Sử dụng phương pháp Enter để phân tích hồi quy tuyến tính để đánh giá tác động của các biến độc lập đến việc sử dụng KTQT trong các DN.
Mô hình đầu tiên kiểm định các giả thuyết nhóm 1 để đánh giá tác động của áp lực cạnh tranh, mức độ phân quyền, tình trạng áp dụng CNTT, mức độ quan tâm của NQT đến KTQT và trình độ chuyên môn của nhân viên kế toán đến biến phụ thuộc là các kỹ thuật hỗ trợ ra quyết định.
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính thu được kết quả như sau: Bảng tóm tắt mô hình Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .948a .899 .897 .29346 2.107 a. Predictors: (Constant), TĐKT, PQ, CTR, CNTT, NQT b. Dependent Variable: KTQĐ
Giá trị R2 hiệu chỉnh bằng 0,897 cho thấy các biến độc lập ảnh hưởng đến 89,7% sự thay đổi của biến phụ thuộc. 10,3% còn lại là do tác động của các yếu tố khác ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên.
Hệ số Durbin-Watson = 2,107 nằm trong khoảng từ 1,5 đến 2,5 nên không xảy ra hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất.
ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 158.656 5 31.731 368.470 .000b
Residual 17.826 207 .086 Total 176.483 212
a. Dependent Variable: KTQĐ
b. Predictors: (Constant), TĐKT, PQ, CTR, CNTT, NQT
Bảng ANOVA cho Sig = 0,000 < 0,05 cho thấy mô hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng Coefficients cho thấy hệ số VIF nhỏ hơn 2 cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến. Tuy nhiên, biến sự quan tâm của NQT cấp cao đến KTQT (NQT) có sig > 0,05 nên kết quả phân tích không có ý nghĩa. Biến sự quan tâm của NQT cấp cao đến KTQT bị loại ra khỏi mô hình. Giả thuyết H1-4: “Tồn tại tương quan tích cực giữa sự quan tâm của NQT đến KTQT với mức độ sử dụng các kỹ thuật hỗ trợ ra quyết
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) -3.200 .266 -12.011 .000 CTR 2.002 .147 .302 13.627 .000 .997 1.003 PQ 5.511 .144 .858 38.365 .000 .975 1.026 CNTT 1.534 .158 .216 9.692 .000 .981 1.019 NQT .425 .293 .033 1.453 .148 .953 1.050 TĐKT 1.196 .142 .187 8.415 .000 .992 1.008 a. Dependent Variable: KTQĐ
Giả thuyết H0-4: Không tồn tại tương quan tích cực giữa sự quan tâm của NQT
đến KTQT với mức độ sử dụng các kỹ thuật hỗ trợ ra quyết định.
Sau khi loại bỏ biến Sự quan tâm của NQT cấp cao đến KTQT ra khỏi mô hình, tiến hành phân tích lại lần 2 thu được kết quả sau:
Bảng tóm tắt mô hình: Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .948a .898 .896 .29424 2.088 a. Predictors: (Constant), TĐKT, PQ, CTR, CNTT b. Dependent Variable: KTQĐ
Giá trị R2 hiệu chỉnh bằng 0,896 cho thấy các biến độc lập ảnh hưởng đến 89,6% sự thay đổi của biến phụ thuộc. 10,4% còn lại là do tác động của các yếu tố khác ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên.
Hệ số Durbin-Watson = 2,088 nằm trong khoảng từ 1,5 đến 2,5 nên không xảy ra hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất.
ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 158.475 4 39.619 457.616 .000b
Residual 18.008 208 .087 Total 176.483 212
a. Dependent Variable: KTQĐ
b. Predictors: (Constant), TĐKT, PQ, CTR, CNTT
Bảng ANOVA cho Sig = 0,000 < 0,05 cho thấy mô hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Residuals Statisticsa
Minimum Maximum Mean Std. Deviation N Predicted Value -1.0274 4.7041 3.1221 .86459 213 Residual -.58623 2.02742 .00000 .29145 213 Std. Predicted Value -4.799 1.830 .000 1.000 213 Std. Residual -1.992 6.890 .000 .991 213 a. Dependent Variable: KTQĐ
Bảng thống kê phần dư cho thấy phần dư có giá trị trung bình (mean) = 0 và độ lệch chuẩn SD = 0,291. Biểu đồ phân bố phần dư (phụ lục 6.1) có dạng hình chuông đều hai bên, phần dư tiêu chuẩn có giá trị trung bình bằng 0 và SD = 0,991 gần bằng 1. Như vậy giảđịnh phần dư có phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -2.910 .177 -16.421 .000 CTR 2.013 .147 .303 13.682 .000 .999 1.001 PQ 5.543 .142 .864 38.972 .000 .999 1.001 CNTT 1.564 .157 .220 9.942 .000 .998 1.002 TĐKT 1.212 .142 .189 8.536 .000 .998 1.002 a. Dependent Variable: KTQĐ
Bảng Coefficients cho thấy hệ số VIF < 2,0 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến. Các biến còn lại trong mô hình đều có giá trị sig. < 0,05 nên kết quả phân tích có ý nghĩa thống kê, các giả thuyết sau được chấp nhận.
