nghĩa có ĐTC BCTC 0,88 độ tin cậy 95% (sig ≤ 95%), mơ hình xem phù hợp nghiên cứu Nguồn: Kết hồi quy từ SPSS - Kiểm tra tượng đa cộng tuyến: Đa cộng tuyến tượng biến độc lập có quan hệ tuyến tính với Nhằm kiểm định tượng này, tác giả sử dụng hệ số VIF VIF nhỏ khả báo cáo theBoảnygêu1ccầhuoctủhaấynhcáàcqnuhảânnlýtố Ccóhấcthấlưt ợlưnợgng tkhiannhg tđếo, ttàốit,chđềínuhđcạủt ađộdotiannhcậnygkhhiệi pcáFcDhIệ, csốung cấp xảy tượng đa cộng tuyến nhỏ Khi khơng có tượng đa cộng tuyến xảy cơnCgrnognhbệacthh’ơsnAglptihnaảnnằhmhtưroởnnggkthớoiảvnigệc0,t7h-u0t,h9ậ5p, nvgàoại trhừônhgântintốđQầMy DđủN,, tởrumnứgct0h,ự4c8,2,knịpênthloờạii, nchôânng khai, lVýIFthnôhnỏg htơinn v1à0 t(áHcođànộgngTrtọớni gcáCcơq&uyCếhtuđNịnghukyiễnnhMộnmgiNnhgọbcạ,c2h0,0đ8á)p xử tố khỏi mơ hình ứng yêu cầu tổ chức quản lý doa4n.hK Mếtặqtukảhávcà nthhảâon ltuốậnnày giúp chống lại điều hành nhà nước Mặt khác, trình thực thi sai sót, gian lận tăng độ tin cậy quy định áp dụng kịp thời có ảnh hưởng tích Bảng 2: Trị số phương sai trích kiểm định KMO Bartlett Thang đo NLNV: Thang đocáncàynBhđảâưnngợtc1ố:htĐiáểcáunđlhộàngmgiáộđtđếộn tđcinộựctciậnđyếcncậủyđaộbtáthioannccágậoyđ.tồi nhóm yếu tố có liên quan đến kỹ nănYgế,untgốhiệp 3.3.3.HMGệẫisáuốtnrgị hiên cứu vụ nhân viên kế tốn, tàiScThETíinghencvhaolupTehshéapnhgọđhoồn CTráocnbgaiảc2h,s'4sử3A8dlụpnhga mẫu nghiên cứu doanh thành nhiệm vụ (Xu & cộngCsáựTc,rịn2sh0ốâ0np3h)t.ưốơảnnghshaiưtởríncgh nghiệp F7D3,I48tạ6i%Việt Nam, phân bố địa bàn Thang đo QMDN: Quy mơ1KdioểamnNhđQịnnLghhKiệMpOthvưàờBngartletnthư Hồ 0C,80h2,í754M4inh, Hà Nội, Vĩnh Phúc, Bắc Ninh, đo lường t2MiêuứcnAýhưLn:gThsĩốa l(ưSợign.g) lao Hưng Yê0n,90,3,Đ020ồ0ng Nai, Bình Dương, Đà Nẵng… Đối động, quy mơ vốn, doanh thuN;3tgruoồnngC:NđKóTếtTsqốulảượhnồigqluayo từ StưPợSnS.g th0u,8t9h2ập nhà quản lý cấp, giám đốc tài động tiêu chí sử dụn4g nhiNềuLNnhVất Quy mơ chính, k0ế,8to4á8n viên làm việc doanh nghiệp lớn chất lượng thhệấythhốện5gsốkKếQMtoMáOnDlđàNị0i,h7ỏ44i cnàằnmg Bảng cho troFngDkIhvoớảin0sg,ố4g8liư2ữợan0g,5mvẫàu12, 0E0igpehnivếaulugeửsilàđi2.,P43h8iế,u khảo chặt chẽ, minh bạch thông qua chất lượng công sát thiết kế cho 15 câu hỏi từ bảy thang đo trị số phương sai trích 736,486%PL(KhơTn 50% với mức ý nghĩa09,894%9) chứng tỏ liệu thỏa mãn điều nghệ thơng tin, tổ chức hệ thống kiểm sốt nội với thang đo gồm hai câu hỏi Các câu hỏi kiện phân tích nhân tố kháBmiếnphpáh ụ thuộc tốt Như vậy, thông tin công bố từ doanh trả lời theo mức độ quan trọng ảnh hưởng nghiệp có quy mơ lớn thường7có độĐTtiCn cBậCyTcCao 0,88 tới độ tin cậy như: Rất quan trọng, quan trọng, bình Nnhguỏồ n: Kết hồi quy từ SPSS doanh nghiệp có quy mơ thường không quan trọng Phiếu khảo sát có hai Thang đo PLKT: Các quy định pháp lý kế tốn phần: Thơng tin chung doanh nghiệp như: ngành bao gồm từBảLnugật1 Kchếototháấnytớcáiccnáhcâtnhơtốngcótưc,hấcthulưẩợnng tnhgahnềg kđionhtốtd,ođaềnuh,đạcthứđcộ ttrinácchậyngkưhời ictárcả hlờệ iscốâu hỏi, mựcCrkoếnbtoấcnh’ s AMlpụhcađníằcmh tcrủoangcákchoqảunyg đ0,ị7nh- 0p,h9á5p, nlgýoại tqruừynmhâơn vtốốnQ,MsốDlNư,ợởngmlứaco0đ,4ộ8n2g,…nênThlạnignhtiânnchi tiết tătốngnàcyưrờankghỏsiámt cơhhặìtnhch ẽ, có hiệu hoạt động câu hỏi trả lời theo mức độ Trong Bảng 2: Trị số phương sai trích kiểm định KMO Bartlett nhân tố tác động đến độ tin cậy báo cáo tài Yếu tố Giá trị Eigenvalues 2,438 Trị số phương sai trích 73,486% Kiểm định KMO Bartlett 0,744 Mức ý nghĩa (Sig.) 0,000 Nguồn: Kết hồi quy từ SPSS Bảng cho thấy hệ số KMO 0,744 nằm khoảng 0,5 1, Eigenvalues 2,438, Số 254(II) tháng 8/2018 87 trị số phương sai trích 73,486% (hơn 50% với mức ý nghĩa 99%) chứng tỏ liệu thỏa mãn điều kiện phân tích nhân tố khám phá Bảng 3: Trị số phương sai trích kiểm định KMO Bartlett độ tin cậy báo cáo tài Yếu tố Giá trị Eigenvalues 3,483 Trị số phương sai trích 69.648% Kiểm định KMO Bartlett 0,882 Mức ý nghĩa (Sig.) 0,000 Nguồn: Kết hồi quy từ SPSS Bảng cho thấy, hệ số KMO 0,882, Eigenvalues 3,483, trị số phương sai trích 200 phiếu gửi đi, nghiên cứu nhận lại 168 phiếu, đạt - Đánh giá phù hợp mơ hình: Hồng Trọng 69,648% với độ tin cậy 99% nên liệu biến quan sát thỏa mãn liệu phân tích nhân tố kết 84% Trong giám đốc tài trả lời 75 Cơ & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) cho phiếkuhácmhiếpmhá;4c4h,6ứ4ng%t,ỏncháàc qbuiếảnnqluýacnáscátctấrpontgrảthlờani g61đo độhệtinsốcậxyáccóđmịnốhi Rliê2 nđưhệợcchdặùt ncghẽđ ể đo phù hợp phiếu đạt 36,31% kế toán viên trả lời 32 phiếu mơ hình tuyến tính R2 gần mơ hình xây Bảng 4: Ma trận hệ số tương quandựcnágc bciàếnngtrgoầnngvmớiơtậhpìndhữhlồiiệuq.uNy hư hệ số R2 đạt 19,05% 3.3.4 Phân tích liNệhuânngthốiên cứu ĐTC phần biến thiên biến phụ thuộc biến độc NQL ALT CNTT NLNV PLKT BCTC lập giải thích Khi phân tích phương sai ANOVA để Đánh giá độ tin cậy thang đo: Thông qua hệ số Cronbach’s AlphĐa T(bCiếBnCcTóCtương1q,0u0a0n tổng nhỏ kiểm định, giả thiết mức ý nghĩa có độ tin cậy 95% 0,4 bị loại, cáNcQthLang đo có hệ0s,2ố2C6*r*onba1c,0h0’s0 (sig ≤ 95%), mơ hình xem phù hợp Alpha từ 0,6 trở lên