Nhân tố ảnh hưởng đến công tác kế toán tại các đơn vị sự nghiệp – trường hợp sở nông nghiệp và phát triển nông thôn Tây Ninh

Nghiên cứu trả lời các câu hỏi: (1) Công tác kế toán tại các đơn vị sự nghiệp – trường hợp Sở Nông nghiệp và Phát triển nông thôn Tây Ninh; (2) Mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến công tác kế toán tại các đơn vị này. Tác giả tổng hợp các lí luận, thừa kế kết quả các nghiên cứu có liên quan trực tiếp và gián tiếp để xây dựng thang đo lựa chọn các nhân tố tác động đến công tác kế toán.

Hội thảo Khoa học “Các vấn đề đương đại lĩnh vực Kinh tế, Luật: Từ lí thuyết đến thực tiễn” NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CÔNG TÁC KẾ TOÁN TẠI CÁC ĐƠN VỊ SỰ NGHIỆP – TRƯỜNG HỢP SỞ NÔNG NGHIỆP VÀ PHÁT TRIỂN NÔNG THÔN TÂY NINH FACTORS AFFECTING ACCOUNTING AT NON-BUSINESS UNITS – THE CASE OF DEPARTMENT OF AGRICULTURE AND RURAL DEVELOPMENT IN TAY NINH ThS Nguyễn Thị Diễm Trinh1, Nguyễn Hải Đăng2 Tóm tắt – Nghiên cứu trả lời câu hỏi: (1) Công tác kế toán đơn vị nghiệp – trường hợp Sở Nông nghiệp Phát triển nông thôn Tây Ninh; (2) Mức độ ảnh hưởng nhân tố đến cơng tác kế tốn đơn vị Tác giả tổng hợp lí luận, thừa kế kết nghiên cứu có liên quan trực tiếp gián tiếp để xây dựng thang đo lựa chọn nhân tố tác động đến cơng tác kế tốn Kết nghiên cứu có nhân tố tác động gồm bảy nhân tố: nhận thức nhà quản lí, nhân lực kế tốn, đặc điểm đơn vị nghiệp cơng lập, cơng nghệ thơng tin, nhu cầu thơng tin kế tốn, hệ thống kiểm sốt nội bộ, mơi trường pháp lí Trong bảy nhân tố ảnh hưởng, nhân tố “môi trường pháp lí” ảnh hưởng mạnh đến cơng tác kế toán với β = 0,297; tiếp đến là nhân tố “hệ thống kiểm soát nội bộ” với β = 0.261; nhân tố “nhân lực kế toán” với β = 0.254; nhân tố “nhu cầu thơng tin kế tốn” với β = 0.095; nhân tố “đặc điểm đơn vị nghiệp công lập” β = 0,086 ảnh hưởng thấp là “nhận thức nhà quản lí” với β = 0,041 Kết nghiên cứu làm sở đề xuất giải pháp nhằm vận dụng cơng tác kế tốn đơn vị hành nghiệp hiệu Tuy nhiên, nghiên cứu thực nhóm mẫu, chưa đại diện hết cho đơn vị nghiệp thuộc Sở Nông nghiệp Phát triển nông thôn Việt Nam Từ khóa: cơng tác kế tốn, đơn vị hành nghiệp, Sở Nơng nghiệp Phát triển nông thôn Tây Ninh GIỚI THIỆU Trong năm gần đây, với phát triển không ngừng kinh tế, đơn vị hành nghiệp quản lí Nhà nước bước vào phát triển ổn định vững góp phần không nhỏ vào nghiệp đổi kinh tế – xã hội đất nước Công việc kế tốn đơn vị hành Trường Đại học Trà Vinh; Email: ntdtrinh56@tvu.edu.vn Trung tâm Khuyến nông Tây Ninh 282 Hội thảo Khoa học “Các vấn đề đương đại lĩnh vực Kinh tế, Luật: Từ lí thuyết đến thực tiễn” nghiệp nói chung đơn vị nghiệp thuộc Sở Nông nghiệp Phát triển nông thôn Tây Ninh (Sở NN&PTNT Tây Ninh) phải tổ chức hệ thống thông tin số liệu để quản lí kiểm sốt nguồn kinh phí, tình hình sử dụng, tốn kinh phí, tình hình quản lí sử dụng loại vật tư tài sản cơng, tình hình chấp hành dự tốn thu, chi thực tiêu chuẩn định mức Nhà nước đơn vị Đồng thời, kế tốn hành nghiệp với chức