(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS) Kiểm định phương sai trích của các nhân tố:
Kết quả phân tích trên bảng 4.4 cho thấy rằng 62.472% (>50%) thay đổi của các nhân tố đƣợc giải thích bởi các biến quan sát. Kết luận mơ hình phân tích nhân tố (EFA) phù hợp và thang đo đƣợc chấp nhận.
Nhâ n tố
Giá trị Eigenvalues Chỉ số sau khi trích Chỉ số sau khi xoay
Tổng Phƣơng sai trích Tích lũy phƣơng sai trích (%) Tổng Phƣơng sai trích Tích lũy phƣơng sai trích (%) Tổng Phƣơng sai trích Tích lũy phƣơng sai trích (%) 1 5,248 26,242 26,242 5,248 26,242 26,242 5,075 25,373 25,373 2 2,791 13,956 40,197 2,791 13,956 40,197 2,638 13,192 38,566 3 2,417 12,084 52,281 2,417 12,084 52,281 2,432 12,158 50,723 4 2,038 10,191 62,472 2,038 10,191 62,472 2,350 11,748 62,472 5 ,959 5,293 67,765 6 ,851 4,255 72,020 7 ,761 3,803 75,823 8 ,693 3,467 79,290 9 ,567 2,835 82,126 10 ,535 2,677 84,803 11 ,497 2,484 87,287 12 ,483 2,416 89,703 13 ,456 2,278 91,982 14 ,373 1,866 93,848
15 ,351 1,755 95,602 16 ,313 1,563 97,166 17 ,237 1,185 98,351 18 ,197 ,987 99,338 19 ,105 ,524 99,861 20 ,028 ,139 100,000
Bảng 4.4 Phƣơng sai trích các nhân tố
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS) Kiểm định hệ số Factor loading.
Dùng 20 biến quan sát đạt độ tin cậy của 4 nhân tố biến độc lập để thực hiện kiểm định phân tích nhân tố (EFA), cho kết quả nhƣ bảng 4.5.
Bảng 4.5. Ma trận nhân tố xoay. Thành phần Thành phần 1 2 3 4 CC8 ,931 CC9 ,930 CC5 ,805 CC6 ,803 CC4 ,728 CC7 ,710 CC2 ,696 CC1 ,689 MP4 ,917 MP2 ,891 MP1 ,719 MP3 ,660 CT4 ,909 CT2 ,864 CT3 ,842 QP5 QP8 ,829 QP2 ,750 QP1 ,726 QP7 ,626
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Kết quả phân tích nhân tố (EFA) cho các biến độc lập của ma trận nhân tố xoay (Bảng 4.5) cho thấy: Số nhân tố tạo ra khi phân tích nhân tố là 5 nhân tố hệ số tải nhân tố (Factor loading) của các biến quan sát đều thỏa điều kiện khi phân tích nhân tố là lớn hơn 0.5 ngoại trừ biến QP5 (<0.5). Nghiên cứu loại bỏ biến QP5 do không thỏa điều kiện phân tích. Các biến còn lại phù hợp với giả thuyết ban đầu về các biến đo lƣờng tƣơng ứng cho từng nhân tố.
4.2.3. Phân tích hồi quy đa biến 4.2.3.1. Mơ hình hồi quy tổng thể 4.2.3.1. Mơ hình hồi quy tổng thể
Để xem xét mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc, nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy đa biến nhƣ sau:
APDUNG = β0 + β1CC + β2MP + β3CT + β4QP Trong đó:
APDUNG: Biến phụ thuộc (Áp dụng IFRS) Các biến độc lập: CC, MP, QP, CT, ML. CC: Đồng đẳng cƣỡng chế
MP: Đồng đẳng mô phỏng QP: Đồng đẳng quy phạm CT: Tính chính thống
β0, β1, … β6: Các tham số của mơ hình.
4.2.3.2. Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình
Kết quả cho thấy hệ số R2 điều chỉnh = 50.3% > 50% (Bảng 4.9), đồng thời, kiểm định F trong bảng ANOVA (Bảng 4.10) cho thấy giá trị này có ý nghĩa thống kê với Sig. < 0.05. Từ đó kết luận mơ hình là phù hợp, các biến độc lập (CC, MP, CT, QP) giải thích đƣợc 50.3% sự thay đổi của biến phụ thuộc (APDUNG), phần còn lại đƣợc giải thích bởi các yếu tố khơng đƣợc xem xét trong mơ hình.