chọn (Hoàng *T* rọng Cơ nghiên cứu ALT 0,715 0,88 1,000 & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008) - Kiểm tra tượng đa cộng tuyến: Đa cộng CNTT -0,009 -0,006 tu0y,0ế1n2là h1i,ệ0n00tượng biến độc lập có quan hệ EFA: Sau loại bỏ biến đảm bảo độ tin cậy thấp, nhóm tác giả NsửLNdụVBngảnEgF3A: TMrị0u,s1ốố5np7h*thưựơcn0gh,i0sệa6ni2tríctuh-y0vế,à0n4ktiíểnmh0đ,v1ịớn1i6hnKhMauO.1,N00h0ằm kiểm định tượng EFA phải đảm bảo điều kiệnv: àCBhaỉ rstốleKt*t*MđộOtipnhcảậiy bnáồyc,átốctàgi icảhísnửhdụng hệ số VIF VIF nhỏ khả PLKT 0,423Yếu tố0,084 n0ă,n0g94xảy r0aG,0hi6iáệ8ntrtịượn0g,0đ9a5 cộng1tu,0y0ế0n nhỏ Khi lớn 0,5 nhỏ 1, mức ý nghĩa kiểm Nguồn: KEếitgqeunảvahlồuieqsuy từ SPSS khơng có hi3ệ,n48t3ượng đa cộng tuyến xảy VIF định Bartlett nhỏ 0,05, nhân tố có số Eigenvalues nhỏ bị lTorạịiskốhpỏhiưmơơnghìsnahi tnrígchhiên nhỏ 1069(.H64o8à%ng Trọng Cơ & Chu Nguyễn Mộng cứu (NguyễKnếtĐqìunảhtrTìnhhọ,b2ày0K1ti1rểo)mn gTđịrBnoảhnngKgMn4gOchhivêồntBhcấaứyrtu,lehtệt Nsốgtọưcơ,n2g00q8u)a0.n,88g2iữa biến độc lập với ĐTC này,BpChTưCơntrgonpghámpatrtríậcnh thưệơnsMốg (đứPốcriýicnancogiphvaĩớaliC(đSoộigmt.i)pnocnậeynttừ 95%4t.ừK99ế%t q, un0ảg,0ov0ạài0ttrhừảboiếlnuậCnNTT Trong cao Ananlhyấstisl)à vbớiếinphLpTqcayhệVasốrNimtgưuaơồxnn,g:pKqhuưếatơnqnulgàảs0ha,ồi7i1tqr5íucyvhàtừthSấPpSBSn.ảhnấtgl1à bchiếon tNhấLyNcVáccónhhâệnstốố tcưóơncghấqtulaưnợnlàg thang (% 0c,u15m7u lBatiiếvneCvNaTriTanbcịer)a nkhhấỏti mthơiếht ìnphhảnighlớiênn hcứơun cđóo htốệts, ốđềtưuơđnạgt qđuộantinlàc-ậ0y,0k0h9ivcớáicsihgệ slớốnChrơonnbach’s 50%5,%hệthsểốBhtảiệinngnhm3âốncihttốoư(ơFtnhagấcytq,ourhaệLnostahốdấpiKnMgv)ớOilớĐlnàThC0ơ,n8B80C2,,T5CEi.gANenhlvpưahlavuậenysằ,mlbàốt3nro,4bn8igế3n,khtđroộị ảcsnốlgập0h,g7ưồơ-mn0g:,9Ns5aQ,i Lntr,gíocAhạLiTltàr,ừ nhân đượ6Nc9L,đ6Nư4aV8%vvààvoPớpLihđKâộnTttiđínưchcợậ.cyđlưàa9v9à%o mnêơnhdìnữhliđệểugciủảiatcháíchbbiếitếốnnQqĐuMaTnDCsNBát,CtởhTỏmCa.ứmc ã0n,4d8ữ2,linệêunplhôạni ntíhcâhnnthốânnàtyố khỏi Pkhhâámn tpíchhá;hcồhiứqnugytỏđacábciếbniế:n quan sát thang đo độmtơinhcìậnyh.có mối liên hệ chặt chẽ Bảng 5: Mơ hình tóm tắt BảngH4:ệ Msốatưtrơậnng hệ sốHtệưsơốntgươqnugan cácHbệisếốnttưrơonnggqmanhình hƯồớicqluưyợng quan R ĐTC quan R2 Mô hình Nhân tố NQL điều chỉnh R2 sai số chuẩn ,825a BCTC 0,69 ALT CNTT NLNV PLKT ĐTC BCTC 1,000 0,674 0,2997 a Bộ dự đoán (Predictors): (hằng số), PLKT, NQL, NLNV, ALT NQL 0,226** 1,000 Nguồn: Kết hồi quy từ SPSS ALT 0,715** 0,88 1,000 CNTT -0,009 -0,006 0,012 1,000 NLNV 0,157* 0,062 - 0,04 0,116 1,000 PLKT 0,423** 0,084 