13KMO and Bartlett's Test

Giá trị KMO 0,852 Kiểm định Bartlett's Approx. Chi- Square 4421,790 Df 325 Sig. 0,000

Nhận xét: Kết quả KMO = 0,852 > 0,5 chứng tỏ phân tích nhân tố phù hợp với

dữ liệu nghiên cứu. Kết quả kiểm định Bartlertt’s là 4421,790 với mức ý nghĩa Sig. = 0,000 < 0,5 các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.

Bảng 4. 14 Kết quả tổng phƣơng sai trích

Nhân tố Hệ số Eigenvalues Trích tổng số tải bình phƣơng Xoay tổng số tải bình phƣơng Tổng % của phương sai Tổng phương sai trích % Tổng % của phương sai Tổng phương sai trích % Tổng % của phương sai Tổng phương sai trích % 1 7,132 26,414 26,414 7,132 26,414 26,414 5,136 19,021 19,021 2 5,391 19,966 46,379 5,391 19,966 46,379 4,733 17,530 36,550 3 4,092 15,156 61,535 4,092 15,156 61,535 4,227 15,654 52,204 4 3,251 12,040 73,575 3,251 12,040 73,575 4,204 15,569 67,773 5 1,851 6,854 80,430 1,851 6,854 80,430 3,417 12,657 80,430 6 0,945 3,499 83,929 7 0,487 1,805 85,733 8 0,444 1,646 87,379 9 0,391 1,447 88,827 10 0,346 1,282 90,109 11 0,294 1,090 91,199 12 0,286 1,059 92,258 13 0,255 0,944 93,201 14 0,220 0,816 94,018 15 0,201 0,746 94,764 16 0,191 0,707 95,470 17 0,177 0,656 96,126

Nhận xét: Tại mức giá trị Eigenvalues = 1,851 > 1 đại diện cho phần biến thiên

được giải thích bởi mỗi nhân tố thì nhân tố rút ra có ý nghĩa tóm tắt thơng tin tốt nhất.

Tổng phương sai trích = 80,430% > 50% chứng tỏ 80,430% biến thiên của dữ liệu được giải thích bởi 5 yếu tố và phù hợp với tiêu chuẩn đánh giá của phương pháp trích nhân tố.

Loại biến DGRR5, kết quả phân tích nhân tố với nhóm biến độc lập nhƣ sau: Bảng 4. 15Kết quả phân tích nhân tố với nhóm biến độc lập

Thành phần nhân tố 1 2 3 4 5 MTKS4 0,949 MTKS3 0,939 MTKS5 0,934 MTKS2 0,925

MTKS6 0,881 MTKS1 0,869 HDKS2 0,899 HDKS4 0,887 HDKS3 0,874 HDKS1 0,843 HDKS5 0,823 HDKS6 0,704 GS5 0,916 GS3 0,887 GS1 0,869 GS2 0,830 GS4 0,829 TTTT3 0,951 TTTT4 0,923 TTTT5 0,915 TTTT2 0,901 TTTT1 0,865 DGRR3 0,927 DGRR2 0,913 DGRR1 0,903 DGRR4 0,896

Nhận xét: Sau khi tiến hành xoay nhân tố, 27 biến độc lập được chia thành 5

nhóm nhân tố, có 1 biến bị loại khỏi mơ hình nghiên cứu là DGRR5.

4.4 Kiểm định KMO biến phụ thuộc

Bảng 4. 16 Kết quả KMO and Bartlett's Test biến phụ thuộc

Giá trị KMO 0,689 Kiểm định Bartlett's Approx. Chi- Square 1330,611 Df 3 Sig. 0,000

Nhận xét: Kết quả KMO = 0,689 > 0,5 chứng tỏ phân tích nhân tố phù hợp với

dữ liệu nghiên cứu. Kết quả kiểm định Bartlertt’s là 1330,611 với mức ý nghĩa Sig. = 0,000 < 0,5 các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.