Mơ hình Hệ sốR Hệ sốR2 Hệ số R2 - hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của ƣớc lƣợng
Durbin- Watson
1 ,718a ,515 ,503 ,457 1,777
Bảng 4.9 Bảng tóm tắt mơ hình hồi quy
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Mơ hình Tổng bình phƣơng Bậc tự do Trung bình bình phƣơng F Sig. 1 Hồi quy 33,952 4 8,488 40,683 ,000b Phần dƣ 31,921 153 ,209 Tổng 65,873 157 Bảng 4.10 Bảng ANOVA
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
4.1.4.3 Kiểm định trọng số hồi quy
Dựa vào kết quả trong bảng trọng số hồi quy (Bảng 4.11), cho thấy giá trị Sig của các biến độc lập CC, MP, QP đều nhỏ hơn 0.05, từ đó nghiên cứu kết luận các biến độc lập tƣơng quan và có ý nghĩa với biến độc lập APDUNG. Biến CT có giá trị Sig lớn hơn 0.05, do đó biến CT khơng có ý nghĩa đối với biến độc lập APDUNG.
Mơ 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 Hệ số VIF 1 (Constant) 4,253 ,036 117,043 ,000 CC ,416 ,036 ,642 11,412 ,000 1,000 1,000 MP ,089 ,036 ,137 2,433 ,016 1,000 1,000
QP ,185 ,036 ,285 5,061 ,000 1,000 1,000
Bảng 4.11 Bảng trọng số hồi quy
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Từ kết quả trong bảng trọng số hồi quy (bảng 4.11), xác định đƣợc phƣơng trình hồi quy nhƣ sau:
Phương trình hồi quy:
APDUNG = 4.253 + 0.642CC + 0.137MP + 0.285QP
4.1.4.4 Kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến
Đa cộng tuyến là hiện tƣợng biến độc lập có sự tƣơng quan hoàn toàn với nhau. Để kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến, chỉ số thƣờng dùng là hệ số phóng đại phƣơng sai VIF (Variance Inflation Factor) (Nguyễn Đình Thọ, 2011). Kết quả trong bảng 4.11 cho thấy hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2, do đó kết luận mơ hình nghiên cứu khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến.
4.1.4.5 Kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan của phần dƣ
Tự tƣơng quan là hiện tƣợng các sai số ngẫu nhiên có mối liên hệ tƣơng quan nhau, khi đó có thể xảy ra hiện tƣợng tự tƣơng quan.
Sử dụng hệ số Durbin-Watson để kiểm định tự tƣơng quan của các sai số kề nhau, hệ số có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4. Nếu các phần sai số khơng có tƣơng quan chuỗi bậc nhất với nhau thì giá trị sẽ gần bằng 2. Dựa vào kết quả bảng 4.9, cho thấy d đƣợc chọn rơi vào miền chấp nhận giả thuyết khơng có tƣơng quan chuỗi bậc nhất (d = 1.777 gần bằng 2) Nhƣ vậy, kết luận khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan giữa các phần dƣ trong mơ hình, mơ hình có ý nghĩa.
4.1.4.6 Kiểm định về phân phối chuẩn của phần dƣ
Mơ hình hồi quy tuyến tính thực sự phù hợp với các dữ liệu quan sát khi phần dƣ có phân phối chuẩn với trung bình bằng 0 và phƣơng sai không đổi. Nghiên cứu kiểm định về phân phối chuẩn của phần dƣ bằng cách sử dụng biểu đồ Histogram và biểu đồ P– P Plot.
Kết quả biểu đồ tần số Histogram (Hình 4.1) độ lệch chuẩn Std.Dev = 0,984 và Mean gần bằng 0, ta có thể kết luận rằng, giả thiết phân phối chuẩn của phần dƣ khơng bị vi phạm.
Hình 4.1 Đồ thị Histogram của phần dƣ đã chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Biểu đồ P-P Plot (Hình 4.2) của phần dƣ chuẩn hóa, các điểm quan sát khơng phân tán xa đƣờng chéo kỳ vọng, nên ta có thể kết luận giả thuyết phân phối chuẩn của phần dƣ khơng bị vi phạm.