0,094 0,068 0,095 1,000 Nguồn: Kết hồi quy từ SPSS Kết trình bày Bảng cho thấy, h8ệ8số tương quan biến độc lập với ĐTC Số 254(II) tháng 8/2018 BCTC ma trận tương đối cao với độ tin cậy từ 95% từ 99%, ngoại trừ biến CNTT Trong cao biến ALT có hệ số tương quan 0,715 thấp biến NLNV có hệ số tương quan 0,157 Biến CNTT bị khỏi mơ hình nghiên cứu có hệ số tương quan -0,009 với sig lớn biến ALT có hệ số tương quan 0,715 thấp biến NLNV có hệ số tương quan 0,157 Biến CNTT bị khỏi mơ hình nghiên cứu có hệ số tương quan -0,009 với sig lớn 5% thể mối tương quan thấp với ĐTC BCTC Như vậy, bốn biến độc lập gồm: NQL, ALT, NLNV PLKT đưa vào mơ hình để giải thích biến ĐTC BCTC Bảng 5: Mô hình tóm tắt Mơ hình Hệ số tương Hệ số tương Hệ số tương quan Ước lượng quan R quan R2 điều chỉnh R2 sai số chuẩn ,825a 0,69 0,674 0,2997 a Bộ dự đoán (Predictors): (hằng số), PLKT, NQL, NLNV, ALT Nguồn: Kết hồi quy từ SPSS Bảng cho thấy hệ số KMO 0,744 nằm Bảng cho thấy mô hình hồi quy xây dựng phù khoảng 0,5 1, Eigenvalues 2,438, trị số hợp với tổng thể, biến độc lập tác động đến biến phương sai trích 73,486% (hơn 50% với mức ý phụ thuộc có mức ý nghĩa nhỏ (sig = 70,000 < nghĩa 99%) chứng tỏ liệu thỏa mãn điều kiện 0,05) Mơ hình nghiên cứu xây dựng lại thể phân tích nhân tố khám phá mối quan hệ tuyến tính bốn biến độc lập: Bảng cho thấy, hệ số KMO 0,882, Eigenvalues NQL, ALT, NLVN, PLKT biến phụ thuộc ĐTC 3,483, trị số phương sai trích 69,648% với độ BCTC tin cậy 99% nên liệu biến quan sát thỏa Bảng cho thấy bốn biến độc lập có mối tương mãn liệu phân tích nhân tố khám phá; chứng tỏ quan thuận với biến phụ thuộc ĐTC BCTC Phương biến quan sát thang đo độ tin cậy có mối trình hồi quy chuẩn hóa sau: liên hệ chặt chẽ ĐTC BCTC = 0.129.NQL + 0.681.ALT + 0.143 Kết trình bày Bảng cho thấy, hệ số NLNV + 0.335.PLKT tương quan biến độc lập với ĐTC BCTC Từ đó, viết đưa kết luận, nhân tố ma trận tương đối cao với độ tin cậy từ 95% có tác động chiều đến ĐTC BCTC, cụ thể từ 99%, ngoại trừ biến CNTT Trong cao sau: biến ALT có hệ số tương quan 0,715 thấp - Nhân tố NQL thay đổi đơn vị ĐTC biến NLNV có hệ số tương quan 0,157 Biến BCTC tăng 0,129 đơn vị (sig = 0,002 β = 0,129) CNTT bị khỏi mơ hình nghiên cứu có hệ số tương quan -0,009 với sig lớn 5% thể - Nhân tố ALT có tác động mạnh thay mối tương quan thấp với ĐTC BCTC Như vậy, bốn đổi đơn vị ĐTC BCTC tăng 0,681 đơn vị biến độc lập gồm: NQL, ALT, NLNV PLKT (sig = 0,000 β = 0,681) đưa vào mơ hình để giải thích biến ĐTC BCTC - Nhân tố NLNV thay