thông tin hoạt động kinh tế phát sinh trình chấp hành ngân sách nhà nước đơn vị hành nghiệp Nhà nước sử dụng công cụ sắc bén việc quản lí ngân sách nhà nước, góp phần đắc lực vào việc sử dụng vốn cách tiết kiệm hiệu cao Nghị định Chính phủ [1] Do đó, việc nghiên cứu “nhân tố ảnh hưởng đến cơng tác kế tốn đơn vị nghiệp – trường hợp Sở NN&PTNT Tây Ninh” cần thiết KHUNG LÍ THUYẾT 2.1 Các nhân tố ảnh hưởng đến cơng tác kế tốn đơn vị nghiệp – trường hợp Sở Nông nghiệp Phát triển Nông thôn Tây Ninh 2.1.1 Nhận thức nhà quản lí Q trình hội nhập tạo nhiều hội việc đẩy mạnh công công nghiệp hoá, đại hoá đất nước theo phương thức rút ngắn Trên sở tự chủ, tự chịu trách nhiệm, vai trò họ ngày khẳng định Do đó, người đứng đầu đơn vị nghiệp cơng lập cần phải phát huy vai trò, trách nhiệm quyền hạn hoạt động đơn vị Nhà quản lí nhận thức tầm quan trọng cơng tác kế tốn quan tâm đến cơng tác này, sử dụng nguồn tài chính, tài sản, trang thiết bị, sách thích hợp nhân kế toán để ngày phát triển cơng tác kế tốn đơn vị hành nghiệp Giả thuyết H1: Nhận thức nhà quản lí tốt ảnh hưởng tích cực đến cơng tác kế toán đơn vị nghiệp – trường hợp Sở NN&PTNT Tây Ninh 2.1.2 Chuyên gia tư vấn Chuyên gia tư vấn yếu tố thiếu đơn vị muốn đổi nâng cấp cơng tác kế tốn đơn vị, điều kiện lực có phận kế tốn chưa đáp ứng cơng việc này, phải địi hỏi có hỗ trợ chun gia từ nhiều phía Giả thuyết H2: Chuyên gia tư vấn có ảnh hưởng tích cực đến cơng tác kế tốn đơn vị nghiệp – trường hợp Sở NN&PTNT Tây Ninh 2.1.3 Nhân lực kế tốn Thơng tin kế tốn tồn nhiều hình thức khác tờ khai thuế, báo cáo tài chính, bảng kê hóa đơn đầu ra, đầu vào, người có ý thức, trình độ kĩ thuật, chun mơn xây dựng thơng tin kế tốn chất lượng, phản ánh 283 Hội thảo Khoa học “Các vấn đề đương đại lĩnh vực Kinh tế, Luật: Từ lí thuyết đến thực tiễn” xác tình hình tài chính, kế tốn đơn vị, cung cấp cho đối tượng sử dụng thông tin, từ đảm bảo nâng cao chất lượng cơng tác kế tốn đơn vị Giả thuyết H3: Nhân lực kế tốn có ảnh hưởng tích cực đến cơng tác kế tốn đơn vị nghiệp – trường hợp Sở NN&PTNT Tây Ninh 2.1.4 Đặc điểm đơn vị nghiệp công lập Mỗi doanh nghiệp khác có đặc điểm riêng tổ chức quản lí, trình độ quản lí có quy mơ hoạt động yêu cầu quản lí cụ thể khác Do đó, tổ chức cơng tác kế tốn đơn vị muốn đạt hiệu cao cần phải vào đặc điểm tổ chức sản xuất kinh doanh đặc điểm tổ chức quản lí doanh nghiệp Bên cạnh đó, việc tổ chức cơng tác kế tốn cần phù hợp với trình độ chuyên môn nghiệp vụ đội ngũ người làm kế toán doanh nghiệp Giả thuyết H4: Đặc điểm đơn vị nghiệp cơng lập có ảnh hưởng tích cực đến cơng tác kế tốn đơn vị nghiệp – trường hợp Sở NN&PTNT Tây Ninh 2.1.5 Công nghệ thơng tin Kế tốn lĩnh vực hưởng lợi từ tổ chức giới thiệu để ứng dụng tin học Hệ thống thông tin kế toán tảng, cầu nối tác nghiệp đưa nghiệp vụ kế toán truyền thống tham gia quy trình xử lí tự động kĩ thuật mã hóa thơng tin theo chuẩn mực kế tốn Đánh dấu bước ngoặt quản lí kinh tế, tài trước bùng nổ quy mô độ phức tạp thơng tin quản lí