Hình 4.2 Đồ thị P-P Plot của phần dƣ đã chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
4.1.4.7 Kiểm định giả định phƣơng sai của sai số (phần dƣ) không đổi
Kết quả xử lý trong đồ thị phân tán (Hình 4.3) cho thấy thấy các phần dƣ phân tán ngẫu nhiên quanh trục O (là quanh giá trị trung bình của phần dƣ) trong một phạm vi khơng đổi. Điều này có nghĩa là phƣơng sai của sai số (phần dƣ) không đổi.
Hình 4.3 Đồ thị phân tán giữa giá trị dự đoán và phần dƣ từ hồi quy
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Ngồi ra, để cũng cố cho kết luận này, tác giả sử dụng kiểm định tƣơng quan Spearman cho mối tƣơng quan giữa hai biến gồm 1 biến độc lập lần lƣợt là CC, MP, CT, QP với phần dƣ. Kết quả cho thấy hệ số tƣơng quan hạng các biến CC, MP, CT, QP lần lƣợt là đều có mức ý nghĩa lớn hơn 0.05 (Bảng 4.12). Điều này cho thấy phƣơng sai của sai số (phần dƣ) không thay đổi.
Correlations APDU NG CC MP CT QP Spea rman 's rho APDUN G Correlation Coefficient 1,000 ,582 ** ,144 ,066 ,274** Sig. (2-tailed) . ,000 ,071 ,408 ,000 N 158 158 158 158 158
CC Correlation Coefficient ,582 ** 1,000 ,065 ,043 -,126 Sig. (2-tailed) ,000 . ,416 ,591 ,116 N 158 158 158 158 158 MP Correlation Coefficient ,144 ,065 1,000 ,009 ,021 Sig. (2-tailed) ,071 ,416 . ,910 ,791 N 158 158 158 158 158 CT Correlation Coefficient ,066 ,043 ,009 1,000 ,022 Sig. (2-tailed) ,408 ,591 ,910 . ,785 N 158 158 158 158 158 QP Correlation Coefficient ,274 ** -,126 ,021 ,022 1,000 Sig. (2-tailed) ,000 ,116 ,791 ,785 . N 158 158 158 158 158
Bảng 4.12 Kết quả phân tích tƣơng quan Spearman giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
4.1.4.8 Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Căn cứ kết quả trong bảng trọng số hồi quy (Bảng 4.11), sử dụng trọng số hồi quy phạm hóa để xem xét mức độ giải thích của các biến độc lập cho sự biến thiên của biến phụ thuộc (Nguyễn Đình Thọ, 2011), kết luận kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu nhƣ sau:
Giả thuyết H1: Nhân tố “Cƣỡng chế” có tác động tích cực (tác động dƣơng +) đến
việc áp dụng IFRS tại Việt Nam. Kết quả phân tích dữ liệu cho thấy trọng số số β của biến CC có giá trị β = 0.642 > 0, nhƣ vậy, chấp nhận giả thuyết H1.
Giả thuyết H2: Nhân tố “Mơ phỏng” có tác động tích cực (tác động dƣơng +) đến
việc áp dụng IFRS tại Việt Nam. Kết quả phân tích dữ liệu cho thấy trọng số số β của biến MP có giá trị β = 0.137 > 0, nhƣ vậy, chấp nhận giả thuyết H2.
Giả thuyết H3: Nhân tố “Quy phạm” có tác động tích cực (tác động dƣơng +) việc
Giả thuyết H4: Nhân tố “Tính chính thống” có tác động tích cực (tác động dƣơng
+) đến việc áp dụng IFRS tại Việt Nam. Kết quả phân tích dữ liệu cho thấy có giá trị Sig lớn hơn 0.05, nhƣ vậy, loại bỏ giả thuyết H4.
Theo kết quả nghiên cứu, trong các nhân tố ảnh hƣởng đến việc áp dụng IFRS tại Việt Nam, nhân tố có ảnh hƣởng lớn nhất Cƣỡng chế (β = 0.642). Tiếp theo là Quy phạm (β = 0.285) và Mô phỏng (β = 0.137).