đổi đơn vị ĐTC Bảng cho thấy, R2 hiệu chỉnh 0,674 thể BCTC tăng 0,143 đơn vị (sig = 0,001 β = 0,143) mối quan hệ biến độc lập biến phụ thuộc - Nhân tố PLKT có tác động mạnh thứ hai tương đối cao Giá trị cho biết mức độ giải thích thay đổi đơn vị ĐTC BCTC tăng 0,335 đơn biếBn ảđnộgc5lậcphođốthi ấvyớ,iR627h,4iệ%u cshựỉnthhalyà đ0ổ,6i7c4ủtahể hviệịn(smigố.i=qu0a,0n0h0ệvgàiữβa=cá0c,3b3i5ến) độc lập biến biếnphpụhtụhutộhcuộtưcơ, ntgứcđốliàcaboố.nGbiáiếtnrị ngàồymchNoQbLiế,t mAứLcT,độ giảiKthếítcqhucảủachcốcthbấiếyn, đcóộcnlăậmp đnốhiâvnớitố67(,b4i%ếnsđựộc lập) NLNthVayvđàổiPcLủKa Tbiếgniảpi hthụítchhuộđcư,ợtcức6l7à,4b%ốnsbựiếtnhagyồmđổNi QLđ,ưAợLcTđ, ưNaLNvàVo vmà ơPLhKìnTh ghiảồii thqíucyh đnưhợưcng67c,4h%ỉ có bốn củasbựiếthnaĐy TđổCi cBủCaTbCiế.n ĐTC BCTC nhân tố ảnh hưởng đến ĐTC BCTC, gồm NQL, Bảng 6: Bảng ANOVAa Mơ hình Tổng bình Bậc tự Bình phương phương trung bình F Mức ý nghĩa Hồi quy 37,148 9,288 103,49 ,000b Số dư 17,6 196 0,091 Tổng 54,648 200 a Biến phụ thuộc: ĐTC BCTC b Bộ dự đoán (Predictors): (hằng số), PLKT, NQL, NLNV, ALT Nguồn: Kết hồi quy từ SPSS Bảng cho thấy mơ hình hồi quy xây dựng phù hợp với tổng thể, biến độc lập tác động 89 Số đ2ế5n4b(IiếIn) tphháụnthguộ8c/2c0ó1m8ức ý nghĩa nhỏ (sig = 0,000 < 0,05) Mơ hình nghiên cứu xây dựng lại thể mối quan hệ tuyến tính bốn biến độc lập: NQL, ALT, NLVN, PLKT biến phụ thuộc ĐTC BCTC Bảng cho thấy mơ hình hồi quy xây dựng phù hợp với tổng thể, biến độc lập tác động đến biến phụ thuộc có mức ý nghĩa nhỏ (sig = 0,000 < 0,05) Mơ hình nghiên cứu xây dựng lại thể mối quan hệ tuyến tính bốn biến độc lập: NQL, ALT, NLVN, PLKT biến phụ thuộc ĐTC BCTC Bảng 7: Các thông số biến phương trình hồi quya Hệ số hồi quy chưa Hệ số hồi quy Thống kê tính Mơ hình chuẩn hóa chuẩn hóa t Sig đa cộng tuyến Dung B Sai số chuẩn Beta sai VIF Hằng số NQL 0,589 0,185 3,203 0,002 ALT NLNV 0,077 0,023 0,129 3,144 0,002 0,984 1,018 0,374 0,022 0,681 16,633 0,000 0,983 1,019 0,178 0,051 0,143 3,536 0,001 0,986 1,016 PLKT 0,216 0,027 0,335 8,158 0,000 0,978 1,024 a Biến phụ thuộc: ĐTC BCTC Nguồn: Kết hồi quy từ SPSS ALT, NLNVBảvnàgP7LcKhTo tvhớấiytấbtốcnảbciếánc đnộhcânlậtpốcđóềmu ốciótươnnghiqềuuacnhtíhnuhậsnávcớhihbỗiếtnrợphcụácthduoộacnhĐTngChBiệCpTnCà.y tác đPộhnưgơncgùtnrgìnhchhiồềiuqvuớyicbhiuếẩnn phhóụa nthhuưộsca.uT: rong đó, việc nâng cao độ tin cậy báo cáo tài Hiện tại, nhân tố ALT có ảnh hĐưởTnCgBcùCnTgCch=iề0u.1v2à9.mNạQnLh +nh0ấ.t6,81.AchLíTnh+s0á.c1h43th.NuLế NcủVa+V0iệ.3t3N5a.PmLKvẫTn thiếu quy điều