Giả thuyết H1-1: Tồn tại tương quan tích cực giữa áp lực cạnh tranh trên thị trường với mức độ sử dụng các kỹ thuật hỗ trợ ra quyết định.
Giả thuyết H1-2: Tồn tại tương quan tích cực giữa mức độ phân quyền trong DN với mức độ sử dụng các kỹ thuật hỗ trợ ra quyết định.
Giả thuyết H1-3: Tồn tại tương quan tích cực giữa tình trạng áp dụng CNTT trong DN với mức độ sử dụng các kỹ thuật hỗ trợ ra quyết định.
Giả thuyết H1-5: Tồn tại tương quan tích cực giữa trình độ chuyên môn của nhân viên kế toán với mức độ sử dụng các kỹ thuật hỗ trợ ra quyết định.
Dựa vào hệ số hồi quy chuẩn hóa beta, mức độ tác động của phân quyền ảnh hưởng rất mạnh đến biến phụ thuộc so với tác động của biến còn lại. Nói cách khác, nếu mức độ phân quyền trong DN tăng thêm 1 điểm thì mức độ sử dụng các kỹ thuật phân tích thông tin để hỗ trợ ra quyết định tăng thêm 0,864 điểm. Áp lực cạnh tranh trên thị trường tăng 1 điểm sẽ làm cho mức độ sử dụng các kỹ thuật phân tích thông tin để ra quyết định tăng 0,303 điểm. Tình trạng áp dụng CNTT trong DN tăng 1 điểm sẽ làm cho mức độ sử dụng các kỹ thuật phân tích thông tin để hỗ trợ ra quyết định tăng thêm 0,220 điểm. Trình độ chuyên môn của nhân viên kế toán có tác động yếu nhất đến biến phụ thuộc. Trình độ chuyên môn của nhân viên kế toán tăng 1 điểm sẽ chỉ làm cho mức độ sử dụng các kỹ thuật phân tích thông tin để hỗ trợ ra quyết định tăng 0,189 điểm.
Phương trình hồi quy chuẩn hóa phản ánh mối quan hệ của các biến độc lập với biến phụ thuộc trong trường hợp này được viết như sau:
YKTQĐ = 0,864PQ + 0,303CTR + 0,220CNTT + 0,189TĐKT Trong đó:
YKTQĐ: Mức độ sử dụng các kỹ thuật phân tích thông tin để ra quyết định PQ: Mức độ phân quyền quản trị trong DN
CTR: Áp lực cạnh tranh trên thị trường. CNTT: Tình trạng áp dụng CNTT trong DN
Mô hình 2
Mô hình 2 kiểm định các giả thuyếtnhóm 2 sau:
Các giả thuyết nhóm 2:
Giả thuyết H1-6: Tồn tại tương quan tích cực giữa áp lực cạnh tranh trên thị trường với mức độ sử dụng các chỉ tiêu đánh giá hoạt động.
Giả thuyết H1-7: Tồn tại tương quan tích cực giữa mức độ phân quyền trong DN với mức độ sử dụng các chỉ tiêu đánh giá hoạt động.
Giả thuyết H1-8: Tồn tại tương quan tích cực giữa tình trạng áp dụng CNTT trong DN với mức độ sử dụng các chỉ tiêu đánh giá hoạt động.
Giả thuyết H1-9: Tồn tại tương quan tích cực giữa sự quan tâm của NQT đến KTQT với mức độ sử dụng các chỉ tiêu đánh giá hoạt động.
Giả thuyết H1-10: Tồn tại tương quan tích cực giữa trình độ chuyên môn của nhân viên kế toán với mức độ sử dụng các chỉ tiêu đánh giá hoạt động.