Sau khi phân tích hồi quy đa biến, các nhân tố tác động đến việc áp dụng IFRS đƣợc tóm tắt trong bảng sau:
Nhân tố Giá trị tuyệt đối Giá trị tƣơng đối
CC 0,642 60%
MP 0,137 13%
QP 0,285 27%
Tổng số 1,064 100%
Bảng 4.13 : Vị trí quan trọng của các nhân tố
Nguồn: Tác giả thống kê từ SPSS
4.3. Bàn luận kết quả nghiên cứu
Nhân tố “Cưỡng chế” có tác động tích cực (tác động dương +) đến việc áp dụng IFRS tại Việt Nam.
Áp lực Cƣỡng chế có ảnh hƣởng lớn nhất việc áp dụng IFRS tại Việt Nam thông qua chỉ số β = 0.642 chiếm 60% trong các nhân tố thể chế. Nhƣ vậy áp lực Cƣỡng chế càng mạnh thì càng thúc đẩy việc áp dụng IFRS tại Việt Nam. Kết luận này phù hợp với kết quả nghiên cứu trƣớc đây của Phan (2014), Lasmin (2011), Hassan và cộng sự (2014). Đồng thời cũng chính xác đối vấn đề áp dụng IFRS tại Việt Nam trong giai đoạn hiện nay.
Nhân tố “Quy phạm” có tác động tích cực (tác động dương +) việc áp dụng IFRS tại Việt Nam.
Áp lực Quy phạm có ảnh hƣởng lớn thứ hai đến việc áp dụng IFRS tại Việt Nam thông qua chỉ số β = 0.285 chiếm 27% trong các nhân tố thể chế. Nhƣ vậy áp lực
quy phạm càng lớn thì càng ảnh hƣởng tích cực tới việc chấp nhận và áp dụng IFRS tại Việt Nam. Kết luận này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Phan (2014), Lasmin (2011), Hassan và cộng sự (2014).
Nhân tố “Mơ phỏng” có tác động tích cực (tác động dương +) đến việc áp dụng IFRS tại Việt Nam.
Trong quá trình xem xét áp dụng IFRS tại Việt Nam, áp lực mơ phỏng có tác động thuận chiều. Thông qua chỉ số β = 0.137 (13%), hoạt động kiểm sốt có ảnh hƣởng lớn thứ ba đến việc áp dụng IFRS. Kết luận này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Phan (2014), Lasmin (2011), Hassan và cộng sự (2014). Đồng thời cũng chính xác đối với thực trạng hiện nay.
Nhân tố “Tính chính thống” có tác động tích cực (tác động dƣơng +) đến việc áp dụng IFRS tại Việt Nam.
Qua kết quả nghiên cứu, tính chính thống bị loại bỏ và khơng có ảnh hƣởng đến việc áp dụng IFRS tại Việt Nam. Kết quả nghiên cứu trái ngƣợc với kết quả của Phan (2014). Tuy nhiên, tƣơng đồng với các nghiên cứu trƣớc đây trên thế giới về thể chế ảnh hƣởng đến áp dụng IFRS tại các quốc gia đang phát triển khác của Lasmin (2011), Hassan và cộng sự (2014), Judge (2010). Các quốc gia, trong đó có Việt Nam đều lựa chọn phƣơng thức thích nghi để tạo điều kiện cho phát triển kinh tế, nhiều hơn là mục đích nâng cao danh tiếng quốc gia. Do đó, Việt Nam việc lựa chọn theo phƣơng thức thích nghi một mặt vẫn đảm bảo hội nhập kế toán quốc tế, nhƣng mặt khác vẫn đảm bảo sự ổn định, đem lại những lợi ích cho sự phát triển của quốc gia.
Nhƣ vậy khả năng áp dụng IFRS ở Việt Nam chịu tác động bởi các yếu tố thể chế: áp lực cƣỡng chế (Ngân hàng Thế giới, Tổ chức Thƣơng mại Thế giới đã đóng vai trị quan trọng nhất), áp lực mô phỏng (làm theo các quốc gia áp dụng IFRS thành công tại Châu Á và trên thế giới, các quốc gia đa quốc gia có sử dụng báo cáo tài chính theo IFRS để hợp nhất), áp lực quy phạm đến từ các tổ chức nghề nghiệp và cơng ty kiểm tốn quốc tế (Liên đồn Kế tốn Quốc tế (IFAC) và Hiệp hội Kế toán Việt Nam (VAA) có ảnh hƣởng mạnh mẽ nhất.
