4.1 .Kết quả nghiên cứu địn ht nh
4.2 Kết quả nghiên cứu định ƣợng
4.2.1 ểm n t n o
Đầu ti n t c giả tiến hành kiểm tra độ tin cậy của các thang đo biến độc lập do Szilveszter Fekete đề xuất và kiểm tra độ tin cậy của thang đo iến phụ thuộc “sự lựa chọn CSKT” o t c giả tự xây ựng thông qua hệ số Cronbach’s Alpha. Kết quả kiểm định c c thang đo trong ảng 4.3 “Bảng kết quả kiểm định c c thang đo” cho thấy c c thang đo đều đảm ảo có hệ số ron ach’s lpha ≥ 0,6 và hệ số tương
Bảng 4.3 Bảng kết quả kiể định các thang đo Thang đo iến quan sát Trung bình của thang đo nếu loại
biến
Phƣơng sai của thang đo nếu loại
biến Tƣơng quan biến – tổng hiệu chỉnh Cron ach’s Alpha nếu loại biến Nhóm 1 Q1 10,4506 2,746 0,654 0,650 Q2 9,8086 2,653 0,539 0,701 Q3 9,7407 2,628 0,507 0,721 Q4 9,5741 2,668 0,519 0,713
Hệ số Cron ach’s pha thang đo ếu tố Thông tin (nhu cầu
thông tin của người sử dụng) là 0,753
Nhóm 2
Q5 10,3148 3,397 0,700 0,878
Q6 9,9691 3,036 0,817 0,833
Q7 10,1728 3,697 0,741 0,865
Q8 9,9506 3,414 0,783 0,847
Hệ số Cron ach’s pha thang đo ếu tố Thuế là 0,888
Nhóm 3
Q9 9,4383 2,310 0,519 0,727
Q10 9,0926 2,370 0,519 0,727
Q11 9,0185 2,155 0,548 0,713
Q12 8,5247 2,065 0,659 0,649
Hệ số Cron ach’s pha thang đo ếu tố Hình ảnh bên ngồi là 0,761 Nhóm 4 Q13 9,3025 1,740 0,443 0,629 Q14 8,7346 1,650 0,470 0,612 Q15 9,4321 1,713 0,471 0,612 Q16 9,0864 1,583 0,472 0,611
Hệ số Cron ach’s pha thang đo ếu tố Hình ảnh bên trong là 0,681
Nhóm 5
Q17 5,6667 1,901 0,757 0,782
Q18 6,0000 2,348 0,701 0,838
Q19 5,6049 1,917 0,758 0,780
Hệ số Cron ach’s pha thang đo ếu tố Kinh tế là 0,859
Nhóm 6 Q20 à thang đo uy nhất nên khơng có kiểm định
ron ach’s Alpha
Sự lựa chọn CSKT Q21a 7,2099 1,397 0,763 0,834 Q21b 7,1358 1,460 0,764 0,835 Q21c 6,8148 1,282 0,781 0,820
Hệ số Cron ach’s pha thang đo Sự lựa chọn CSKT là 0,880
Nguồn: T ng hợp t SPSS
c thang đo tr n đ đạt y u cầu về độ tin cậy n n tác giả áp ụng kỹ thuật phân tích nhân tố khám phá và xây ựng mơ hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn CSKT của DNVVN. Mơ hình này được kỳ vọng c ngh a vì n ựa tr n nghi n cứu tương đối mới nhất hiện nay mà t c giả tìm hiểu được.
4.2.2 n t n n tố khám phá
4.2.2.1 Ki m định Bartlett (ki m định tương qu n biến)
Bảng 4.4 Bảng kết quả kiể định KMO và art ett’s
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0,714
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 1114,647
Df 190
Sig. 0.000
Nguồn: T ng hợp t SPSS
Trong bảng 4.4, kiểm định Bartlett’s Test of Sphericity có Sig = 0,000 < 0,05 điều này chứng tỏ giả thiết Ho (các biến không c tương quan với nhau đ ị bác bỏ, kết luận các biến quan s t c tương quan tuyến tính với nhân tố đại diện. Vì vậy, việc phân tích yếu tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn CSKT là phù hợp.
