Đang tải... (xem toàn văn)
Dựa vào các nghiên cứu của thế giới và Việt Nam, nhóm tác giả xây dựng mô hình nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng thông tin KTQT trong các doanh nghiệp chế biến thủy sản..[r]
(1)n trÞ - Kinh nghiƯm qc tÕ thực trạng Việt Nam
CC NHN TỐẢNH HƯỞNG ĐẾN CHẤT LƯỢNG THƠNG TIN KẾ TỐN QUẢN TRỊ
TRONG CÁC DOANH NGHIỆP CHẾ BIẾN THỦY SẢN NGHIÊN CỨU TRÊN ĐỊA BÀN TỈNH TIỀN GIANG VÀ TRÀ VINH
#Ths Nguyễn Thị Thanh Thủy - Đại học Trà Vinh Ths.Nguyễn Minh Nhã - Đại học Tiền Giang
Tóm tắt: Nghiên cứu xác định sựảnh hưởng nhân tốđến chất lượng thơng tin kế tốn quản trị (KTQT) doanh nghiệp chế biến thủy sản Phương pháp phân tích nhân tố khám phá phân tích hồi quy đa biến, sử dụng 208 quan sát thực tế Kết quả nghiên cứu cho thấy, có nhân tốảnh hưởng tác động tích cực đến chất lượng thông tin KTQT doanh nghiệp chế biến thủy sản Những nhân tố bao gồm: Phong cách lãnh đạo chuyển đổi, hệ thống thông tin KTQT, hệ thống kiểm sốt nội trình độ nhân viên kế tốn
Từ khố: Chất lượng thơng tin, KTQT, chế biến thủy sản, kiểm soát nội bộ
Abstract: This study identifies the influence of factors on the quality of management
accounting information in seafood processing enterprises Exploratory factor analysis method and multivariate regression analysis was used on 208 observations The research results show that there are factors having a positive influence on the quality of management accounting information in seafood processing enterprises These factors include
transformational leadership styles, management accounting information systems, internal control systems, and accountant qualifications
Keywords: Quality of information, management accounting, seafood processing, internal control
1 Đặt vấn đề
Theo số liệu thống kê sơ Tổng cục Hải quan năm 2017, doanh nghiệp Việt Nam xuất 8,3 tỷ USD thủy sản loại, tăng 18% so với kết thực năm 2016 Với kết này, thủy sản nhóm hàng đứng thứ số nhóm hàng xuất Việt Nam năm 2017
Thơng tin KTQT dùng để phục vụ cho q trình lập kế hoạch, phân bổ nguồn lực, định cải thiện hoạt động doanh nghiệp Mặc dù, thơng tin KTQT đóng vai trị thiết yếu xuyên suốt trình hỗ trợ định giải vấn đề, chất thông tin khơng trung lập, mà nhiều bị tác động nhân tố có nguồn gốc từ người (Atkinson cộng sự, 2012) Ngồi ra, thơng tin KTQT cần thiết hữu ích cho doanh nghiệp, nguồn cung cấp thông tin để giúp nhà quản trị định đắn kịp thời (Đào Thúy Hà, 2015; Lê Thị Minh Huệ, 2016)
(2)n trÞ - Kinh nghiƯm quốc tế thực trạng Việt Nam
tiến hành kiểm định ảnh hưởng nhân tố đến chất lượng thông tin KTQT doanh nghiệp chế biến thủy sản
2 Tổng quan nghiên cứu
Theo Stair Reynolds (2011), hệ thống thơng tin kế tốn (HTTTKT) nơi tập hợp, xử lý liệu để cung cấp thông tin hữu ích nhằm hỗ trợ định có liên quan đến khách hàng, nhân viên, nhà cung cấp… Nghiên cứu cho rằng, chất lượng HTTTKT ảnh hưởng đến chất lượng thơng tin kế tốn (CLTTKT) Hệ thống thơng tin KTQT khơng thể có khả đáp ứng tồn u cầu thơng tin để định, thơng tin phải tìm kiếm từ nguồn khác, chí bên (Smith cộng sự, 2009)