Kết quả thu được như sau:
Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 2 .949a .900 .898 .31646 2.050 a. Predictors: (Constant), TĐKT, PQ, CTR, CNTT, NQT b. Dependent Variable: ĐGHĐ
Bảng tóm tắt mô hình cho thấy giá trị R2 hiệu chỉnh bằng 0,898 cho thấy các biến độc lập ảnh hưởng đến 89,8% sự thay đổi của biến phụ thuộc. Phần còn lại 10,2% còn lại là do tác động của các yếu tố khác ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên.
Hệ số Durbin-Watson = 2,050 nằm trong khoảng từ 1,5 đến 2,5 nên không xảy ra hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất.
ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 186.502 5 37.300 372.461 .000b
Residual 20.730 207 .100 Total 207.232 212
a. Dependent Variable: ĐGHĐ
Bảng ANOVA cho Sig = 0,000 < 0,05 như vậy mô hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Residuals Statisticsa
Minimum Maximum Mean Std. Deviation N
Predicted Value -.4327 4.3392 3.0493 .93794 213
Residual -.61711 1.45210 .00000 .31270 213
Std. Predicted
Value -3.712 1.375 .000 1.000 213
Std. Residual -1.950 4.589 .000 .988 213
a. Dependent Variable: ĐGHĐ
Bảng thống kê phần dư cho thấy phần dư có giá trị trung bình (mean) = 0 và độ lệch chuẩn SD = 0,313. Biểu đồ phân bố phần dư (phụ lục 6.2) có dạng hình chuông gần đều hai bên, phần dư tiêu chuẩn có giá trị trung bình bằng 0 và SD = 0,988 gần bằng 1. Như vậy giảđịnh phần dư có phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Bảng hệ số Coefficients cho thấy hệ số VIF của biến độc lập nhỏ hơn 2 nên không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Giá trị sig của các biến trong bảng nhỏ hơn 0,05 nên kết quả phân tích có ý nghĩa thống kê, các biến độc lập đều có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc và không bị loại ra khỏi mô hình. Tất cả các giả thuyết nhóm 2 được chấp nhận. Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) -4.083 .287 -14.215 .000 CTR 5.928 .158 .824 37.409 .000 .997 1.003 PQ 2.577 .155 .370 16.636 .000 .975 1.026 CNTT 2.111 .171 .274 12.368 .000 .981 1.019 NQT .630 .315 .045 1.998 .047 .953 1.050 TĐKT .727 .153 .105 4.748 .000 .992 1.008 a. Dependent Variable: ĐGHĐ
Hệ số beta chuẩn hóa cho thấy biến áp lực cạnh tranh trên thị trường (CTR) ảnh hưởng mạnh đến tình trạng áp dụng các chỉ tiêu đánh giá hoạt động trong DN. Áp lực cạnh tranh trên thị trường tăng 1 điểm làm cho mức độ sử dụng các chỉ tiêu đánh giá hoạt động tăng 0,824 điểm. Đây là kết quả hợp lý vì áp lực cạnh tranh gia tăng, đòi hỏi các NQT cần phải thận trọng trong việc ra quyết định, do vậy họ cần phải sử dụng các công cụ hỗ trợ quá trình ra quyết định nhiều hơn. Yếu tố có ảnh hưởng mạnh thứ hai trong mô hình là mức độ phân quyền trong DN. Phân quyền có quan hệ mật thiết với đánh giá hoạt động. DN phân quyền càng cao thì việc đánh giá hoạt động của các bộ phận trong DN càng quan trọng. Do vậy, phân quyền cao trong DN làm gia tăng việc áp dụng các chỉ tiêu đánh giá hoạt động. Hệ số beta chuẩn hóa trong mô hình cho thấy, mức độ phân quyền tăng 1 điểm sẽ làm cho mức độ sử dụng các chỉ tiêu đánh giá hoạt động trong DN tăng 0,370 điểm. Mức độ ảnh hưởng của việc áp dụng CNTT đứng thứ 3 trong mô hình. Mỗi điểm tăng của tình trạng áp dụng CNTT trong DN sẽ làm cho mức độ sử dụng các chỉ tiêu đánh giá hoạt động tăng 0,274 điểm. Tác động yếu nhất đến mức độ sử dụng các chỉ tiêu đánh giá hoạt động trong DN là các biến sự quan tâm của NQT cao nhất đến KTQT và trình độ chuyên môn của nhân viên kế toán. Ảnh hưởng đến của các biến sự quan tâm của NQT cao nhất đến KTQT và trình độ chuyên môn của nhân viên kế toán đến mức độ sử dụng các chỉ tiêu đánh giá hoạt động trong DN lần lượt là 0,045 và 0,105.