Bảng 4. 17 Kết quả phân tích thành phân nhân tố HQ Thành phần nhân tố Thành phần nhân tố

HQ1 0,702

HQ2 0,639

HQ3 0,752

Bảng 4. 18Kết quả phân tích tổng phƣơng sai trích

Nhân tố Hệ số Eigenvalues Trích nhân tố Tổng % của phương sai Tổng phương sai trích % Tổng % của phương sai Tổng phương sai trích % 1 2,094 69,785 69,785 2,094 69,785 69,785 2 0,529 17,639 87,424 3 0,377 12,576 100,000 Nhận xét:

- Tại mức giá trị Eigenvalues = 2,094 > 1 đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố thì nhân tổ rút ra có ý nghĩa tóm tắt thơng tin tốt nhất.

- Tổng phương sai trích = 69,785% > 50% chứng tỏ 69,785% biến thiên của dữ liệu được giải thích bới 5 nhân tố và phù hợp với tiêu chuẩn đánh giá của phương pháp trích nhân tố.

4.5 Phân tích hồi qui

Nhận xét:

- Để đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình ta sử dụng R2

hiệu chỉnh, kết quả R2 hiệu chỉnh 50,92% nhỏ hơn R2 52,5% . Điều này cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính phù hợp với tập dữ liệu của mẫu ở mức 50,92%, tức là biến độc lập giải thích được 50,92% sự biến thiên của hiệu quả HT KSNB trong các trung gian tài chính tại TP HCM.

- Kết quả hồi qui cho thấy các giá trị Sig. của các yếu tố “mơi trường kiểm sốt (MTKS)”, “đánh giá rủi ro (DGRR)”, “thông tin và truyền thơng (TTTT)”, “hoạt động kiểm sốt (HDKS)”, “giám sát (GS)” nhỏ hơn 0,05 nên có thể khẳng định các yếu tố này có ý nghĩa trong mơ hình.

- Giả định khơng có tƣơng quan giữa các phần dƣ: kết quả cho thấy đại

lượng thống kê Durbin-Watson có giá trị 2,274 nằm trong khoảng từ 1 – 3 nên chấp nhận giả thuyết khơng có hiện tượng tương quan.

Mơ hình R R bình phƣơng R bình phƣơng hiệu chỉnh Std. Error ƣớc tính Hệ số Durbin- Watson 1 0,725a 0,525 0,509 0,52257 2,274 Model Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa T Sig. Collinearity Statistics B Std.

Error Beta Tolerance VIF

1 MTKS 0,209 0,051 0,235 4,109 0,000 0,966 1,035 DGRR 0,154 0,042 0,214 3,710 0,000 0,947 1,056 TTTT 0,171 0,045 0,217 3,839 0,000 0,987 1,013 HDKS 0,196 0,052 0,262 3,782 0,000 0,660 1,515 GS 0,318 0,053 0,413 5,982 0,000 0,663 1,508

- Hiện tƣợng đa cộng tuyến: Kết quả kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến như

trong bảng 4.19 cho thấy hệ số VIF của các biến độc lập trong mơ hình đều nhỏ hơn 2 nên chứng tỏ rằng giữa các biến độc lập không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.

 Kiểm tra các giả định hồi quy

Giả định liên hệ tuyến tính: được kiểm tra bằng biểu đồ phân tán Scatter cho

phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa. Kết quả nhận được cho thấy phần dư chuẩn hóa phân bố tập trung xung quanh đường tung độ 0, nên giả định quan hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.

Đồ thị 4. 1Đồ thị Scatter về phần dƣ chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa Giả định phần dƣ có phân phối chuẩn: Biểu đồ phân tán phần dư cho thấy phân

phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Giá trị trung bình MEAN gần bằng 0, độ lệch chuẩn Std.= 0,984 gần bằng 1. Do đó có thể kết luận giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.

