8. Kết cấu của luận văn
3.5.3. Kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến
Trƣớc tiên, kiểm định giá trị sig của từng biến độc lập, sig ≤ 0.05 nghĩa là biến đó có ý nghĩa trong mô hình, ngƣợc lại sig > 0.05 nghĩa là biến đó cần đƣợc loại bỏ. Tiếp theo, kiểm định hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta, trong tất cả hệ số hồi quy, biến độc lập nào có Beta lớn nhất thì biến đó ảnh hƣởng nhiều nhất đến sự thay đổi của biến phụ thuộc; nếu hệ số Beta âm nghĩa là biến đó tác động nghịch; hệ số Beta dƣơng nghĩa là biến đó tác động thuận. Cuối cùng là kiểm tra hệ số phóng đại phƣơng sai (VIF), giá trị này dùng để kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến, qua đó nếu hệ số VIF < 10 chứng tỏ không xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Bảng 3.24. Bảng phân tích trọng số hồi quy Mô hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Hệ số Tolerance VIF 1 (hằng số) .206 .186 1.107 .270 HVQT .206 .040 .287 5.172 .000 .700 1.428 HTQL .089 .040 .126 2.249 .026 .682 1.466 NSKT .362 .039 .466 9.251 .000 .848 1.179 MTDN .085 .028 .147 3.011 .003 .899 1.113 KSNB .162 .035 .233 4.580 .000 .830 1.204
Kết quả từ bảng trên cho thấy, trọng số của các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê vì sig < 0.05. Đồng thời, các biến độc lập tác động cùng chiều vào biến phụ thuộc do các biến độc lập đều có hệ số Beta chuẩn hóa lớn hơn 0. Bên cạnh đó, ta thấy biến NSKT có hệ số Beta lớn nhất là 0.466 do đó biến NSKT có tác động mạnh nhất đến sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Mô hình hồi quy có 5 biến độc lập và các hệ số VIF đều nhỏ hơn 10, do vậy không có hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra.
3.5.4. Phƣơng tr nh hồi quy tuyến tính bội
Với dữ liệu thu đƣợc thì phƣơng trình hồi quy chuẩn hóa có dạng:
CLTT = 0.466 x NSKT + 0.147 x MTDN + 0.233 x KSNB + 0.287 x HVQT + 0.126 x HTQL
Hình 3.1. Mô hình các nhân tố tác động đến CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh B nh Định
Nhƣ vậy:
- Trong các điều kiện các nhân tố khác không thay đổi, khi Nhân sự kế toán tăng lên 1 thì CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định tăng 0.466 đơn vị.
- Trong các điều kiện các nhân tố khác không thay đổi, khi Môi trƣờng doanh nghiệp tăng lên 1 thì CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định tăng 0.147 đơn vị.
- Trong các điều kiện các nhân tố khác không thay đổi, khi Hiệu quả của hệ thống KSNB tăng lên 1 thì CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định tăng 0.233 đơn vị.
- Trong các điều kiện các nhân tố khác không thay đổi, khi Hành vi quản trị của nhà quản lý tăng lên 1 thì CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định tăng 0.287 đơn vị.
- Trong các điều kiện các nhân tố khác không thay đổi, khi Sự hỗ trợ của
Nhân sự kế toán
Môi trƣờng doanh nghiệp
Hiệu quả của hệ thống kiểm soát nội bộ
Hành vi quản trị của nhà quản lý Sự hỗ trợ của nhà quản lý Chất lƣợng thông tin kế toán trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định β = 0.466 β = 0.147 β = 0.233 β = 0.287 β = 0.126
nhà quản lý tăng lên 1 thì CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định tăng 0.126 đơn vị.
Trong các nhân tố trên thì nhân tố Nhân sự kế toán có mức độ tác động mạnh nhất đến CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định.
3.6. KIỂM ĐỊNH VỀ PHÂN PHỐI CHUẨN CỦA PHẦN DƢ
Phần dƣ có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do nhƣ sử dụng sai mô hình, phƣơng sai không phải là hằng số, số lƣợng các phần dƣ không đủ nhiều để phân tích. Do vậy, một trong những cách khảo sát đơn giản nhất là sử dụng biểu đồ tần số Histogram của các phần dƣ để kiểm tra giả định này.
Hình 3.2. Biểu đồ tần số của phần dƣ chuẩn hóa của mô hình (Histogram)
Kết quả từ biều đồ tần số Histogram của phần dƣ chuẩn hóa cho thấy, phân phối của phần dƣ xấp xỉ chuẩn thể hiện ở giá trị trung bình Mean gần bằng 0, độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.983 gần bằng 1. Do đó, có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn của phần dƣ không bị vi phạm.