kinh tế, làm gia tăng cạnh tranh hợp tác đơn vị Hệ thống công nghệ thông tin làm cho công tác kế tốn đơn giản, cung cấp thơng tin tài đáng tin cậy, liên kết, kịp thời, dễ hiểu có tính kiểm chứng, giúp người sử dụng thơng tin tài q trình định Giả thuyết H5: Cơng nghệ thơng tin có ảnh hưởng tích cực đến cơng tác kế tốn đơn vị nghiệp - trường hợp Sở NN&PTNT Tây Ninh 2.1.6 Nhu cầu thơng tin kế tốn Kế tốn với đặc điểm cung cấp thông tin cách liên tục, thường xun có hệ thống tình hình tài chính, tình hình hoạt động luồng tiền đơn vị Do vậy, thơng tin kế tốn có vai trị quan trọng quản lí kinh tế việc sử dụng loại thông tin tùy theo đối tượng Các nhóm sử dụng thơng tin bao gồm nhà phân tích tài chính, cổ đơng tương lai, ngân hàng, chủ nợ tương lai, người lao động, tổ chức cơng đồn, khách hàng, nhà cung cấp tương lai, nhà hoạch định thuế, quan quản lí, nhóm hoạt động xã hội công chúng Giả thuyết H6: Nhu cầu thông tin kế tốn có ảnh hưởng tích cực đến cơng tác kế toán đơn vị nghiệp – trường hợp Sở NN&PTNT Tây Ninh 284 Hội thảo Khoa học “Các vấn đề đương đại lĩnh vực Kinh tế, Luật: Từ lí thuyết đến thực tiễn” 2.1.7 Hệ thống kiểm sốt nội Mơi trường kiểm sốt tảng ý thức, văn hóa tổ chức, phản ánh sắc thái chung tổ chức, tác động đến ý thức kiểm sốt tồn thành viên tổ chức Một mơi trường kiểm sốt tốt hạn chế phần thiếu sót thủ tục kiểm sốt, đồng thời tạo văn hóa tốt nhận thức tuân thủ thuế Giả thuyết H7: Hệ thống kiểm sốt nội có ảnh hưởng tích cực đến cơng tác kế tốn đơn vị nghiệp – trường hợp Sở NN&PTNT Tây Ninh 2.1.8 Mơi trường pháp lí Cơ sở pháp lí cho cơng tác kế tốn cơng tác quản lí tài doanh nghiệp nói chung đơn vị hành nghiệp nói riêng Luật Kế tốn, chuẩn mực kế tốn sách, chế độ kế toán nhà nước ban hành Như vậy, tổ chức cơng tác kế tốn đơn vị định phải tn theo khn khổ pháp lí mơi trường kinh doanh Giả thuyết H8: Mơi trường pháp lí có ảnh hưởng tích cực đến cơng tác kế tốn đơn vị nghiệp – trường hợp Sở NN&PTNT Tây Ninh 2.2 Mơ hình giả thuyết nghiên cứu Hình 1: Mơ hình nghiên cứu (Nguồn: Đề xuất tác giả) 285 Hội thảo Khoa học “Các vấn đề đương đại lĩnh vực Kinh tế, Luật: Từ lí thuyết đến thực tiễn” PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 Mơ hình hồi quy nhân tố ảnh hưởng đến cơng tác kế tốn đơn vị nghiệp – trường hợp Sở Nông nghiệp Phát triển nơng thơn Tây Ninh Mơ hình hồi quy để kiểm định giả thuyết có dạng sau: CTKT = β0 + β1 NT + β2 CGTV+ β3NV+ β4DD + β5CNTT+ β6NC + β7 MTPL+ β8KSNB + ε Trong đó: Biến NT: Nhận thức nhà quản lí Biến CGTV: Chuyên gia tư vấn Biến NV: Nhân lực kế toán Biến DD: Đặc điểm đơn vị nghiệp công lập Biến CNTT:Công nghệ thông tin Biến NC: Nhu cầu thông tin kế toán Biến KSNB: Hệ thống kiểm soát nội Biến MTPL: Mơi trường pháp lí ε: Hệ số nhiễu β: Hệ số hồi quy CTKT: Công tác kế tốn 3.2 Kích thước mẫu khảo sát Để sử dụng EFA, kích thước mẫu phải lớn Tuy nhiên, việc xác định kích thước mẫu phù hợp phức tạp nên thông thường dựa vào kinh nghiệm Hair et al trích Nguyễn Đình Thọ [2] cho để sử dụng EFA, kích