4.2.2.2 Ki m định KMO
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling equacy ng để kiểm định sự phù hợp của mơ hình nghiên cứu. Theo bảng 4.4 “Bảng kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s” thì hệ số KMO đạt 0,714 (thỏa điều kiện 0,5 < KMO < 1) chứng tỏ các biến đưa vào phân tích nhân tố là có ý ngh a và mơ hình nghiên cứu phù hợp với nhân tố đề ra.
4.2.2.3 Ki m định m độ giải thích c a các biến qu n sát đối v i nhân tố
Sử ụng phương ph p trích nhân tố là Principal components với ph p quay Varimax, loại ỏ c c iến số c hệ số tải nhân tố (Factor loading) < 0,5, tác giả rút ra được 06 nhân tố có eigenvalues > 1 với mức tổng phương sai trích 66,778% thỏa điều kiện ≥ 5 %) trong ảng 4.5“Tổng phương sai được giải thích”. Điều này có ngh a 66,778% thay đổi của các nhân tố được giải thích bởi các biến quan sát. hân tố quan trọng nhất giải thích được 16,197% tổng phương sai, c c nhân tố cịn lại lần lượt giải thích tương ứng 1 ,196%, 11,890%, 11,226%, 9,036%, 5,233% tổng phương sai.
Bảng 4.5 Tổng phƣơng sai đƣợc giải thích
hân tố
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings Tổng cộng % phương sai Tích lũy % Tổng cộng % phương sai Tích lũy % Tổng cộng % phương sai Tích lũy % 1 3,239 16,197 16,197 3,239 16,197 16,197 3,086 15,431 15,431 2 2,639 13,196 29,393 2,639 13,196 29,393 2,407 12,034 27,465 3 2,378 11,889 41,283 2,378 11,889 41,283 2,354 11,769 39,234 4 2,245 11,226 52,509 2,245 11,226 52,509 2,348 11,741 50,975 5 1,807 9,036 61,545 1,807 9,036 61,545 2,089 10,445 61,420 6 1,047 5,233 66,778 1,047 5,233 66,778 1,072 5,358 66,778 7 0,821 4,103 70,881 8 0,761 3,803 74,684 9 0,688 3,439 78,122 10 0,611 3,057 81,179 11 0,594 2,968 84,148 12 0,566 2,828 86,976 13 0,463 2,314 89,290 14 0,419 2,097 91,387 15 0,369 1,843 93,229 16 0,352 1,761 94,990 17 0,309 1,544 96,534 18 0,272 1,358 97,892 19 0,238 1,191 99,083 20 0,183 0,917 100,000
Dựa vào mơ hình ma trận xoay tác giả x c định các biến của từng nhân tố như ảng 4.6 “Ma trận nhân tố xoay”:
Bảng 4.6 Ma trận nhân tố xoay
Biến quan sát Nh n tố
1 2 3 4 5 6
Q6. Tối thiểu h a thuế T D 0,901 Q8. Tối thiểu h a chi phí tài
chính và c c khoản đ ng g p li n quan đến thu nhập của cổ đông chủ sở hữu
0,878
Q7. Tối thiểu h a c c loại thuế
kh c ngoài thuế T D 0,853 Q5. Tối thiểu h a chi phí của
hoạt động kế to n, giảm thiểu chi phí thay đổi hệ thống ghi nhận
0,825 Q17. Thông tin cung cấp cho cổ
đông hay chủ sở hữu và chủ nợ của D tr n cơ sở SKT nhất định
0,896 Q19. Phản nh tốt nhất những
đặc điểm nguồn lực của D yếu tố sản xuất
0,882 Q18. Truyền thống của kế to n
và sự e ngại thay đổi SKT 0,850 Q1. ơ sở khoa học như: ài
o, s ch, cơng trình nghi n cứu, internet …hiện nay về SKT
0,831 Q2. Thống nhất sổ s ch kế to n
với hồ sơ tài chính c c chính s ch tài chính của D
0,744 Q4. Quy định và y u cầu thông
tin ri ng iệt của cổ đông chủ sở hữu)
0,737 Q3. Quy định và y u cầu thông