Hình 3.3. Đồ thị phân bố phần dƣ hàm hồi quy (Normal P-P Plot)
Hình 3.3. là biểu đồ tuyến tính Normal P-P Plot cho thấy các giá trị dự đoán phân phối gần nhƣ theo đƣờng thằng chứng tỏ đây là mô hình hồi quy tuyến tính. Các điểm phân vị trong phân phối của phần dƣ tập trung thành một đƣờng chéo. Nhƣ vậy, giả định phân phối chuẩn của phần dƣ không bị vi phạm.
Để kiểm định giả định phƣơng sai của phần dƣ không đổi, ta sử dụng đồ thị phân tán của phần dƣ đã đƣợc chuẩn hóa và giá trị dự báo đã đƣợc chuẩn hóa. Kết quả ở hình 3.3 cho thấy các phần dƣ chuẩn hóa phân bổ tập trung quanh đƣờng tung độ O trong một phạm vi không đổi. Do vậy, giả định tuyến tính không bị vi phạm.
3.7. KIỂM ĐỊNH T-TEST
Kiểm định T-Test nhằm mục đích so sánh giá trị trung bình của CLTTKT trên BCTC với điểm giữa của thang đo. Thang đo đƣợc sử dụng để đo lƣờng là Likert 5 điểm. Trong 5 mức độ Likert, điểm 1 và điểm 2 đại diện cho ý kiến không đồng ý, điểm 4 và 5 đại diện cho ý kiến là đống ý, điểm 3 là điểm trung gian ngăn cách giữa 2 bên ý kiến đồng ý và không đồng ý. Do vậy, điểm giữa của thang đo Likert là mức 3 (mức trung lập). Kết quả kiểm định nhƣ sau:
Bảng 3.25. Kết quả kiểm định T-Test
N Giá trị trung bình
Độ lệch chuẩn
Sai số chuẩn
trung bình t Sig. (2-tailed) NSKT1 150 3.61 .866 .071 8.578 .000 NSKT2 150 3.57 .847 .069 8.196 .000 NSKT3 150 3.51 .784 .064 8.024 .000 NSKT5 150 3.61 .897 .073 8.287 .000 NSKT6 150 3.64 .838 .068 9.357 .000 MTDN1 150 3.73 1.055 .086 8.437 .000 MTDN2 150 3.64 1.070 .087 7.326 .000 MTDN3 150 3.75 1.063 .087 8.603 .000 KSNB1 150 3.61 .851 .069 8.736 .000 KSNB2 150 3.57 .830 .068 8.458 .000
N Giá trị trung bình
Độ lệch chuẩn
Sai số chuẩn
trung bình t Sig. (2-tailed) KSNB4 150 3.54 .872 .071 7.586 .000 HVQT1 150 3.79 .943 .077 10.300 .000 HVQT2 150 3.79 .877 .072 11.079 .000 HVQT3 150 3.77 .878 .072 10.696 .000 HVQT4 150 3.81 .865 .071 11.426 .000 HTQL1 150 3.31 .912 .074 4.119 .000 HTQL2 150 3.37 .909 .074 5.031 .000 HTQL3 150 3.28 .935 .076 3.668 .000 HTQL4 150 3.29 .830 .068 4.229 .000
Giả thuyết đặt ra là điểm đánh giá trung bình đối với tất cả các tiêu chí của các nhân tố là 3. Kết quả kiểm định từ bảng trên cho thấy, tất cả các giá trị sig đều nhỏ hơn 0.05. Nhƣ vậy, có thể bác bỏ giả thuyết ban đầu nghĩa là điểm đánh giá trung bình đối với tất cả các tiêu chí của các nhân tố là khác 3. Đồng thời, giá trị trung bình của các tiêu chí dao động từ 3.28 đến 3.8, tất cả đều lớn hơn 3. Kết luận là các đối tƣợng thực hiện khảo sát có mức độ đồng ý với các tiêu chí trên mức trung lập là 3.
3.8. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Nghiên cứu này sử dụng phƣơng pháp hỗn hợp giữa định tính và định lƣợng. Dựa trên các nghiên cứu đã đƣợc công bố ở trong và ngoài nƣớc kết hợp với khảo sát ý kiến chuyên gia, tác giả đã tìm hiểu và xác định có 5 nhân tố bên trong doanh nghiệp tác động đến CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định gồm: (1) Nhân sự kế toán; (2 Môi trƣờng doanh nghiệp; (3) Hiệu quả của hệ thống KSNB; (4) Hành vi quản trị của nhà quản lý; (5) Sự hỗ trợ
độ tác động của các nhân tố đến CLTTKT trên BCTC.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, từ 6 yếu tố (trong đó 5 yếu tố độc lập và 1 yếu tố phụ thuộc) với 28 biến quan sát, sau khi kiểm tra độ tin cậy Cronbach’s alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, tác giả đã giữ lại 6 yếu tố nhƣng đã loại bỏ 2 biến quan sát là: NSKT4 (Lợi ích cá nhân) và KSNB3 (KSNB tại đơn vị giám sát thƣờng xuyên hoạt động của hệ thống thông tin kế toán), còn lại 26 biến quan sát tiếp tục cho phân tích tƣơng quan và hồi quy.