thước mẫu tối thiểu phải 50, tốt 100 Theo Tabachnick and Fidell trích Nguyễn Đình Thọ [2], kích thước mẫu phân tích hồi quy bội phụ thuộc vào nhiều nhân tố, ví dụ mức ý nghĩa (significant level), độ mạnh phép kiểm định (power of the test), số lượng biến độc lập Green et al trích Đinh Phi Hổ [3] cho quy mơ mẫu xác định theo công thức: n  50 + 8k, với k số biến độc lập mơ hình Trong nghiên cứu này, số lượng biến độc lập đưa vào phân tích biến Như vậy, số mẫu tối thiểu đề tài phải n = 50 + 8*8 = 114 Tác giả sử dụng 214 mẫu lớn số mẫu tối thiểu 114, phù hợp cho nghiên cứu 286 Hội thảo Khoa học “Các vấn đề đương đại lĩnh vực Kinh tế, Luật: Từ lí thuyết đến thực tiễn” KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN 4.1 Đánh giá độ tin cậy thang đo hệ số Cronbach's Alpha Kết tính tốn Cronbach’s Alpha 08 nhân tố độc lập 01 nhân tố phụ thuộc Các thang đo thể 36 biến quan sát bao gồm 33 biến độc lập biến phụ thuộc Sau kiểm tra độ tin cậy, loại quan sát không đạt yêu cầu, thang đo đạt yêu cầu có hệ số tương quan tổng lớn 0,3, ta tiến hành phân tích EFA Kết phân tích Cronbach’s Alpha nhân tố tóm tắt sau: 4.1.1 Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha cho thang đo biến “chuyên gia tư vấn” Thang đo nhân tố chuyên gia tư vấn có hệ số Cronbach’s Alpha cao 0,795 Hệ số tương quan biến tổng quan sát nhân tố lớn 0,3 hệ số Cronbach’s Alpha lớn 0,6 Điều cho thấy biến quan sát thang đo đảm bảo độ tin cậy Do đó, 03 biến quan sát cho biến chuyên gia tư vấn giữ lại để phân tích EFA 4.1.2 Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha cho thang đo biến “mơi trường pháp lí” Thang đo nhân tố mơi trường pháp lí có hệ số Cronbach’s Alpha cao 0,774 Hệ số tương quan biến tổng quan sát nhân tố lớn 0,3 hệ số Cronbach’s Alpha lớn 0,6 Điều cho thấy biến quan sát thang đo đảm bảo độ tin cậy Do đó, 06 biến quan sát cho biến mơi trường pháp lí giữ lại để phân tích EFA 4.1.3 Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha cho thang đo biến “nhân lực kế tốn” Thang đo nhân tố nhân lực kế tốn có hệ số Cronbach’s Alpha cao 0,823 Hệ số tương quan biến tổng quan sát nhân tố lớn 0,3 hệ số Cronbach’s Alpha lớn 0,6 Điều cho thấy biến quan sát thang đo đảm bảo độ tin cậy Do đó, 05 biến quan sát cho biến nhân lực kế tốn giữ lại để phân tích EFA 4.1.4 Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha cho thang đo biến “nhận thức nhà quản lí” Thang đo nhân tố nhận thức nhà quản lí có hệ số Cronbach’s Alpha cao 0,745 Hệ số tương quan biến tổng quan sát nhân tố lớn 0,3 hệ số Cronbach’s Alpha lớn 0,6 Điều cho thấy biến quan sát thang đo đảm bảo độ tin cậy Do đó, 03 biến quan sát cho biến nhận thức nhà quản lí giữ lại để phân tích EFA 287 Hội thảo Khoa học “Các vấn đề đương đại lĩnh vực Kinh tế, Luật: Từ lí thuyết đến thực tiễn” 4.1.5 Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha cho thang đo biến “đặc điểm đơn vị nghiệp công lập” Kết kiểm tra độ tin cậy thang đo nhân tố đặc điểm đơn vị nghiệp công lập có hệ số Cronbach’s