CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN
4.1.2.2.Phân tích nhân tố khám phá
4.1. Kết quả nghiên cứu
4.1.2.2.Phân tích nhân tố khám phá
Để phân tích dữ liệu nghiên cứu và kiểm định các nhân tố tác động đến việc chuyển đổi CSKT dồn tích khu vực công Việt Nam trong điều kiện vận dụng Chuẩn mực kế tốn cơng quốc tế, tác giả sử dụng cơng cụ phân tích nhân tố khám phá (EFA). Trình tự thực hiện như sau:
1. Kiểm định thang đo
Để kiểm tra một cách chính xác các giá trị của thang đo về các nhân tố tác động đến cải cách kế toán KVC theo hướng chuyển đổi CSKT dồn tích, cần kiểm tra độ tin cậy của các thang đo thông qua hệ số Cronbach alphal. Kết quả kiểm định các thang đo alpha được tham chiếu trong phụ lục 09.
Kết quả kiểm định Cronbach alphal lần đầu cho thấy mơi trường chính trị (MTCT), môi trường giáo dục nghề nghiệp (GDNN), Môi trường kinh tế (MTKT), Môi trường pháp lý (MTPL), Môi trường quốc tế (MTQT), Mơi trường văn hóa (MTVH) và Điều kiện tổ chức (ĐKTC) đều có độ tin cậy Cronbach anpha > 0.6 và có hệ số tương quan biến - tổng > 0.3.
Tuy nhiên Biến KT4: “Quy mô, số lượng các đơn vị thuộc khu vực công” trong nhân tố Môi trường kinh tế, Biến CT2: “Sự cạnh tranh chính trị” trong nhân tố Mơi trường chính trị và biến ĐK1: “Tư vấn và điều phối” của nhân tố Điều kiện tổ chức mặc dù có hệ số Cronbach alpha > 0.6 nhưng có hệ số tương quan biến - tổng < 0.3 nên loại trực tiếp. Điều này có nghĩa là theo kết quả thống kê thì 3 biến trên khơng có tác động đến việc chuyển đổi CSKT dồn tích KVC trong điều kiện vận dụng Chuẩn mực kế tốn cơng quốc tế.
Sau khi loại ba biến KT4, CT2 và ĐK1, tiến hành kiểm tra lại độ tin cậy thang đo của ba nhân tố Mơi trường kinh tế, Mơi trường chính trị và Điều kiện tổ chức, tác giả có được Bảng các biến đặc trưng và thang đo chất lượng tốt như sau:
Bảng 4.2: Các biến đặc trưng và các thang đo chất lượng tốt
Thang đo Yếu tố
Trung bình của thang đo nếu loại biến
Phương sai của thang đo nếu loại biến
Tương quan biến – Tổng hiệu chỉnh Cronbach's Alpha nếu loại biến Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item -Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted Nhân tố kinh tế KT1 8.25 2.347 .861 .758d KT2 8.33 2.237 .732 .857 KT3 8.35 2.143 .722 .872
Hệ số Cronbach anpha thang đo MTKT: 0.878 Nhân tố chính trị
CT1 8.06 2.507 .565 .709
CT3 8.27 2.516 .551 .726
CT4 8.04 2.553 .665 .603
Hệ số Cronbach anpha thang đo MTCT: 0.760
Nhân tố pháp lý
PL1 12.56 3.256 .620 .595
PL2 12.47 4.021 .349 .750
PL3 12.54 3.574 .471 .686
PL4 12.53 3.215 .622 .592
Hệ số Cronbach anpha thang đo MTPL: 0.723 Nhân tố văn hóa
VH1 8.32 1.730 .376 .625
VH2 8.38 1.345 .544 .385
Hệ số Cronbach anpha thang đo MTVH: 0.635 Điều kiện tổ chức
ĐK2 8.11 1.771 .467 .647
ĐK3 8.30 1.737 .551 .537
ĐK4 8.39 1.807 .497 .605
Hệ số Cronbach anpha thang đo ĐKTC: 0.690 Nhân tố giáo dục,
Nghề nghiệp
GD-NN1 7.41 4.417 .808 .856
GD-NN2 7.50 4.727 .837 .835
GD-NN3 7.19 4.613 .773 .886
Hệ số Cronbach anpha thang đo MTGD-NN: 0.901 Quốc tế
QT1 8.47 1.906 .971 .955
QT2 8.49 1.892 .936 .981
QT3 8.46 2.006 .954 .968
Hệ số Cronbach anpha thang đo MTQT: 0.978 Chuyển đổi cơ sở
kế toán
CĐCSKT1 7.85 6.016 .906 .958
CĐCSKT2 7.91 6.084 .943 .930
CĐCSKT3 7.92 6.241 .917 .950
Hệ số Cronbach anpha thang đo CĐCSKT: 0.963
Nguồn: Kết quả thống kê từ SPSS
Như vậy, qua phân tích kiểm định Cronbach alphal, mơ hình vẫn giữ ngun 8 thang đo đảm bảo chất lượng tốt với 25 biến đặc trưng.