tin ri ng iệt của nhà quản l 0,727
Q12. Sự chấp thuận đồng ) của
Q11. Sự chấp thuận đ nh gi
hợp l của kiểm to n vi n 0,758
Q10. S ng tạo hình ảnh tốt đẹp của D cho c c cổ đông tiềm năng
0,736 Q9. Thông tin về SKT của
công ty đối thủ hoặc công ty tương đồng với D
0,713 Q15. ợi nhuận phân chia cho cổ
đông hoặc chủ sở hữu và nhà quản l
0,734 Q16. Thông tin công ố trong
B T đem lại lợi thế cho D trong đơn xin trợ cấp, chính s ch hỗ trợ th o g kh khăn, …
0,722
Q14. Tận ụng tối đa sự ưu đ i
về thuế 0,703
Q13. Tạo ra hình ảnh tốt đẹp của
D cho c c cổ đông hiện tại 0,683
Q20. guy n t c phản nh trung
thực và hợp l của B T 0,961
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
Nguồn: T ng hợp t SPSS
Theo kết quả thu được trong bảng 4.6 có 06 nhân tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn CSKT là:
Nhân tố thứ nhất bao gồm các biến Q5, Q6, Q7, Q8 li n quan đến việc tối thiểu c c loại thuế và tối thiểu h a chi phí của hoạt động kế to n vì vậy t c giả gọi n là nhân tố 1 Thuế . Sự t c động của c c iến quan s t về thuế đ được ự
kiến là c ảnh hưởng mạnh đến sự lựa chọn SKT của D VVV tr n địa àn TP.HCM, kết quả thu được từ khảo s t này tr ng khớp với nghi n cứu định tính. Nhân tố “Thuế” giải thích được 16,197% tổng phương sai.
Nhân tố thứ hai bao gồm các biến Q17, Q18, Q19 li n quan đến thông tin cung cấp cho cổ đông chủ sở hữu thu được từ những SKT nhất định, phản nh những
đặc điểm nguồn lực của D , truyền thống của kế to n và sự e ngại thay đổi SKT thể hiện những đặc điểm cơ ản nền tảng của D và của nền kinh tế cho n n t c giả đặt tên nhân tố mới là 2 Kinh tế . hân tố này giải thích được 1 ,196% tổng phương sai.
Nhân tố thứ a bao gồm các biến Q1, Q2, Q3, Q4 là cơ sở khoa học về SKT, sự thống nhất giữa sổ s ch kế to n và hồ sơ tài chính của D , quy định và y u cầu thông tin ri ng iệt của cổ đông và nhà quản l . Dường như nhân tố này ao gồm c c y u cầu của người sử ụng thơng tin, ví ụ như sự thống nhất giữa sổ s ch kế to n và hồ sơ tài chính của D sẽ đơn giản h a những vấn đề của kế to n trong thực tế gi p cung cấp thông tin cho c c n li n quan kịp thời,… o đ t c giả đặt tên nhân tố mới là 3 Th ng tin . Nhân tố này giải thích được 11,89 % tổng phương sai.
Nhân tố thứ tư bao gồm các biến Q9, Q10, Q11, Q12 là sự chấp thuận đồng của c c n li n quan về SKT của D , mục ti u s ng tạo hình ảnh tốt đẹp cho c c cổ đơng tiềm năng, … phản nh hình ảnh D đ p ứng yêu cầu của c c n li n quan. hân tố này t c giả đặt tên là F4 H nh ảnh ên ngoài . hân tố này giải
thích được 11, 6% tổng phương sai.
Nhân tố thứ năm ao gồm các biến Q1 , Q1 , Q15, Q16 li n quan đến lợi nhuận phân chia cho cổ đông và nhà quản l , những thông tin đem lại lợi thế cho D , tận ụng tối đa ưu đ i thuế, mục ti u tạo ra hình ảnh tốt đẹp cho c c cổ đơng hiện tại phản ánh hình ảnh D đ p ứng yêu cầu của chủ sở hữu, nhân tố được đặt tên 5 H nh ảnh ên trong . Nhân tố này giải thích được 9, 6% tổng phương sai.