Alpha 0,689 Hệ số tương quan biến tổng quan sát nhân tố lớn 0,3 hệ số Cronbach’s Alpha lớn 0,6 Điều cho thấy biến quan sát thang đo đảm bảo độ tin cậy Do đó, 05 biến quan sát cho biến đặc điểm đơn vị nghiệp cơng lập giữ lại để phân tích EFA 4.1.6 Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha cho thang đo biến “công nghệ thông tin” Thang đo nhân tố cơng nghệ thơng tin có hệ số Cronbach’s Alpha 0,740 Hệ số tương quan biến tổng quan sát nhân tố lớn 0,3 hệ số Cronbach’s Alpha lớn 0,6 Điều cho thấy biến quan sát thang đo đảm bảo độ tin cậy Do đó, 03 biến quan sát cho biến công nghệ thông tin giữ lại để phân tích EFA 4.1.7 Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha cho thang đo biến “hệ thống kiểm soát nội bộ” Kết kiểm tra độ tin cậy thang đo nhân tố hệ thống kiểm soát nội có hệ số Cronbach’s Alpha 0,773 Hệ số tương quan biến tổng quan sát > 0,3 hệ số Cronbach’s Alpha lớn 0,6 Điều cho thấy biến quan sát thang đo đảm bảo độ tin cậy Do đó, 05 biến quan sát cho biến hệ thống kiểm soát nội giữ lại để phân tích EFA 4.1.8 Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha cho thang đo biến “nhu cầu thơng tin kế tốn” Thang đo nhân tố nhu cầu thơng tin kế tốn có hệ số Cronbach’s Alpha 0,787 Hệ số tương quan biến tổng quan sát nhân tố lớn 0,3 hệ số Cronbach’s Alpha lớn 0,6 Điều cho thấy biến quan sát thang đo đảm bảo độ tin cậy Do đó, 03 biến quan sát cho biến “nhu cầu thơng tin kế tốn” giữ lại để phân tích EFA 4.1.9 Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha cho thang đo biến “cơng tác kế tốn” Thang đo nhân tố cơng tác kế tốn có hệ số Cronbach’s Alpha 0,823 Hệ số tương quan biến tổng quan sát nhân tố lớn 0,3 hệ số Cronbach’s Alpha lớn 0,6 Điều cho thấy biến quan sát thang đo đảm bảo độ tin cậy Do đó, 03 biến quan sát cho biến cơng tác kế tốn giữ lại để phân tích EFA Như vậy, thơng qua cơng cụ phân tích hệ số Cronbach’s Alpha xác định có 36 biến quan sát thuộc nhân tố đạt hệ số Cronbach’s Alpha hệ số tương quan tổng nên giữ lại để tiếp tục phân tích khám phá EFA Mục đích 288 Hội thảo Khoa học “Các vấn đề đương đại lĩnh vực Kinh tế, Luật: Từ lí thuyết đến thực tiễn” việc phân tích EFA để tìm thang đo tin cậy tốt cho nhân tố để phân tích hồi quy, việc phân tích EFA tìm nhân tố cho mơ hình, nhiên, loại bỏ biến quan sát để tìm thang độ tin cậy cho mơ hình nghiên cứu điều chắn việc loại bỏ biến bước phân tích nhiều, đặc biệt nghiên cứu nghiên cứu trường hợp khác 4.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA 4.2.1 Phân tích khám phá EFA cho biến độc lập Như vậy, 33 biến quan sát từ nhân tố mơ hình nghiên cứu đề xuất đưa vào phân tích EFA, chúng tơi kì vọng sau phân tích nhân tố giữ 08 nhân tố với số lượng biến quan sát rút gọn phát nhân tố (nếu có) để bổ sung mơ hình Các điều kiện kiểm tra hệ số KMO đạt lớn Sig Bartlett’s Test nhỏ 5% Kết cho thấy biến quan sát trình thực phân tích khám phá EFA hồn tồn phù hợp với phân tích nhân tố Phương pháp trích phân tích nhân tố nghiên cứu phân tích nhân