phTùừhđợóp, vbớàii vkiếết qđuưảa nraghkiếêtnlucậứnu, ccáủcanPhhânantố đđềuịnchóhtỗáctrđợộpnhgáctùtrnigểnchciủềaudđoếannhĐTngChBiệCpTnCó,i cchụung MinthhểNnghuưysệatu(:2014), Phạm Quốc Thuần (2016) doanh nghiệp FDI nói riêng Cụ thể, sách thuế Đặng Thị Kiều Hoa (2016) Nhân tố PLKT có ảnh cần có ưu tiên thuế suất, miễn, giảm cho hưởng chiều tác động mạnh thứ hai, điều ngành đặc thù đầu tư công nghệ cao… Các phù hợp với nghiên cứu Stoderstrom & sách phải phù hợp với thơng lệ quốc 8tế Sun (2007), Hassan (2013) Đặng Thị Kiều Hoa tạo điều kiện cho nhà quản trị nước ngồi (2016) Nói cách khác, ĐTC BCTC chịu ảnh hưởng quen với văn hóa kinh doanh Việt Nam Bên cạnh từ hệ thống pháp lý môi trường trị thơng đó, cục thuế tỉnh thành phố cần có qua việc thực thi chuẩn mực kế tốn quy trình sách hỗ trợ thuế cho doanh nghiệp FDI cách lập báo cáo tài Nhân tố NLNV đứng thứ ba nhiệt tình, chu đáo nhằm tạo hiểu biết có tác động nhỏ nhân tố NQL chế sách văn hóa địa phương mà doanh Kết luận khuyến nghị giải pháp nghiệp FDI đầu tư Đây nhân tố vơ Từ kết nghiên cứu, nhóm tác giả cho để quan trọng nâng cao hiệu kinh doanh, góp nâng cao độ tin cậy báo cáo tài doanh phần nâng cao độ tin cậy báo cáo tài nghiệp FDI cần phải phối hợp đồng giải pháp Thứ hai, từ nhân tố quy định pháp lý kế sau tốn cho thấy Bộ Tài cần ban hành chế độ kế Thứ nhất, từ nhân tố áp lực quan thuế, cho thấy toán thống ổn định Tuy chế độ kế toán Việt Tổng cục Thuế nên ban hành sách thuế ổn Nam có nhiều cập nhật với quốc tế lại hay định, rõ ràng, công khai minh bạch phù hợp nhằm thay đổi quy định pháp lý kế toán, mẫu hấp dẫn thu hút vốn doanh nghiệp FDI đã, biểu… nên ảnh hưởng đến cơng tác kế tốn lập đầu tư vào Việt Nam Điều giúp báo cáo tài doanh nghiệp nói chung doanh nghiệp DFI tuân thủ tốt doanh nghiệp FDI nói riêng Đặc biệt hệ thống báo sách thuế thực tế cơng tác tổ chức kế tốn cáo tài cần lập theo chuẩn mực kế doanh nghiệp hạn chế, nội toán quốc tế nhằm thu hút doanh nghiệp FDI, dung tổ chức kế toán chưa thực khoa học Nhiều phương pháp ghi nhận tài sản cần chuyển doanh nghiệp đối phó quan thuế nên thông tin sang ghi theo giá hợp lý thay ngun tắc giá gốc báo cáo tài thực chưa hữu ích cho người Nói cách khác, quy định pháp lý sử dụng Ngoài ra, quan thuế nên ban hành kế toán cần đổi nhanh phù hợp Số 254(II) tháng 8/2018 90 với chuẩn mực kế toán quốc tế nhằm thu hút vốn trình thanh, kiểm tra thuận lợi FDI góp phần nâng cao độ tin cậy báo cáo tài Do đó, quan chức cần ban hành Thứ tư, từ nhân tố quan điểm nhà