Nhân tố thứ s u bao gồm một biến duy nhất Q20 là yêu cầu cơ ản của kế toán, đặt t n là nhân tố F6 Trung thực và hợp ý . Nhân tố tích cực này được kỳ vọng sẽ có ảnh hưởng mạnh đến sự lựa chọn CSKT nhưng cuối cùng ch giải thích được 5, % tổng phương sai.
4.2.3 n t ồ qu
Từ các nhân tố t c động đ thu được như trên, tác giả xây dựng phương trình hàm hồi quy như sau:
LCCSKT = β0 + β1 1 + β2 2 + β3 3 + β4 4 + β5 5 + β6 6
LCCSKT: Lựa chọn chính sách kế tốn β : hệ số của mơ hình
β1, β , β , β , β5, β6: hệ số hồi quy chu n hóa cho biết mức độ quan trọng của các nhân tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn CSKT.
4.2.3.1 Ki m định hệ số hồi quy
Kết quả bảng 4.7 “Hệ số hồi quy” thu được theo phương ph p Stepwise, ch còn lại uy nhất một nhân tố F1 được đưa vào mơ hình và Sig < 0, 5 o đ F1 có mối tương quan và c ngh a với sự lựa chọn CSKT với độ tin cậy 95%. c nhân tố F , F , F , F5, F6 đều ị loại ra khỏi mơ hình vì Sig > ,05 (xem ở ảng .8 “ c iến ị loại khỏi mơ hình hồi quy”)
ảng 4.7 Hệ số hồi qu - Coefficients
Model Unstandardized Coefficients
Standardized
Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -6,693E-017 0,030 0,000 1,000
Thuế 0,924 0,030 0,924 30,505 0,000 1,000 1,000
a. Dependent Variable: LCCSKT Nguồn: T ng hợp t SPSS
ảng 4.8 Các iến bị oại khỏi mơ hình hồi quy - Excluded Variablesa
Model Beta In T Sig. Partial
Correlation
Collinearity Statistics
Tolerance VIF Minimum
Tolerance 1 Kinh tế -0,035b -1,169 0,244 -0,092 1,000 1,000 1,000 Thông tin 0,038b 1,252 0,212 0,099 1,000 1,000 1,000 Bên ngoài 0,057b 1,885 0,061 0,148 1,000 1,000 1,000 Bên trong 0,018b 0,594 0,553 0,047 1,000 1,000 1,000 Trung thực và hợp lý 0,028b 0,921 0,358 0,073 1,000 1,000 1,000
a. Dependent Variable: LCCSKT Nguồn: T ng hợp t SPSS b. Predictors in the Model: (Constant), Thuế
4.2.3.2 Ki m định m độ phù hợp c a mơ hình
ảng 4.9 Tó tắt h nh - Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 0,924a 0,853 0,852 0,38422787 2,069
a. Predictors: (Constant), Thuế Nguồn: T ng hợp t SPSS b. Dependent Variable: LCCSKT
Trong bảng 4.9 “T m t t mơ hình” R2 = 0,853 như vậy 85,3% sự thay đổi trong lựa chọn SKT được giải thích bởi nhân tố F1“Thuế”.
Bảng 4.10 Ph n t ch phƣơng sai - ANOVAa
Model Sum of Squares Df Mean Square F Sig. 1 Regression 137,379 1 137,379 930,556 0,000b Residual 23,621 160 0,148 Total 161,000 161
a. Dependent Variable: LCCSKT Nguồn: T ng hợp t SPSS b. Predictors: (Constant), Thuế
Bảng 4.10 “Phân tích phương sai – nova” cho thấy giá trị F của mơ hình hồi quy gồm một nhân tố uy nhất c gi trị Sig = 0,000 < 0, 5 đồng ngh a c ỏ giả quy gồm một nhân tố uy nhất c gi trị Sig = 0,000 < 0, 5 đồng ngh a c ỏ giả thuyết Ho và tồn tại mối quan hệ tuyến tính giữa sự lựa chọn chính sách kế tốn và nhân tố F1“Thuế”.