tố (principal component analysis) với giá trị trích Eigenvalue lớn Điều có nghĩa có nhân tố trích có giá trị Eigenvalue lớn giữ lại mơ hình phân tích Các tiêu chí loại biến quan sát trình phân tích khám phá bao gồm: hệ số tải nhân tố không nhỏ 50%, độ giá trị hệ số tải biến quan sát thuộc nhiều nhân tố phân tích phải nhỏ 0,3 (max – < 0,3) độ ý nghĩa nội dung, chủ yếu bị loại hệ số tải độ giá trị không đảm bảo Kết phân tích khám phá mong đợi, có 08 nhân tố rút lần phân tích khám phá là: (1) nhận thức nhà quản lí, (2) chuyên gia tư vấn, (3) nhân lực kế tốn, (4) đặc điểm đơn vị nghiệp cơng lập, (5) công nghệ thông tin, (6) nhu cầu thông tin kế toán, (7) hệ thống kiểm soát nội bộ, (8) mơi trường pháp lí Tất điều kiện phân tích nhân tố khám phá đáp ứng, hệ số KMO = 0,719> 0.5; Sig = 0,000 < 0,05 Điều chứng tỏ việc phân tích nhân tố để nhóm biến lại với thích hợp liệu phù hợp cho việc phân tích nhân tố 289 Hội thảo Khoa học “Các vấn đề đương đại lĩnh vực Kinh tế, Luật: Từ lí thuyết đến thực tiễn” Bảng 1: Hệ số KMO kiểm định Bartlett thành phần KMO and Bartlett's Test Hệ số KMO 719 Giá trị Chi-Square Mơ hình kiểm tra Bartlett Bậc tự Sig (p – value) 230.730 000 (Nguồn: Phân tích liệu) Các nhân tố có giá trị Eigenvalues = 1.009 > Phương sai trích 65,843% > 50% đạt yêu cầu Với phương pháp rút trích Principal components phép quay Varimax, có 08 nhân tố rút trích từ biến quan sát Điều cho thấy 08 nhân tố rút trích thể khả giải thích 65,843% thay đổi biến phụ thuộc tổng thể 4.2.2 Phân tích khám phá EFA cho biến phụ thuộc “đánh giá cơng tác kế tốn” Nghiên cứu có 01 biến phụ thuộc “đánh giá cơng tác kế tốn” với 03 biến quan sát, kết phân tích EFA cho thấy tất điều kiện phân tích nhân tố khám phá đáp ứng, hệ số KMO = 0,719> 0.5; Sig = 0,000 < 0,05; hệ số tải nhân tố > 0,5; giá trị trích Eigenvalue = 2.220 (yêu cầu lớn 1); tổng phương sai trích đạt 74,009% Bảng 2: Hệ số KMO kiểm định Bartlett thành phần KMO and Bartlett's Test Hệ số KMO 719 Giá trị Chi-Square Mơ hình kiểm tra Bartlett Bậc tự Sig (p – value) (Nguồn: Phân tích liệu) 290 230.730 000 Hội thảo Khoa học “Các vấn đề đương đại lĩnh vực Kinh tế, Luật: Từ lí thuyết đến thực tiễn” 4.3 Phân tích tương quan Pearson Kiểm định hệ số tương quan Pearson dùng để kiểm tra mối liên hệ tuyến tính biến độc lập biến phụ thuộc Ma trận tương quan cho biết tương quan biến phụ thuộc với biến độc lập tương quan biến độc lập với Hệ số tương quan việc đánh giá cơng tác kế tốn với biến độc lập tương đối Hệ số tương quan biến độc lập thấp Tuy nhiên, ta phải xét vai trò biến độc lập tượng đa cộng tuyến Kết phân tích tương quan cho biến phụ thuộc CTKT có hệ số Sig = 000 < 5%, có Sig biến CGTV không phù hợp lớn 5% vậy, chúng tơi loại biến CGTV Cịn lại 07 biến độc lập: MTPL, NV, NT, DD, CNTT, KSNB, NC Cả 07 biến tương quan với biến phụ thuộc CTKT, 07 biến độc lập giữ lại để phân tích hồi quy 4.4 Phân tích hồi quy Phát từ bước nghiên cứu trước nhân tố ảnh hưởng đến kết phân tích EFA cho thấy nhân tố mơi trường