2. Phân tích nhân tố
Hệ số Cronbach alpha đã đảm bảo độ tin cậy của các biến. Tác giả tiếp tục đi vào phân tích nhân tố khám phá (EFA) riêng cho hai nhóm biến độc lập và biến phụ thuộc. Kết quả được trình bày như sau:
Biến độc lập
- Kiểm định tính thích hợp của EFA
Bảng 4.3: Kiểm định KMO và Bartlett
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .727
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 1869.971
df 231
Sig. .000
KMO = 0,727, thỏa mãn điều kiện: 0.5 < KMO <1. Phân tích nhân tố khám phá là phù hợp cho dữ liệu thực tế.
- Kiểm định tương quan của các biến quan sát trong thước đo đại diện
Trong bảng 4.3, kiểm định Bartlett có mức ý nghĩa Sig = 0.000 nhỏ hơn 0.05, nghĩa là các biến quan sát có tương quan tuyến tính với nhân tố đại diện.
- Kiểm định mức độ giải thích của các biến quan sát đối với nhân tố
Bảng 4.4: Tổng phương sai được giải thích (Total Variance Explained)
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 5.109 23.221 23.221 5.109 23.221 23.221 2.955 13.431 13.431 2 2.664 12.107 35.328 2.664 12.107 35.328 2.658 12.080 25.511 3 2.370 10.772 46.100 2.370 10.772 46.100 2.486 11.302 36.813 4 2.286 10.393 56.493 2.286 10.393 56.493 2.246 10.211 47.024 5 1.516 6.890 63.383 1.516 6.890 63.383 2.183 9.921 56.945 6 1.236 5.620 69.003 1.236 5.620 69.003 1.976 8.983 65.928 7 1.113 5.057 74.061 1.113 5.057 74.061 1.789 8.133 74.061 8 .853 3.877 77.938 9 .815 3.706 81.644 10 .680 3.092 84.736 11 .571 2.596 87.332 12 .498 2.265 89.597 13 .464 2.111 91.708 14 .396 1.801 93.509 15 .296 1.344 94.853 16 .284 1.289 96.143 17 .241 1.095 97.238 18 .222 1.008 98.246 19 .150 .681 98.926 20 .148 .672 99.598 21 .062 .281 99.879 22 .027 .121 100.000
Xác định hệ số tải nhân tố của các biến được tiến hành bằng cách xét cột Extraction (hệ số tải nhân tố). Kết quả cho thấy có 7 nhân tố được rút ra với trị số phương sai trích là 74.06%. Điều này có nghĩa 74.06% thay đổi của các nhân tố được giải thích bởi các biến quan sát (thành phần của Factor).
- Kết quả phân tích EFA
Bảng 4.4 cho thấy có 7 nhân tố có giá trị Eigen lớn hơn 1. Đây là 7 nhân tố có được từ kết quả của phân tích nhân tố khám phá. Chi tiết của mỗi nhân tố được được thể hiện trong bảng ma trận nhân tố xoay.