Phân tích hệ số tƣơng quan Pearson giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc đều có sig = 0.000 < 0.05 và hệ số tƣơng quan Pearson đều lớn hơn 0.1. Nhƣ vậy, các biến độc lập có tƣơng quan tuyến tính với biến phụ thuộc và có ý nghĩa thống kê để phân tích hồi quy.
Thông qua phân tích hồi quy, nghiên cứu đã xây dựng đƣợc phƣơng trình hồi quy chuẩn hóa nhƣ sau:
CLTT = 0.466 x NSKT + 0.147 x MTDN + 0.233 x KSNB + 0.287 x HVQT + 0.126 x HTQL
KẾT LUẬN CHƢƠNG 3
Trong chƣơng này, tác giả đã trình bày các kết quả phân tích và kiểm định mô hình nghiên cứu định lƣợng dựa trên dữ liệu khảo sát. Kết quả xử lý và phân tích dữ liệu cho phép tác giả xây dựng thang đo cho các nhân tố bên trong doanh nghiệp tác động đến CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định. Đồng thời đƣa ra kết luận chấp nhận các giả thuyết nghiên cứu đã xây dựng ở chƣơng 2.
Dựa vào kết quả phân tích mô hình hồi quy, tác giả cũng đã xác định đƣợc mức độ tác động của từng nhân tố đến CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định. Từ đó, làm cơ sở cho việc đề xuất kiến nghị nhằm nâng cao CLTTKT trên BCTC của các DNNVV tại tỉnh Bình Định.
CHƢƠNG 4: BÀN LUẬN KẾT QUẢ VÀ KẾT LUẬN
Từ kết quả nghiên cứu đƣợc trình bày ở chƣơng 3, chƣơng này sẽ bàn luận kết quả, từ đó đƣa ra một số kiến nghị cho các doanh nghiệp trong việc nâng cao CLTTKT trên BCTC.
4.1. BÀN LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Từ kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố “Nhân sự kế toán” có tác động mạnh nhất đến CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định. Kết quả này là phù hợp với nghiên cứu của Hongjiang Xu & ctg (2003), Albu et al (2010), Admad Al-Hiyari & ctg (2013 ; Võ Văn Nhị và Trần Thị Thanh Hải (2013); Phan Minh Nguyệt (2014 . Điều này cũng hoàn toàn phù hợp với thực trạng hiện nay tại các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định. Trên thực tế, các doanh nghiệp có bộ máy nhân sự kế toán hoàn thiện và luôn chú trọng đến công tác tuyển dụng nhân sự cũng nhƣ chú trọng đến công tác đào tạo, bồi dƣỡng kiến thức chuyên môn, nghiệp vụ và cập nhật kịp thời các chính sách về kế toán, thuế, kỹ năng vi tính... cho nhân viên thì doanh nghiệp đó có CLTTKT trên BCTC đƣợc nâng cao. Tuy nhiên, thực tế cũng cho thấy, hiện nay một số DNNVV do gặp hạn chế về vốn cũng nhƣ phải chịu sức ép trong cạnh tranh nên gặp khó khăn trong việc xây dựng một bộ máy nhân sự hoàn chỉnh, hệ quả là doanh nghiệp sẽ có một hệ thống kế toán rời rạc, nhiều rủi ro, hoạt động kém hiệu quả dẫn đến thông tin cung cấp không kịp thời, thiếu chính xác ảnh hƣởng đến việc đƣa ra quyết định của nhà quản trị. Điều này, cũng đồng nghĩa với việc CLTTKT trên BCTC yếu kém, không mang lại hiệu quả cho nhà quản trị.