Quay trở lại bảng 4.7 “Hệ số hồi quy” tác giả x c định phương trình hàm hồi quy tuyến tính: LCCSKT = 0,924F1
Lựa chọn chính sách kế tốn = 0,924 Nhân tố thuế
4.2.3.3 tìm á vi phạm giả định ần thiết
[1]Giả định phương sai phần ư không đổi
Dựa vào Sig trong kiểm định Spearman’s của biến “phần ư” với biến “Thuế” trong bảng 4.11 “Kiểm định phương sai phần ư không đổi – Spearman’s” n ưới thu được kết quả > 0, 5, o đ mơ hình khơng vi phạm hiện tượng phương sai phần ư thay đổi.
ảng 4.11 Kiể định phƣơng sai phần ƣ h ng đổi – Spear an’s Thuế ABSRES Spearman's rho Thuế Correlation Coefficient 1,000 0,057 Sig. (2-tailed) . 0,472 N 162 162 ABSRES Correlation Coefficient 0,057 1,000 Sig. (2-tailed) 0,472 . N 162 162 Nguồn: T ng hợp t SPSS
[2]Giả định phân phối chu n phần ư
H nh 4.1 iểu đồ tần suất của phần ƣ chu n hóa
Nguồn: T ng hợp t SPSS
Theo hình .1 phân phối phần ư xấp x chu n o trung ình Mean = 1,86E-16 gần ằng và độ lệch chu n Std.Dev = 0,997 (gần ằng 1 o đ giả định phân phối chu n không ị vi phạm.
[3]Giả định về tính độc lập của phần ư
Trong ảng .9, Durbin-Watson (d) đạt . 69. Ta c số quan s t 16 , số tham số k-1 , mức ngh a 95% tra số liệu trong ảng thống k Dur in-Watson ta c d(u) = 1,758 < d = 2,069 < (4 - d(u)) = 2, . hư vậy, không c hiện tượng tự tương quan giữa c c phần ư trong mơ hình, mơ hình c ngh a.
[4]Giả định không c mối tương quan giữa c c iến độc lập hiện tượng đa
cộng tuyến
Mơ hình hồi quy ch cịn một nhân tố F1 “Thuế” uy nhất nên không tồn tại tương quan giữa các biến độc lập.
4.2.4 n ủ m n
Dựa vào cột hệ số tương quan chu n h a ở ảng .7 ta thấy nhân tố “Thuế” c hệ số ,924 quan hệ c ng chiều rất mạnh với sự lựa chọn SKT. Khi nhân tố này tăng th m 1 điểm sẽ làm cho sự lựa chọn SKT tăng th m ,924 điểm. Mơ hình hồi quy cho iết sự thay đổi trong lựa chọn SKT thì 9 , % là o t c động từ nhân tố “Thuế”, 7,6% là o sai số ngẫu nhi n hoặc nhân tố kh c ngồi mơ hình.
4.3 Bàn luận
Trái với kỳ vọng đặt ra khi phân tích nhân tố kh m ph , hơn 5 % iến độc lập trong mơ hình ị loại ỏ khi phân tích hồi quy, tuy nhiên kết quả nghiên cứu này có thể chấp nhận được vì theo tài liệu của Szilveszter Fekete và cộng sự 1 tại Rumani hay bất cứ nơi nào tr n thế giới, trong phần lớn c c đơn vị là D VVN thì người sử dụng B T cơ ản là c c cơ quan nhà nước và kế toán phải chịu ảnh hưởng lớn của thuế Berin e và Răchişan31
, 2005). Mặt kh c ởi vì nghi n cứu được xây ựng ph t triển hơn từ nghi n cứu đ c từ trước đ ở nước ngoài n n chưa c một kết quả phân tích nào c thể ng để tham chiếu với kết quả thu được