Bảng 4.5: Bảng ma trận nhân tố xoay Component Component 1 2 3 4 5 6 7 QT3 .966 QT1 .961 QT2 .936 GGNN2 .925 GGNN1 .905 GGNN3 .880 KT1 .923 KT2 .874 KT3 .873 PL1 .820 PL4 .796 PL3 .675 CT3 .818 CT4 .780 CT1 .750 VH2 .802 VH3 .691 VH1 .656 PL2 DK3 .802 DK4 .794 DK2
Bảng ma trận nhân tố xoay ở bảng 4.5 cho thấy các biến đặc trưng đều có hệ số tải nhân tố (Factor loading > 0.55). Có 7 nhân tố đại diện cho việc tác động đến chuyển đổi CSKT dồn tích KVC với các biến đặc trưng của nhân tố khơng xáo trộn so với mơ hình lý thuyết ban đầu. Tuy nhiên biến (PL2: “Sự tác động của Chuẩn mực kế tốn cơng quốc tế”) có hệ số tải (Factor loading < 0.55) nên sẽ bị loại ra khỏi nhân tố Môi trường pháp lý. Tương tự, biến ĐK2: “Chính sách truyền thơng” cũng bị loại ra khỏi nhân tố Điều kiện tổ chức.
Như vậy, kết quả phân tích EFA cho thấy sau khi kiểm định, mơ hình mới giống với mơ hình ban đầu với 7 nhân tố như sau:
- Nhân tố 2: Các biến: GDNN1, GDNN2, GDNN3 đặt tên cho nhân tố này là F2 - Nhân tố 3: Các biến KT1, KT2, KT3 đặt tên cho nhân tố này là F3
- Nhân tố 4: Các biến PL1, PL3, PL4 đặt tên cho nhân tố này là F4 - Nhân tố 5: Các biến CT1, CT3, CT4 đặt tên cho nhân tố này là F5 - Nhân tố 6: Các biến VH1, VH2, VH3 đặt tên cho nhân tố này là F6 - Nhân tố 7: Các biến ĐK3, ĐK4 đặt tên cho nhân tố này là F7
Như vậy, qua kiểm định chất lượng thang đo và kiểm định mơ hình EFA nhận diện có 7 thang đo đại diện cho việc tác động đến chuyển đổi CSKT dồn tích KVC.
Biến phụ thuộc
- Kiểm định tính thích hợp của EFA
Bảng 4.6 : Kiểm định KMO và Bartlett của biến phụ thuộc
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .599
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 365.250
df 3
Sig. .000
Kết quả Bảng 4.6 cho thấy hệ số KMO là 0.599 lớn hơn 0.5 chứng tỏ việc thực hiện phân tích nhân tố khám phá EFA là thích hợp với dữ liệu nghiên cứu đã thu thập.
- Kiểm định tương quan của các biến quan sát trong thước đo đại diện
Kết quả kiểm định Bartlett có mức ý nghĩa Sig = 0.000 nhỏ hơn 0.05 cho thấy các biến quan sát có mối tương quan tuyến tính với nhân tố “Chuyển đổi CSKT”.
- Kiểm định mức độ giải thích của các biến quan sát đối với nhân tố
Bảng 4.7: Tổng phương sai trích của biến phụ thuộc
Component Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 2.334 77.799 77.799 2.334 77.799 77.799 2 .618 20.588 98.387
3 .048 1.613 100.000
Kết quả bảng 4.7 cho thấy các biến quan sát của biến phụ thuộc tạo thành một nhóm có giá trị tổng phương sai trích là 77,80%, điều này có nghĩa là các biến quan sát giải thích được 77,80% sự biến thiên của biến phụ thuộc.
Bảng 4.8: Ma trận nhân tố trước khi xoay của biến phụ thuộc Component Component 1 CD2 .959 CD1 .944 CD3 .722
Vì các biến quan sát chỉ tạo thành một nhóm nên khơng thực hiện được phép xoay Varimax mà sử dụng kết quả từ bảng ma trận nhân tố trước khi xoay. Kết quả từ bảng 4.8 cho thấy các biến quan sát đều có hệ số tải lớn hơn 0.55. Như vậy phân tích nhân tố cho các biến quan sát thuộc biến phụ thuộc là phù hợp và có 1 nhân tố được hình thành.