Đồ thị 4. 2 Đồ thị Histogram giả định phân phối chuẩn của phần dƣ

Đồ thị 4. 3Biểu đồ Normal P_P Plot Residual: giả định phân phối chuẩn của phần dƣ

4.6 Đánh giá kiểm tra độ phù hợp của mơ hình

Bảng 4. 20 Kết quả phân tích ANOVA Mơ hình Tổng bình phƣơng df Trung bình bình

phƣơng F Sig.

Hồi quy 45,263 5 9,053 33,150 0,000b Phần dư 40,961 150 0,273

Tổng 86,224 155

Nhận xét:

- Kết quả từ bảng ANOVA cho thấy giá trị thống kê Fvới giá trị Sig. nhỏ hơn 0,005 cho thấy ta sẽ loại bỏ giả thuyết Ho cho rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0. Vì vậy, ta có thể kết luận rằng mơ hình hồi quy thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp cho việc rút ra kết quả nghiên cứu.

- Kết quả phân tích hồi quy cho thấy các giá trị Sig. của các yếu tố đều nhỏ hơn 0,05 và giá trị βk> 0 như vậy các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 đều được chấp nhận với mức ý nghĩa 0,000 được tóm tắt như sau:

 Kết luận các giả thuyết

Bảng 4. 21 Kết luận các giả thuyết

Giá trị Giải thích Sig. Kết luận

H1 Có sự ảnh hưởng của yếu tố mơi trường kiểm soát đến hiệu quả của HT KSNB

0,000 Chấp nhận

H2 Có sự ảnh hưởng của yếu tố đánh giá rủi ro đến hiệu quả của HT KSNB

0,000 Chấp nhận

H3 Có sự ảnh hưởng của yếu tố hoạt động kiểm soát đến hiệu quả của HT KSNB

0,000 Chấp nhận

H4 Có sự ảnh hưởng của yếu tố thông tin và truyền thông đến hiệu quả của HT KSNB

0,000 Chấp nhận

H5 Có sự ảnh hưởng của yếu tố giám sát đến hiệu quả của HT KSNB

Phƣơng trình hồi qui tuyến tính:

HQ = 0,235*MTKS + 0,214*DGRR + 0,217*TTTT + 0,262*HDKS + 0,413*GS

Dựa vào phương trình hồi qui tuyến tính, tác giả nhận thấy ý nghĩa của các biến độc lập đến sự biến thiên lên hiệu quả của HT KSNB trong các trung gian tài chính TP HCM như sau:

- Trong trường hợp các yếu tố khác khơng đổi, “mơi trường kiểm sốt” tăng thêm một đơn vị thì hiệu quả của HT KSNB trong các trung gian tài chính tại TP HCM tăng thêm 0,235 đơn vị (Hệ số Beta chuẩn hóa = 0,235).

- Trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, “đánh giá rủi ro” tăng thêm một đơn vị thì hiệu quả của HT KSNB trong các trung gian tài chính tại TP HCM tăng thêm 0,214 đơn vị (Hệ số Beta chuẩn hóa = 0,214).

- Trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, “thông tin và truyền thông” tăng thêm một đơn vị thì hiệu quả của HT KSNB trong các trung gian tài chính tại TP HCM tăng thêm 0,217 đơn vị (Hệ số Beta chuẩn hóa = 0,217). - Trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, “hoạt động kiểm soát” tăng

thêm một đơn vị thì hiệu quả của HT KSNB trong các trung gian tài chính tại TP HCM tăng thêm 0,262 đơn vị (Hệ số Beta chuẩn hóa = 0,262).

- Trong trường hợp các yếu tố khác khơng đổi, “giám sát” tăng thêm một đơn vị thì hiệu quả của HT KSNB trong các trung gian tài chính tại TP HCM tăng thêm 0,413 đơn vị (Hệ số Beta chuẩn hóa = 0,413).