pháp lí, nhân lực kế tốn, nhận thức nhà quản lí, đặc điểm đơn vị nghiệp công lập, công nghệ thông tin, hệ thống kiểm sốt nội bộ, nhu cầu thơng tin kế tốn ảnh hưởng đến cơng tác kế tốn đơn vị nghiệp thuộc Sở NN&PTNT tỉnh Tây Ninh Phương trình hồi quy: CTKT = β0+ β1 MTPL + β2 NV + β3 NT + β4 DD + β5 CNTT+ β6KSNB + β7 NC + ε Trong đó: Biến MTPL: Mơi trường pháp lí Biến NV: Nhân lực kế tốn Biến NT: Nhận thức nhà quản lí Biến DD: đặc điểm đơn vị nghiệp công lập Biến CNTT: công nghệ thông tin Biến KSNB: Hệ thống kiểm sốt nội Biến NC: Nhu cầu thơng tin kế toán ε: Hệ số nhiễu β: Hệ số hồi quy CTKT: Cơng tác kế tốn Kết cho thấy mơ hình có độ phù hợp đạt u cầu (R2 = 0,835) Hệ số R2 hiệu chỉnh (Adjusted Square) mơ hình 0,830, nghĩa mơ hình hồi quy tuyến tính xây dựng phù hợp với tập liệu đến mức 83% Điều có 291 Hội thảo Khoa học “Các vấn đề đương đại lĩnh vực Kinh tế, Luật: Từ lí thuyết đến thực tiễn” nghĩa có 83% biến thiên kiểm sốt nội giải thích chung 08 biến độc lập mơ hình Bảng 3: Kiểm tra độ phù hợp mơ hình Model Summaryb Mơ hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 - hiệu chỉnh Sai số chuẩn ước lượng 914a 835 830 291 (Nguồn: Phân tích liệu) a Biến độc lập: MTPL, NV, NT, DD, CNTT, KSNB, NC b Biến phụ thuộc: CTKT Kiểm định F tính phù hợp mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể Kiểm định cho biết biến phụ thuộc có tương quan tuyến tính với tồn biến độc lập hay không Giả thuyết H0 là: β1 = β2 = β3 = β4 = β5 = β6 = β7 = Kiểm định F giá trị sig Nếu giả thuyết H0 bị bác bỏ, kết luận biến độc lập mơ hình giải thích thay đổi biến phụ thuộc, điều đồng nghĩa mơ hình xây dựng phù hợp với tập liệu biến Bảng 4: Bảng phân tích ANOVA ANOVAa Mơ hình Tổng bình phương Bậc tự Trung bình bình phương Hồi quy 88.335 12.619 Phần dư 17.440 206 085 Tổng 105.776 213 (Nguồn: Phân tích liệu) 292 F Sig 149.057 000b Hội thảo Khoa học “Các vấn đề đương đại lĩnh vực Kinh tế, Luật: Từ lí thuyết đến thực tiễn” a Biến phụ thuộc: CTKT b Biến độc lập: MTPL, NV, NT, DD, CNTT, KSNB, NC Kết cho thấy giá trị Sig = 000 (< 0.05), điều chứng tỏ mơ hình hồi quy xây dựng phù hợp với liệu thu thập được, biến đưa vào có ý nghĩa mặt thống kê với mức ý nghĩa 5% nên bác bỏ giả thuyết H0 Điều có ý nghĩa biến độc lập mơ hình có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc, tức kết hợp biến độc lập giải thích thay đổi biến phụ thuộc Mơ hình hồi quy tuyến tính bội xây dựng phù hợp sử dụng Bảng 5: Bảng kết hồi quy Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardi T zed Coefficie nts B Beta Std Error (Constan -1.223 t) 165 MTPL 383 061 NV 290 NT Sig Collinearity Statistics Toleran VIF ce -7.394 000 297 6.322 000 362 2.764 053 254 5.494 000 374 2.675 047 040 041 1.187 237 678 1.475 DD 113 061 086 1.870 063 376 2.662 CNTT 096 036 089 2.655 009 712 1.405 KSNB 303 054 261 5.642 000 373 2.680 NC 094 035 095 2.717 007 655 1.527 (Nguồn: Phân tích liệu) a Dependent Variable: CTKT Nhìn vào bảng kết hồi quy, ta thấy hệ số Sig 07 nhân tố độc lập