Cho cộng (2011), Hassan cộng (2012) rằng, nhân tố phong cách lãnh đạo chuyển đổi có tác động lên thành cơng việc vận dụng HTTTKT ảnh hưởng đến CLTTKT Hassan cộng (2012) cho rằng, nhân tố phong cách lãnh đạo chuyển đổi có tác động lên việc vận dụng hệ thống thơng tin KTQT từ tác động gián tiếp đến chất lượng thông tin KTQT
Theo William cộng (2016), hệ thống kiểm soát nội (KSNB) thiết kế chịu ảnh hưởng hội đồng quản trị, ban giám đốc nhân viên khác tổ chức Một hệ thống KSNB với sách thủ tục thiết lập nhằm cung cấp đảm bảo hợp lý cho hoạt động chức hệ thống thông tin KTQT (Arens cộng sự, 2010)
Các nghiên cứu Salehi cộng (2010), Syler (2003) cho rằng, văn hóa tổ chức nhân tố quan trọng, liên quan đến việc tổ chức hệ thống thông tin KTQT doanh nghiệp Stair Reynolds (2011) cho biết, cấu tổ chức ảnh hưởng đến loại thông tin hệ thống thông tin KTQT sử dụng
Trần Ngọc Hùng (2017) xác định, có nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng thông tin KTQT doanh nghiệp Việt Nam, bao gồm phong cách lãnh đạo, trình độ nhân viên kế tốn hệ thống thơng tin KTQT Nguyễn Văn Hải Vũ Mạnh Chiến (2018) cho rằng, nhân tố thuộc tổ chức người, có mức độ ảnh hưởng cao đến chất lượng thông tin KTQT, nhân tố xây dựng, tổ chức quy trình hướng dẫn sử dụng, tổ chức hệ thống kiểm soát nội bộ, tổ chức liệu, tổ chức lựa chọn sử dụng phần mềm, tổ chức hạ tầng cơng nghệ thơng tin, đặc tính thuộc văn hóa cấu tổ chức
Dựa vào nghiên cứu giới Việt Nam, nhóm tác giả xây dựng mơ hình nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng thông tin KTQT doanh nghiệp chế biến thủy sản
3 Mơ hình phương pháp nghiên cứu
3.1 Mơ hình nghiên cứu
(3)n trị - Kinh nghiệm quốc tế thực trạng ViƯt Nam
Hình Mơ hình nghiên cứu đề xuất
Phong cách lãnh đạo chuyển đổi
(5 biến, X1-X5)
Hệ thống thông tin KTQT (6 biến, X6-X11)
Hệ thống KSNB (4 biến, X17-X20)
Trình độ nhân viên kế tốn (5 biến, X21-X25)
Chất lượng thông tin KTQT
các doanh nghiệp chế biến thủy sản (9 biến,
X26-X34)
Văn hóa cấu tổ chức (5 biến, X12-X16)
Phương trình có dạng sau:
CLTT = β0 + β1PCLD + β2HTTT + β3VHCC + β4KSNB + β5TDNV + ε Trong đó:
CLTT: Chất lượng thông tin KTQT doanh nghiệp chế biến thủy sản; β0: Hệ số mơ hình; β1→β5: Hệ số hồi quy cho biết mức độ ảnh hưởng nhân tố đến chất lượng thông tin KTQT doanh nghiệp chế biến thủy sản; PCLD: Phong cách lãnh đạo chuyển đổi; HTTT: Hệ thống thông tin KTQT; VHCC: Văn hóa cấu tổ chức; KSNB: Hệ thống KSNB; TDNV: Trình độ nhân viên kế tốn; ε: hệ số nhiễu
3.2 Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu sơ thực nghiên cứu định tính với kỹ thuật thảo luận nhóm vấn thử Đối tượng chọn kế toán trưởng, kế toán tổng hợp ban giám đốc công ty, doanh nghiệp Trên sở thông tin có được, tác giả xây dựng biến thang đo bảng câu hỏi phù hợp với bối cảnh địa phương Sau phát hành thử lấy ý kiến phản hồi, bảng câu hỏi hiệu chỉnh sử dụng cho nghiên cứu thức
(4)n trÞ - Kinh nghiƯm qc tÕ thực trạng Việt Nam
Alpha; Phõn tích nhân tố khám phá (EFA) với phương pháp Principal Component phép quay Varimax; Phân tích hồi quy đa biến phương pháp bình phương nhỏ (OLS)