4.7 Thảo luận kết quả nghiên cứu 4.7.1 Cronbach’s Alpha 4.7.1 Cronbach’s Alpha

STT Tên biến Tác giả Raj (2019) Mary và cộng sự (2014) Philip (2014) 1 MTKS 0,963 0,848 0,753 0,823 2 DGRR 0,839 0,810 0,744 Không đề cập 3 HDKS 0,942 0,838 0,871 Không đề cập 4 TTTT 0,948 0,788 0,835 Không đề cập 5 GS 0,952 0,920 0,780 0,720

Nhận xét: Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha 5 biến quan sát có kết quả trong

khoảng từ 0,839 đến 0,952, kết quả này tương đồng với các nghiên cứu củaRaj (2019), cao hơn so với nghiên cứu của Mary và cộng sự (2014), Philip (2014).

4.7.2Phân tích hồi quy

- Kết quả R2 hiệu chỉnh 50,92% nhỏ hơn R2 52,5%, tương tự như nghiên cứu của Mary và cộng sự (2014), điều này thể hiện mơ hình hồi quy tuyến tính phù hợp với tập dữ liệu của mẫu, biến độc lập giải thích được sự biến thiên của hiệu quả HT KSNB trong các trung gian tài chính tại TP HCM.

- Kết quả hồi qui cũng cho kết quả các giá trị Sig. của 5yếu tố nhỏ hơn 0,05 như nghiên cứu của Raj (2019), Mary và cộng sự (2014), nên có thể khẳng định các yếu tố này có ý nghĩa trong mơ hình.

- Tương tự như nghiên cứu củaRaj (2019), kết quả ANOVA cho giá trị thống kê F với giá trị Sig. nhỏ hơn 0,005. Vì vậy, tác giảđưa ra kết luận rằng mơ hình hồi quy thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định là có cơ sở.

- Hệ số β và β chuẩn hóa của nghiên cứu lớn hơn 0, kết quả này tương tự như nghiên cứu củaRaj (2019), Hussaini và cộng sự (2018), như vậy các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 đều được chấp nhận với mức ý nghĩa 0,000.

- Phương tình hồi quy:

Dựa trên phương trình hồi quy:

Biến MTKS có hệ số Beta chuẩn hóa = 0,235, quan hệ cùng chiều với biến HQ. Giả định các yếu tố khác không đổi, “mơi trường kiểm sốt” tăng thêm một đơn vị thì hiệu quả của HT KSNB tăng thêm 0,235 đơn vị.

Kết quả này thể hiện mơi trường kiểm sốt là cơ sở để tăng cường hiệu quả hoạt động của HT KSNB trong các trung gian tài chính tại TP HCM, kết quả này tương tự nghiên cứu Hussaini và cộng sự (2018)có hệ số Beta chuẩn hóa là 0,269.

Biến DGRR có hệ số Beta chuẩn hóa = 0,214, quan hệ cùng chiều với biến HQ. Giả định các yếu tố khác không đổi, “đánh giá rủi ro” tăng thêm một đơn vị thì hiệu quả của HT KSNB tăng thêm 0,214 đơn vị.

Kết quả này thể hiện DGRR là cơ sở để tăng cường hiệu quả hoạt động của HT KSNB trong các trung gian tài chính tại TP HCM, kết quả này cũng tương tự như nghiên cứu của Hussaini và cộng sự (2018) có hệ số Beta chuẩn hóa là 0,217.

Biến TTTT có hệ số Beta chuẩn hóa = 0,217, trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, “thông tin và truyền thông” tăng thêm một đơn vị thì hiệu quả của HT KSNB trong các trung gian tài chính tại TP HCM tăng thêm 0,217 đơn vị, kết quả này cao hơn nghiên cứu Hussaini và cộng sự (2018) có hệ số Beta chuẩn hóa là 0,45 có thể do khác biệt về cỡ mẫu, tình hình kinh tế của quốc gia thực hiện khảo sát.

Biến HDKS có hệ số Beta chuẩn hóa = 0,262, trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, “hoạt động kiểm soát” tăng thêm một đơn vị thì hiệu quả của HT KSNB trong các trung gian tài chính tại TP HCM tăng thêm 0,262 đơn vị, kết quả này cao hơn nghiên cứu Hussaini và cộng sự (2018) có hệ số Beta chuẩn hóa là 0,193.