Phương trình hồi quy chuẩn hóa phản ánh mối quan hệ giữa các biến độc lập đến mức độ sử dụng các chỉ tiêu đánh giá hoạt động trong DN như sau:
YĐGHĐ = 0,824CTR + 0,370PQ + 0,274CNTT + 0,105TĐKT + 0,045NQT Trong đó:
YĐGHĐ: Mức độ sử dụng các chỉ tiêu đánh giá trong DN. PQ: Mức độ phân quyền quản trị trong DN
CTR: Áp lực cạnh tranh trên thị trường. CNTT: Tình trạng áp dụng CNTT trong DN NQT: Sự quan tâm của NQT cao nhất đến KTQT TĐKT: Trình độ chuyên môn của nhân viên kế toán
Mô hình 3
Các giả thuyết nhóm 3:
Giả thuyết H1-11: Tồn tại tương quan tích cực giữa áp lực cạnh tranh trên thị trường với mức độ sử dụng các loại dự toán.
Giả thuyết H1-12: Tồn tại tương quan tích cực giữa mức độ phân quyền trong DN với mức độ sử dụng các loại dự toán.
Giả thuyết H1-13: Tồn tại tương quan tích cực giữa tình trạng áp dụng CNTT trong DN với mức độ sử dụng các loại dự toán.
Giả thuyết H1-15: Tồn tại tương quan tích cực giữa trình độ chuyên môn của nhân viên kế toán với mức độ sử dụng các loại dự toán.
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính thu được như sau:
Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .940a .883 .881 .39854 2.021 a. Predictors: (Constant), TĐKT, PQ, CTR, CNTT b. Dependent Variable: KTDT
Bảng tóm tắt mô hình cho thấy giá trị R2 hiệu chỉnh bằng 0,881 cho thấy các biến độc lập ảnh hưởng đến 88,1% sự thay đổi của biến phụ thuộc. 11,9% còn lại là do tác động của các yếu tố khác ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên.
Hệ số Durbin-Watson = 2,021 nằm trong khoảng từ 1,5 đến 2,5 nên không xảy ra hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất.
ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 249.056 4 62.264 392.009 .000b
Residual 33.037 208 .159 Total 282.093 212
a. Dependent Variable: KTDT
b. Predictors: (Constant), TĐKT, PQ, CTR, CNTT
Bảng ANOVA cho thấy sig = 0,000 < 0,05 thể hiện mô hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Residuals Statisticsa
Minimum Maximum Mean Std. Deviation N Predicted Value -.3189 4.9601 3.0528 1.08388 213 Residual -1.00766 1.31893 .00000 .39476 213 Std. Predicted Value -3.111 1.760 .000 1.000 213 Std. Residual -2.528 3.309 .000 .991 213 a. Dependent Variable: KTDT
Bảng thống kê phần dư cho thấy phần dư có giá trị trung bình (mean) = 0 và độ lệch chuẩn SD = 0,395. Biểu đồ phân bố phần dư (phụ lục 6.3) có dạng hình chuông đều hai bên, phần dư tiêu chuẩn có giá trị trung bình bằng 0 và SD = 0,991 gần bằng 1. Như vậy giảđịnh phần dư có phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 3 (Constant) -4.761 .240 -19.833 .000 CTR 2.265 .199 .270 11.367 .000 .999 1.001 PQ 1.896 .193 .234 9.839 .000 .999 1.001 CNTT 7.722 .213 .860 36.234 .000 .998 1.002 TĐKT 1.481 .192 .183 7.701 .000 .998 1.002 a. Dependent Variable: KTDT
Bảng Coefficients cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến, (VIF = 1,002), các biến có giá trị sig < 0,05 nên kết quả phân tích có ý nghĩa thống kê. Các biến độc lập có ý nghĩa giải thích cho sự thay đổi của biến phụ thuộc và không bị loại ra khỏi mô hình. Các giả thuyết khẳng định sau được chấp nhận:
Giả thuyết H1-11: Tồn tại tương quan tích cực giữa áp lực cạnh tranh trên thị trường với mức độ sử dụng các loại dự toán.
Giả thuyết H1-12: Tồn tại tương quan tích cực giữa mức độ phân quyền trong
DN với mức độ sử dụng các loại dự toán.
Giả thuyết H1-13: Tồn tại tương quan tích cực giữa tình trạng áp dụng CNTT trong DN với mức độ sử dụng các loại dự toán.
Giả thuyết H1-15: Tồn tại tương quan tích cực giữa trình độ chuyên môn của nhân viên kế toán với mức độ sử dụng các loại dự toán.
Căn cứ vào giá trị beta chuẩn hóa có thểđưa ra kết luận: biến độc lập tình trạng