Bảng 4.9: Mơ hình điều chỉnh qua kiểm định Cronbach Alpha và phân tích nhân tố khám phá tích nhân tố khám phá Nhân tố Biến đặc trưng Giải thích F1 Mơi trường quốc tế
QT1 Sự can thiệp và hỗ trợ tài chính quốc tế
QT2 Sự hỗ trợ chuyên môn của các chuyên gia quốc tế QT3 Áp lực thực hiện các cam kết khi gia nhập các tổ
chức quốc tế
F2 Giáo dục- nghề nghiệp
GD-NN1 Đào tạo và tuyển dụng GD-NN2 Các tổ chức nghề nghiệp
GD-NN3 Trình độ chun mơn của chun gia, chun viên kế tốn
F3 Mơi trường kinh tế
KT1 Các áp lực về tài chính khu vực cơng KT2 Các vụ bê bối tài chính trong khu vực cơng KT3 Chi phí thực hiện cải cách kế tốn khu vực công
F4 Hệ thống pháp lý
PL1 Sự chi phối bởi hệ thống luật PL3 Hệ thống kiểm soát nội bộ
PL4 Quy định công bố thông tin BCTC khu vực cơng
F5 Mơi trường chính trị
CT1 Hỗ trợ chính trị CT3 Sự dân chủ
F6 Mơi trường văn hóa
VH1 Nhận thức về đổi mới của lực lượng cán bộ quản lý và những người làm kế toán
VH2 Sự thay đổi trong văn hóa quản lý
VH3 Đạo đức nghề nghiệp của kế toán, kiểm toán viên
F7 Điều kiện tổ chức
ĐK3 Khả năng công nghệ thơng tin ĐK4 Triển khai tổng kế tốn nhà nước
CĐC SKT
Chuyển đổi CSKT
CĐCSKT1 Minh bạch hóa thơng tin
CĐCSKT2 Nâng cao trách nhiệm giải trình của đơn vị cơng CĐCSKT3 Phù hợp với thơng lệ kế tốn quốc tế
3. Phân tích tương quan
Tương quan giữa các biến trong mơ hình được trình bày trong bảng 4.10 như sau:
Bảng 4.10: Hệ số tương quan Person
CĐCSKT QT(F1) GGNN(F2) KT(F3) VH(F6) CT(F5) PL(F4) ĐK(F7) CDCSKT 1 QT (F1) .638** 1 GGNN (F2) .671** .132 1 KT (F3) .272** .133 .037 1 VH (F6) .339** .255** .168* .116 1 CT (F5) .332** .186* .110 .214* .419** 1 PL (F4) .218** .294** -.003 .191* .284** .328** 1 ĐK (F7) .149 .226** .002 .071 .208* .290** .365** 1 **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Kết quả chỉ ra nhân tố GGNN có tương quan mạnh nhất với CĐCSKT (0.671), và nhân tố ĐK có tương quan yếu nhất với CĐCSKT (0.149). Hệ số tương quan đều dương cho thấy các biến có quan hệ cùng chiều với nhau, nghĩa là tác động tích cực tới việc chuyển đổi CSKT dồn tích khu vực công. Tuy nhiên, hệ số tương quan không chỉ ra mối tác động của các biến lên CĐCSKT. Do vậy, để tìm hiểu rõ vấn đề này, tác giả sử dụng bước phân tích hồi quy ở phía sau.
4. Phân tích hồi quy đa biến
Từ các nhân tố tác động trên, Ta có phương trình hàm hồi quy như sau: CĐCSKT = β0 + β1F1 + β2F2 + β3F3 + β4F4+ β5F5 + β6F6 + β7F7
- CĐCSKT: Các nhân tố tác động đến cải cách kế toán KVC Việt Nam theo hướng chuyển đổi CSKT dồn tích trong điều kiện vận dụng Chuẩn mực kế tốn cơng quốc tế.