Để sử dụng cơng cụ phân tích EFA kích thước mẫu phải lớn Theo Hair cơng (1998) cho rằng, kích thước mẫu tối thiểu gấp lần tổng biến quan sát (n ≥ 5m, với m số biến quan sát mơ hình) Trong nghiên cứu này, tổng biến quan sát 34, n ≥ x 34 = 170 Thực tế, số liệu thu thập phương pháp chọn mẫu thuận tiện 220 doanh nghiệp chế biến thủy sản địa bàn tỉnh Tiền Giang Trà Vinh, thông qua việc vấn trực tiếp gửi email từ tháng 6/2018 đến tháng 8/2018 Sau loại phiếu trả lời khơng đầy đủ thơng tin, kết có 208 quan sát hợp lệ đưa vào phần mềm SPSS để phân tích
4 Kết nghiên cứu thảo luận
4.1 Đánh giá độ tin cậy của thang đo
Nhóm tác giả sử dụng hệ số Cronbach’s Alpha để kiểm định thang đo Hệ số Cronbach’s Alpha từ 0.8 đến gần thang đo tốt; từ 0.7 đến gần 0.8 sử dụng được; từ 0.6 trở lên sử dụng trường hợp khái niệm đo lường mới người trả lời bối cảnh nghiên cứu Kết Bảng
Bảng Hệ số Cronbach’s Alpha
STT Thang đo Hệ stốổ tng thương quan biấp nhất ến Cronbach’s Alpha Ghi
1 PCLD 0.363 0.796
2 HTTT 0.487 0.931 Loại biến X10
3 VHCC 0.562 0.893
4 KSNB 0.497 0.849
5 TDNV 0.345 0.800
6 CLTT 0.329 0.715
Nguồn: Kết phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2018
Các thang đo có hệ số Cronbach’s Alpha > 0.7 hệ số tương quan biến tổng thấp > 0.3 đạt yêu cầu để tiếp tục phân tích bước sau Tóm lại, qua kiểm định Cronbach’s Alpha, mơ hình có thang đo đảm bảo chất lượng với 33 biến đặc trưng
4.2 Phân tích nhân tố hiệu chỉnh mơ hình
Nhóm tác giả tiến hành phân tích nhân tố EFA để kiểm định biến thang đo Phân tích nhân tố EFA thích hợp cho liệu thực tế 0.5 < trị số KMO < Mức ý nghĩa kiểm định Bartlett < 0.05, biến quan sát có tương quan tuyến tính với nhân tố đại diện Trị số phương sai tích lũy thiết phải > 50% đạt u cầu mức độ giải thích biến quan sát nhân tố
(5)n trị - Kinh nghiệm quốc tế thực trạng ViÖt Nam
Bảng KMO and Bartlett’s Test, Cumulative %
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy .740 Approx Chi-Square 4022.065
Df 210
Bartlett's Test of Sphericity
Sig .000
Cumulative % 75.382
Nguồn: Kết phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2018
Theo Bảng 2, số KMO = 0.740 giá trị Sig = 0.000, cho thấy phân tích nhân tố khám phá thích hợp cho liệu thực tế biến quan sát có tương quan tuyến tính với nhân tố đại diện Nghiên cứu rút trích nhân tố với phương sai tích lũy đạt 75.382%, với hệ số tải nhân tố lớn 0.5
Như vậy, nhân tố rút trích giải thích 75.382% biến thiên biến quan sát Điều cho thấy, phân tích nhân tố phù hợp Bảng 3, trình bày ma trận nhân tố xoay
Bảng Rotated Component Matrixa Component
1
X1 867
X2 768
X3 906
X5 700
X6 970
X7 986
X8 978
X11 981
X12 896
X13 924
X14 701
X15 741
X16 882
X17 928
X18 815
X19 888
X20 674
X21 843
X22 695
X23 883
X25 923
Extraction Method: Principal Component Analysis Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization a Rotation converged in iterations
Nguồn: Kết phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2018
(6)n trÞ - Kinh nghiƯm quốc tế thực trạng Việt Nam