quản lý cho quy định pháp lý kế toán rõ ràng, chặt chẽ thấy nhà quản trị doanh nghiệp FDI xác định thống nhất; quy định, biểu mẫu linh hoạt, dễ rõ mục tiêu chiến lược kinh doanh Việt Nam hiểu giúp cho người làm cơng tác kế tốn thuận lợi ảnh hưởng tới độ tin cậy báo cáo tài Khi từ nâng cao độ tin cậy báo cáo tài nhà quản trị cấp cao có chiến lược phát triển bền vững cho doanh nghiệp ảnh hưởng đến Thứ ba, từ nhân tố lực nhân viên kế toán nhà quản trị cấp nhân viên kế toán Do cho thấy doanh nghiệp FDI cần quan tâm công quan nhà nước từ Bộ Kế hoạch Đầu tư, tác tuyển dụng, đào tạo nâng cao lực chun Phịng Cơng nghiệp Thương mại Việt Nam, môn nghiệp vụ cho cán làm công tác kế tốn, sở có liên quan… cần tuyên truyền, hỗ trợ doanh phải thông thạo tiếng Việt tiếng Anh nghiệp DFI sách đầu tư phù hợp, thuận Thường xuyên tổ chức bồi dưỡng, huấn luyện, cập tiện giúp cho nhà quản lý xây dựng chiến lược nhật kiến thức cho cán Đặc biệt kinh doanh ổn định bền vững, từ nâng cao độ nhà quản lý doanh nghiệp FDI cần phát sử dụng tin cậy báo cáo tài phần mềm kế tốn đại, phổ thông nhằm giúp Tài liệu tham khảo: Ballantine, J., Levy, M & Powell, P (1998), ʻEvaluating Information Systems in Small and Medium-sized Enterprises: Issues and Evidenceʼ, European Journal of Information Systems, 7, 241-251 Beest, F.V., Braam, G & Boelens, S (2009), ʻQuality of Financial Reporting: Measuring Qualitative Characteristicsʼ, NiCE Working Paper 09- 108 Bộ Tài (2014), Thông tư 200/2014/TT-BTC, ban hành ngày 22 tháng 12 năm 2014 Cao Nguyễn Lệ Thư (2014), ʻĐánh giá nhân tố bên doanh nghiệp tác động đến chất lượng thơng tin kế tốn báo cáo tài doanh nghiệp niêm yết Sở Giao dịch Chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minhʼ, Luận văn Thạc sĩ Kinh tế, Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Đặng Thị Kiều Hoa (2016), ʻCác nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng báo cáo tài doanh nghiệp nhỏ vừa - Bằng chứng thực nghiệm doanh nghiệp nhỏ vừa địa bàn Thành phố Hồ Chí Minhʼ, Luận văn thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Galbraith, J.R (1973), Designing Complex Organizations, Addison-Wesley, Reading, Mass, USA Hassan, S.U (2013), ʻFinancial Reporting Quality: Does Monitoring Characteristics Matter? An Empirical Analysis of Nigerian Manufacturing Sectorʼ, The Business and Management Review, 3(2), 147-161 Hoàng Trọng Cơ & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), Phân tích liệu nghiên cứu với SPSS, Nhà xuất Hồng Đức, Hà Nội