Biến GS có hệ số Beta chuẩn hóa = 0,413, trong trường hợp các yếu tố khác không đổi “giám sát” tăng thêm một đơn vị thì hiệu quả của HT KSNB trong các trung gian tài chính tại TP HCM tăng thêm 0,413 đơn vị kết quả này cao hơn nghiên cứu của Hussaini và cộng sự (2018) có hệ số Beta chuẩn hóa 0,172có thể do khác biệt về cỡ mẫu, tình hình kinh tế của quốc gia thực hiện khảo sát.

TÓM TẮT CHƢƠNG 4

Qua chương 4, tác giả đã trình bày kết quả nghiên cứu bao gồm thống kê mơ tả, kiểm định Cronbach’s Alpha, phân tích EFA, phân tích hồi quy 5 yếu tố: mơi trường kiểm soát, đánh giá rủi ro, thơng tin và truyền thơng, hoạt động kiểm sốt, giám sát đến HQ hoạt động HT KSNB trong các trung gian tài chính tại TPHCM. Trong đó giám sát là yếu tố tác động mạnh nhất.

Trong phần thảo luận kết quả, tác giả so sánh kết quả nghiên cứu của mình với nghiên cứu của Raj (2019), của Mary và cộng sự (2014), Philip (2014), Hussaini và cộng sự (2018),… gần như các kết luận của nghiên cứu này đều tương tự như kết quả nghiên cứu của tác giả trước đó.

Phương trình hồi quy tuyến tính được tác giả tổng kết như sau:

CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ 5.1 Kết luận 5.1 Kết luận

Nghiên cứu “Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của HT KSNB trong các trung gian tài chính tại TP HCM” được đề xuất dựa trên khung tích hợp của COSO 2013 với 5 yếu tố thơng qua phương pháp định tính phỏng vấn sâu với 5 chuyên gia và thực hiện nghiên cứu định lượng trên 156 ứng viên. Kết quả nghiên cứu định lượng cho thấy 5 yếu tố có ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động theo phương trình hồi quy tuyến tính như sau:

HQ = 0,235*MTKS + 0,214*DGRR + 0,217*TTTT + 0,262*HDKS + 0,413*GS

Trong đó, “giám sát” có mức độ tác động mạnh nhất đến hiệu quả hoạt động của tổ chức phù hợp với phỏng vấn với các chuyên gia, kế đến là hoạt động kiểm sốt. Các yếu tố cịn lại cũng ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của trung gian tài chính theo thứ tự tác động giảm dần là mơi trường kiểm sốt, thơng tin truyền thơng và đánh giá rủi ro.

Từ kết quả chương 4, tác giả giải quyết được 2 mục tiêu nghiên cứu đã đề ra: - Mục tiêu 1: Xác định các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả của HT KSNB trong các trung gian tài chính: có 5 yếu tố là: môi trường kiểm soát, đánh giá rủi ro, thông tin và truyền thơng, hoạt động kiểm sốt, giám sát.

- Mục tiêu 2: Mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến hiệu quả của HT KSNB trong các trung gian tài chính: mức độ ảnh hưởng thể hiện qua phương trình hồi quy:

HQ = 0,235*MTKS + 0,214*DGRR + 0,217*TTTT + 0,262*HDKS + 0,413*GS

Trong đó giám sát có ảnh hưởng mạnh nhất, đánh giá rủi ro có ảnh hưởng ít nhất.

5.2 Giải pháp tăng cƣờng hiệu quả hệ thống kiểm soát nội bộ

Dựa vào kết quả nghiên cứu yếu tố “giám sát” có ảnh hưởng mạnh nhất đến hiệu quả hoạt động HT KSNB, theo quan điểm cá nhân, tác giả đề xuất các tổ chức tăng cường giám sát, cụ thể sẽ được trình bày ở phần hàm ý quản trị sau đây.

.1 Danh sách biến quan sát MTKS

.2 Bảng danh sách biến quan sát DGRR