(X21,X22, X23 X25), hệ thống KSNB (X17-X20) phong cách lãnh đạo chuyển đổi (X1, X2, X3 X5) Từ kết phân nhóm nhân tố, mơ hình hiệu chỉnh thể Hình
Hình Mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh Phong cách lãnh đạo chuyển
đổi (X1, X2, X3,X5)
Hệ thống thông tin KTQT (X6, X7, X8, X11)
Hệ thống KSNB (X17-X20)
Trình độ nhân viên kế tốn (X21, X22, X23, X25)
Chất lượng thông tin KTQT
các doanh nghiệp chế biến thủy sản
(X26-X34)
Văn hóa cấu tổ chức (X12-X16)
4.3 Mơ hình hồi quy tuyến tính
Phân tích hồi quy nhằm xây dựng mơ hình, xác định nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng thông tin KTQT doanh nghiệp chế biến thủy sản Các biến độc lập nhân tố đo lường số trung bình biến quan sát nhân tố, biến phụ thuộc số trung bình biến quan sát chất lượng thông tin KTQT doanh nghiệp chế biến thủy sản
Theo kết phân tích hồi quy đa biến, hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.720, tức 72% thay đổi biến phụ thuộc chất lượng thơng tin KTQT (CLTT) giải thích biến độc lập PCLD, HTTT, VHCC, KSNB, TDNV; lại 28% giải thích biến ngồi mơ hình sai số ngẫu nhiên Đây tỷ lệ giải thích cao, chứng tỏ thang đo mơ hình nghiên cứu phù hợp
Chỉ số Durbin-Watson (DW) mơ hình nghiên cứu = 1.341, nằm khoảng 1<DW<3 gần 2, mơ hình khơng có tượng tự tương quan
Bảng Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square Std Error of the Estimate
Durbin-Watson
1 842a .738 .720 .23974 1.341
a Predictors: (Constant) TDNV, VHCC, PCLD, HTTT, KSNB b Dependent Variable: CLTT
(7)n trÞ - Kinh nghiƯm quốc tế thực trạng Việt Nam
Bảng ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig Regression 39.735 7.947 103.393 000b
Residual 14.911 194 077
1
Total 54.647 199
a Dependent Variable: CLTT
b Predictors: (Constant), TDNV, VHCC, PCLD, HTTT, KSNB
Nguồn: Kết phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2018
Giá trị F = 103.393 với Sig = 0.000 < 0.01, kết luận biến PCLD, HTTT, VHCC, KSNB, TDNV có tương quan tuyến tính với biến CLTT (độ tin cậy 99%) Kết phân tích hệ số hồi qui mơ hình thể Bảng
Bảng Coefficientsa
Unstandardized
Coefficients Standardized Coefficients Collinearity Statistics Model
B Error Std Beta
t Sig
Tolerance VIF
(Constant) 894 196 4.557 .000
PCLD 074 022 .125 3.302 .001 983 1.017
HTTT 373 020 .715 18.844 .000 978 1.023 VHCC -.066 030 -.082 -2.167 .031 981 1.019
KSNB 163 047 .133 3.505 .001 976 1.025
1
TDNV 207 024 .323 8.485 .000 971 1.030
a Dependent Variable: CLTT
Nguồn: Kết phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2018
Các biến PCLD, HTTT, KSNB TDNV có Sig < 0.01 nên biến tương quan có ý nghĩa với chất lượng thông tin KTQT (độ tin cậy 99%) Các biến có hệ số phóng đại phương sai (VIF) < 2, nên khơng có tượng đa cộng tuyến Biến VHCC có Sig > 0.01 nên khơng có ý nghĩa mặt thống kê mơ hình nghiên cứu
Các biến PCLD, HTTT, KSNB TDNV có hệ số β > nên chúng tác động chiều với CLTT Từ kết phân tích, phương trình hồi quy ước lượng nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng thông tin KTQT doanh nghiệp chế biến thủy sản:
CLTT = 0.894 + 0.125*PCLD + 0.715*HTTT + 0.133*KSNB + 0.323*TDNV – 0.082*VHCC + ε