Ismal, N.A & King, M (2007), ʻFactors Influencing the Alignment of Accounting Information Systems in Small and Medium Sized Malaysian Manufacturing Firmsʼ, Journal of Information Systems and Small Business, 1, 1-19 Ismail, N.A (2009), ʻFactors Influencing Accounting Information System Effectiveness among Manufaturing Small and Medium Enterprises: Evidence from Malaysiaʼ, The Electronic Journal on Information Systems in Developing Countries, 38, 1-19 Kahn, B.K., Strong, D.M & Wang, R.Y (2002), ʻInformation Quality Benchmarks: Product and Service Performanceʼ, Commun ACM, 45(4), 184-192 Komala, A.R (2012), ʻThe Influence of the Accounting Manager’s Knowledge and the Top Management Support on the Accounting Information System and Its Impact on the Quality of Accounting Information: a Case of Zakat Institutions in Bandungʼ, Journal of Global Management, 4(1), 53-73 Quốc hội nước Cộng hòa Xã hội chủ nghĩa Việt Nam (2015), Luật Kế toán, ban hành ngày 20 tháng 11 năm 2015 Số 254(II) tháng 8/2018 91 Maines, L.A & Wahlen, J M (2006), ʻThe Nature of Accounting Information Reliability: Inferences from Archival and Experimental Researchʼ, Accounting Horizons, 20(4), 399-425 Michailesco, C (2009), Qualité de I’information Comptable Encyclopédie de Comptabilité Contrôle de Gestion et Audit, retrieved on March, 30th 2018, from < https://halshs.archives-ouvertes.fr/halshs-00540571/document> Nguyễn Thị Phương Hồng & Dương Thị Khánh Linh (2014), ʻQuan điểm đặc điểm chất lượng báo cáo tài doanh nghiệp Việt Nam nayʼ, Tạp chí Kế tốn & Kiểm tốn, 8, 46-51 Nguyễn Đình Thọ (2011), Phương pháp nghiên cứu khoa học kinh doanh, Nhà xuất Lao động Xã hội, Hà Nội Phạm Quốc Thuần (2016), ʻCác nhân tố tác động đến Chất lượng thông tin báo cáo tài doanh nghiệp Việt Namʼ, Luận án Tiến sĩ Kinh tế, Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Phan Minh Nguyệt (2014), ʻXác định đo lường mức độ ảnh hưởng nhân tố đến chất lượng thông tin kế tốn trình bày báo cáo tài công ty niêm yết Việt Namʼ, Luận văn thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Rogers, E M (1962) Diffusion of innovations, 1st ed., Free Press of Glencoe, New York, USA Soderstrom, N.S & Sun, K.J (2007), ʻIFRS Adoption and Accounting Quality: a Review’, European Accounting Review, 16(4), 675-702 Xu, H., Nord, J.H., Daryl, N.G & Binshan, L (2003), ʻKey Issues Accounting Information Quality Management: Australian Case Studiesʼ, Industrial Management + Data Systems, 103(7), 461-470 Số 254(II) tháng 8/2018 92