Nhân tố “Hành vi quản trị của nhà quản lý” cũng tác động mạnh đến CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định. Có thể thấy, có sự tách biệt rõ ràng giữa quyền sở hữu và quyền quản lý trong các
DNNVV, điều này làm nảy sinh khuynh hƣớng tƣ lợi cá nhân của ngƣời ủy quyền và ngƣời đại diện trong doanh nghiệp. Xét về mặt hình thức, ngƣời ủy quyền và ngƣời đại diện cùng hƣớng đến mục tiêu là đạt đƣợc lợi ích chung của công ty, nhƣng xét về mặt bản chất thì lại có đối kháng về lợi ích. Nói cách khác, nếu ngƣời đại diện không sở hữu hoặc sở hữu không đáng kể cổ phiếu của doanh nghiệp thì ngƣời đại diện thƣờng không cố gắng làm tăng lợi ích của ngƣời ủy quyền và ngƣợc lại. Họ sẽ vạch ra những phƣơng án, cách thức kinh doanh và quản lý…. có thể sẽ không mang đến hiệu quả cao nhất hay thậm chí không đạt hiệu quả nếu phƣơng án đó mang đến cho họ lợi ích về vật chất (Lê Vinh Triển, 2006 . Và đó cũng là lý do mà kế toán đƣợc xem là một công cụ hữu hiệu đƣợc ngƣời đại diện sử dụng để đạt đƣợc các lợi ích này (Céline Michailesco, 2010).
Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy nhân tố “Hiệu quả của hệ thống KSNB” có tác động mạnh đến CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định. Kết quả này giống với kết quả nghiên cứu của Nunuy Nur Afiah & Dien Noviany Rahmatiha (2014), Iffah Binti Abdullah (2015) và Mai Thị Hoa (2020). Có thể thấy, KSNB đóng vai trò quan trọng trong việc nâng cao CLTTKT trên BCTC vì nó giúp hạn chế đƣợc các sai sót và gian lận. Tuy nhiên, trên thực tế, hệ thống kế toán DNNVV ở Việt Nam nói chung và trên địa bàn tỉnh Bình Định nói riêng cũng đã tích hợp một số thủ tục kiểm soát nhƣng chƣa đạt hiệu quả cao do các doanh nghiệp chƣa chú trọng đến vai trò của hệ thống KSNB tại doanh nghiệp mình. Do đó, việc kết hợp hệ thống KSNB với tổ chức kế toán là điều cần thiết. Từ kết quả trên, có thể kết luận rằng hệ thống KSNB hữu hiệu có ảnh hƣởng tích cực đến CLTTKT trên BCTC.
Ngoài những nhân tố trên, hai nhân tố “Môi trƣờng doanh nghiệp” và “Sự hỗ trợ của nhà quản lý” cũng tác động đến CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định nhƣng tác động không mạnh. Trong nền
kinh tế hội nhập hiện nay thì không thể phủ nhận tầm quan trọng của nhà quản trị trong doanh nghiệp vì họ là những ngƣời chèo lái doanh nghiệp, các quyết định kinh doanh của họ sẽ ảnh hƣởng trực tiếp đến tình hình kinh doanh của doanh nghiệp do vậy họ cần nhận thức đƣợc tầm quan trọng của CLTTKT cũng nhƣ phải có kiến thức về hệ thống thông tin kế toán nhằm đƣa ra những quyết định kinh doanh đúng đắn, kịp thời. Chính những hạn chế về sự hiểu biết của nhà quản lý đã làm giảm hiệu quả của hệ thống thông tin kế toán trong việc đáp ứng nhu cầu thông tin, trong đó có thông tin trên BCTC (Ismail & King, 2007). Thực tế hiện nay, mặc dù các nhà quản trị doanh nghiệp vẫn tham gia vào quá trình xây dựng, vận hành, kiểm tra, giám sát thông tin BCTC tuy nhiên vai trò của họ vẫn còn hạn chế. Bên cạnh đó, sự trao đổi thông tin giữa các cá nhân trong doanh nghiệp cũng nhƣ sự hợp tác giữa họ trong quá trình thực hiện quy trình hệ thống thông tin kế toán cũng đã đƣợc các doanh nghiệp chú trọng nhất là trong nền kinh tế hội nhập hiện nay. Điều này cũng hoàn toàn phù hợp với thực trạng hiện nay tại các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định.
4.2. KẾT LUẬN
Từ phƣơng trình hồi quy chuẩn hóa ở chƣơng 3, cho thấy mức độ tác động của từng nhân tố theo thứ tự giảm dần đƣợc thể hiện qua bảng sau:
Bảng 4.1. Mức độ tác động của các nhân tố bên trong doanh nghiệp
STT Nhân tố Mức độ tác động
1 Nhân sự kế toán β = 0.466 2 Hành vi quản trị của nhà quản lý β = 0.287 3 Hiệu quả của hệ thống KSNB β = 0.233 4 Môi trƣờng doanh nghiệp β = 0.147 5 Sự hỗ trợ của nhà quản lý β = 0.126
động đến CLTTKT trên BCTC của các DNNVV trên địa bàn tỉnh Bình Định