- F1: Môi trường quốc tế
- F2: Môi trường giáo dục, nghề nghiệp - F3: Môi trường kinh tế
- F4: Hệ thống pháp lý - F5: Mơi trường chính trị - F6: Mơi trường văn hóa - F7: Điều kiện tổ chức - β0: Hệ số của mơ hình
β1, β2, β3…: hệ số hồi qui chuẩn hóa cho biết mức độ quan trọng của các nhân tố ảnh hưởng đến chuyển đổi CSKT dồn tích khu vực cơng.
Để mơ hình hồi quy đảm bảo độ tin cậy và hiệu quả, ta cần thực hiện 3 kiểm định chính sau:
- Kiểm định hệ số hồi quy
Mục tiêu của kiểm định này nhằm xem xét biến độc lập tương quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc hay không. Khi mức ý nghĩa Sig của hệ số hồi quy từng phần có độ tin cậy ít nhất 95%, ta kết luận tương quan có ý nghĩa thống kê giữa biến độc lập và biến phụ thuộc. Bảng 4.11: Hệ số hồi quy Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -.085 .249 -.341 .734 QT (F1) .447 .036 .513 12.483 .000 .855 1.169 GGNN(F2) .332 .022 .576 14.779 .000 .953 1.049 KT (F3) .127 .033 .153 3.885 .000 .932 1.073 VH (F6) .049 .046 .046 1.061 .291 .766 1.306 CT (F5) .121 .041 .130 2.924 .004 .736 1.359 PL (F4) -.007 .040 -.008 -.183 .855 .752 1.330 DK (F7) -.021 .038 -.023 -.545 .587 .819 1.221
Bảng 4.11, cột mức ý nghĩa Sig cho thấy:
Các nhân tố Văn hóa (F6), Pháp lý (F4) và Điều kiện tổ chức (F7) có Sig lớn hơn 0.05. Như vậy, các nhân tố này tương quan với Chuyển đổi CSKT khơng có ý nghĩa với độ tin cậy 95%.
Các nhân tố Quốc tế (F1), Giáo dục nghề nghiệp (F2), Kinh tế (F3) và Chính trị (F5) tương quan có ý nghĩa với Chuyển đổi CSKT với độ tin cậy 95%.
- Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình
Mức độ giải thích của mơ hình
Bảng 4.12: Tóm tắt mơ hình
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate
1 .899a .809 .799 .27031
Trong bảng R2 là 0.809 và R2 hiệu chỉnh là 0.799, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu lên tới 79.90%. Hay nói cách khác 79.90% sự biến thiên của biến phụ thuộc chuyển đổi CSKT dồn tích KVC được giải thích bởi các biến độc lập như F1: Quốc tế, F2: Môi trường giáo dục nghề nghiệp, F3: Môi trường kinh tế, F5: Mơi trường chính trị. Và 20.1% là do sai số ngẫu nhiên hoặc các nhân tố tác động mà chưa đưa vào mơ hình nghiên cứu.
Mức độ phù hợp của mơ hình
Bảng 4.13: Phân tích phương sai (ANOVA)a
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression 40.860 7 5.837 79.886 .000b
Residual 9.645 132 .073
Total 50.505 139
Để kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tổng thể, giá trị F từ bảng phân tích phương sai ANOVA được xem xét. Ta thấy F nhận giá trị 79,886 với mức ý nghĩa Sig nhỏ hơn 0.05 chứng tỏ tồn tại mối quan hệ tuyến tính ít nhất một biến giữa chuyển đổi CSKT dồn tích KVC với mơi trường chính trị, mơi trường giáo dục nghề nghiệp, môi trường quốc tế, môi trường kinh tế.
- Giả định về hiện tượng đa cộng tuyến
Dựa vào hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến trong bảng 4.11, tác giả thấy khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra vì các biến đều nhỏ hơn 2.