MTPL, NT, NV, DD, CNTT, KSNB, NC < 5% hệ số phóng đại phương sai VIF thấp (< 2,764) Điều chứng tỏ tượng đa cộng tuyến không xảy với biến độc lập 293 Hội thảo Khoa học “Các vấn đề đương đại lĩnh vực Kinh tế, Luật: Từ lí thuyết đến thực tiễn” Phương trình hồi quy: CTKT= 0,297MTPL+0,261KSNB + 0,254NV + 0,095NC + 0,089CNTT + 0,086DD+ 0,041NT Để so sánh mức độ ảnh hưởng nhân tố độc lập cơng tác kế tốn, ta vào hệ số Beta chuẩn hóa Theo đó, nhân tố có trọng số Beta chuẩn hóa lớn có nghĩa nhân tố ảnh hưởng mạnh đến biến phụ thuộc Ta thấy, phương trình hồi quy, nhân tố ảnh hưởng cơng tác kế tốn, nhân tố mơi trường pháp lí ảnh hưởng mạnh đến cơng tác kế toán với Beta = 0,297; nhân tố hệ thống kiểm soát nội ảnh hưởng mạnh thứ hai với hệ số Beta = 0,261; nhân tố nhân lực kế toán ảnh hưởng mạnh thứ ba với hệ số Beta = 0,254; nhân tố nhu cầu thông tin kế toán ảnh hưởng thứ tư với hệ số Beta = 0,095; nhân tố thứ sáu đặc điểm đơn vị nghiệp công lập hệ số Beta = 0,086 ảnh hưởng thấp nhận thức nhà quản lí với hệ số Beta = 0,041 KẾT LUẬN Nhằm mục đích khám phá nhân tố ảnh hưởng đến cơng tác kế tốn đơn vị nghiệp – trường hợp Sở NN&PTNT Tây Ninh, đo lường mức độ ảnh hưởng nhân tố đến công tác kế toán, đồng thời xem xét khác biệt đánh giá mức tác động chúng Thông qua hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha phân tích EFA dùng để kiểm định thang đo nghiên cứu định lượng thức với cỡ mẫu n = 127 Các thang đo đưa vào khảo sát nghiên cứu định lượng thức Kết nghiên cứu cho thấy có 08 yếu tố ảnh hưởng đến cơng tác kế toán đơn vị nghiệp thuộc Sở NN&PTNT Tây Ninh: nhận thức nhà quản lí, chuyên gia tư vấn, nhân lực kế toán, đặc điểm đơn vị nghiệp công lập, công nghệ thông tin, nhu cầu thơng tin kế tốn, hệ thống kiểm sốt nội bộ, mơi trường pháp lí Kết nghiên cứu mức độ ảnh hưởng nhân tố để đưa định hướng, quan điểm giải pháp nhằm nâng cao công tác kế toán đơn vị nghiệp thuộc Sở NN&PTNT Tây Ninh TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Chính phủ Nước CHXHCN Việt Nam Nghị định quy định quyền tự chủ, tự chịu trách nhiệm thực nhiệm vụ, tổ chức máy, biên chế và tài đơn vị nghiệp công lập Nghị định 43/2006/NĐ-CP ngày 25/04/2006 Hà Nội; 2006 [2] Nguyễn Đình Thọ Phương pháp nghiên cứu khoa học kinh doanh Hà Nội: Nhà Xuất Lao động Xã hội; 2011 [3] Đinh Phi Hổ Thống kê ứng dụng kinh doanh TP HCM: Nhà Xuất Tài chính; 2014 294 ... ? ?nhân tố ảnh hưởng đến cơng tác kế toán đơn vị nghiệp – trường hợp Sở NN&PTNT Tây Ninh? ?? cần thiết KHUNG LÍ THUYẾT 2.1 Các nhân tố ảnh hưởng đến cơng tác kế tốn đơn vị nghiệp – trường hợp Sở Nông. .. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 Mơ hình hồi quy nhân tố ảnh hưởng đến công tác kế toán đơn vị nghiệp – trường hợp Sở Nông nghiệp Phát triển nông thôn Tây Ninh Mơ hình hồi quy để kiểm định giả thuyết... cao chất lượng công tác kế toán đơn vị Giả thuyết H3: Nhân lực kế tốn có ảnh hưởng tích cực đến cơng tác kế toán đơn vị nghiệp – trường hợp Sở NN&PTNT Tây Ninh 2.1.4 Đặc điểm đơn vị nghiệp cơng