Kết luận chƣơng 4
Thơng qua phƣơng pháp nghiên cứu định tính và định lƣợng đƣợc thực hiện trong chƣơng 4, tác giả đã chỉ ra rằng mơ hình và các thang đo đƣợc sử dụng trong nghiên cứu là có ý nghĩa. Kết quả của nghiên cứu nêu rõ: có 3 nhân tố ảnh hƣởng đến việc áp dụng IFRS tại Việt Nam. Mỗi một nhân tố có mức độ tác động đến sự hiệu quả khác nhau và đƣợc sắp xếp theo trật tự từ cao xuống thấp nhƣ sau: Cƣỡng chế, quy phạm, mô phỏng. Kết quả của chƣơng này là căn cứ để tác giả đƣa ra các định hƣớng, quan điểm và giải pháp nhằm hỗ trợ và đẩy nhanh quá trình áp dụng IFRS tại Việt Nam.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 5.1 Kết Luận 5.1 Kết Luận
Từ kinh nghiệm của các quốc gia áp dụng IFRS, việc áp dụng IFRS đem lại nhiều lợi ích nhƣ tăng tính minh bạch và tính so sánh, tăng hiệu quả thị trƣờng, giảm chi phí vốn và nâng cao tính cạnh tranh của doanh nghiệp. Mặc dù vậy, quá trình áp dụng IFRS tại các quốc gia bị chi phối bởi nhiều nhân tố khác nhau, đƣợc thực hiện theo nhiều cách khác nhau, tác động đến thời gian áp dụng và cách thức áp dụng, tùy thuộc vào quan điểm của từng quốc gia. Tại Việt Nam, nền kinh tế đang bƣớc vào giai đoạn hội nhập mạnh mẽ trong khu vực và quốc tế, áp dụng IFRS trở thành chủ đề thu hút sự quan tâm của đông đảo của các chuyên gia, ngƣời hành nghề kế toán, kiểm toán trong cả nƣớc. Tuy nhiên, áp dụng IFRS ở Việt Nam đang gặp nhiều trở ngại và thách thức lớn. Hiểu đƣợc nhu cầu này, nghiên cứu đƣợc thực hiện nhằm xác định các nhân tố thể chế tác động đến việc áp dụng IFRS và mức độ ảnh hƣởng của các nhân tố đó.
Kết quả nghiên cứu, từ giả thuyết ban đầu có 5 nhân tố tác động đến việc áp dụng IFRS tại Việt Nam, kết quả sau khi chạy hồi quy đa biến, phƣơng trình hồi quy chính thức nhƣ sau:
APDUNG = 4.253 + 0.642CC + 0.137MP + 0.285QP
Nghiên cứu cho thấy 3 thành phần chính của thể chế là: cƣỡng chế (sức ép của các tổ chức cho vay và tín dụng quốc tế, sức ép của Chính phủ, các cơ quan quản lý Nhà nƣớc), mô phỏng (áp lực từ các đối tác thƣơng mại, các tập đoàn đa quốc gia) và quy phạm (áp lực từ các cơ quan chuyên mơn, hội nghề nghiệp) có ảnh hƣởng tích cực đến việc áp dụng IFRS tại Việt Nam. Đối với biến khác: Tính chính thống, khơng tác động đáng kể đến quyết định áp dụng IFRS tại Việt Nam. Từ kết quả nghiên cứu, quyết định áp dụng IFRS có liên quan chặt chẽ đến môi trƣờng thể chế. Nghiên cứu này là một trong số ít các nghiên cứu liên quan đến việc xác định các nhân tố tác động tới áp dụng IFRS theo quan điểm thể chế tại các nƣớc đang phát triển nói chung và Việt Nam nói riêng. Những phát hiện của nghiên cứu Kết quả này đóng góp thêm về các nhân tố tác động đến IFRS tại Việt Nam, đồng thời có
thể cung cấp thêm một số thông tin có giá trị cho lộ trình áp dụng IFRS của Việt Nam sắp tới. Đồng thời, qua nghiên cứu, tác giả cũng đƣa ra một số kiến nghị nhằm