Nhân tố 1
CLTT6 .789
CLTT3 .740
CLTT5 .675
CLTT1 .662
CLTT2 .642
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
4.2.3 Phân tích hồi quy đa biến
Để xem xét mối quan hệ giữa các biế độc lập và biến phụ thuộc, nghiên cứu sử dụng mơ hình h quy đa b ế ư sau:
CLTT = β0 + β1NVKT + β2HTTT + β3NQL + β4MTLV + β5HNKT + ε
ro đó:
- CLTT: Biến phụ thuộc (Chấ lượng thơng tin trên báo cáo tài chính của các đơ vị sử dụ â s c à ước tại Tp. Phan Thiết)
- Các biế độc lập:
+ NVKT: rì độ nhân viên kế tốn + HTTT: Hệ thống thơng tin kế tốn + NQL: Kiến thức và cam kết nhà quản lý + MTLV: ô rường làm việc
+ HNKT: Yêu cầu hội nhập về kế tốn khu vực cơng + ε: ệ số nhiễu.
4.2.3.1 Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình
Kết quả cho thấy hệ số R2 đ ều chỉnh = 64.2% > 50% (Bả 4 9) đ ng thời, kiểm định F trong bảng ANOVA (Bảng 4.10) cho thấy giá trị ày có ý ĩa ống kê với Sig. < 0.05. Từ đó kết luận mơ hình là phù hợp, các biế độc lập (trình độ nhân viên kế tốn, hệ thống thơng tin kế toán, kiến thức và cam kết nhà quản lý, mô rường làm việc, yêu cầu hội nhập về kế tốn khu vực cơng) giả c được 64.2% sự ay đổi của biến phụ thuộc (chấ lượng thơng tin trên báo cáo tài chính của c c đơn vị sử dụ â s c à ước tại Tp. Phan Thiết), phần cịn lạ được giải thích bởi các yếu tố k ơ được xem xét trong mơ hình.
Bảng 4.9: Bảng tóm tắt mơ hình hồi quy Mơ Hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 – hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng
Durbin-Watson
1 .808a .653 .642 .21771 2.123
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Bảng 4.10: Bảng ANOVA Mơ hình Tổng bình Mơ hình Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình bình phương F Sig. 1 H i quy 13.559 5 2.712 57.212 .000b Phầ dư 7.205 152 .047 Tổng 20.764 157
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
4.2.3.2 Kiểm định trọng số hồi quy
Dựa vào kết quả trong bảng trọng số h i quy (Bảng 4.11), cho thấy giá trị Sig của các biế độc lập: rì độ nhân viên kế toán, hệ thống thơng tin kế tốn, kiến thức và cam kết nhà quản lý, mô rường làm việc, u cầu hội nhập về kế tốn khu vực cơng đều nhỏ ơ 0 05 ừ đó c ả kết luận các biế độc lập ươ qua và có ý ĩa với biến phụ thuộc chấ lượng thông tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụ â s c à ước tại Tp. Phan Thiết.
Bảng 4.11: Bảng trọng số hồi quy Mơ Hình Hệ số chưa 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) -.444 .307 -1.444 .151
HTTT .197 .027 .355 7.235 .000 .947 1.056
NQL .213 .028 .377 7.635 .000 .935 1.070
MTLV .236 .034 .332 6.886 .000 .983 1.017
HNKT .251 .033 .391 7.657 .000 .877 1.141
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Từ kết quả trong bảng trọng số h i quy (bả 4 11) x c đị được p ươ rì h quy ư sau:
Phương trình hồi quy:
CLTT = 0.274 NVKT + 0.355 HTTT + 0.377 NQL + 0.332 MTLV + 0.391 HNKT
ươ rì i quy trên cho thấy mức độ c động của các nhân tố đến chất lượng thơng tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụ â s c à ước tại Tp. Phan Thiết ro đó â ố yêu cầu hội nhập về kế toán khu vực cơng có ả ưởng mạnh nhất và nhân tố rì độ nhân viên kế tốn có ả ưởng yếu nhất đến chấ lượng thơng tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụng ngân sách à ước tại Tp. Phan Thiết cụ thể:
ro đ ều kiện các biế k c k ô ay đổi, khi yêu cầu hội nhập về kế tốn khu vực cơng ă 1 đơ vị thì chấ lượng thơng tin trên báo cáo tài chính của các đơ vị sử dụ â s c à ước tại Tp. Phan Thiết ă 0 391 đơ vị.
ro đ ều kiện các biế k c k ô ay đổi, khi kiến thức và cam kết nhà quản lý ă 1 đơ vị thì chấ lượng thơng tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụ â s c à ước tại Tp. Phan Thiết ă 0 377 đơ vị.
ro đ ều kiện các biế k c k ô ay đổi, khi hệ thống thơng tin kế tốn ă 1 đơ vị thì chấ lượng thơng tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụng â s c à ước tại Tp. Phan Thiết ă 0 355 đơ vị.
ro đ ều kiện các biế k c k ô ay đổi, khi mô rường làm việc ă 1 đơ vị thì chấ lượng thơng tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụng ngân s c à ước tại Tp. Phan Thiết ă 0 332 đơ vị.
ro đ ều kiện các biế k c k ô ay đổi, khi trì độ nhân viên kế tốn ă 1 đơ vị thì chấ lượ ô rê b o c o à c c c đơ vị sử dụng â s c à ước tại Tp. Phan Thiết ă g 0.274 đơ vị.
4.2.3.3 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Đa cộng tuyến là hiệ ượng các biế độc lập có sự ươ qua oà oà với au Để kiểm tra hiệ ượ đa cô uyến, chỉ số ường dùng là hệ số p ó đại p ươ sa VIF Kết quả trong bảng 4.11 cho thấy hệ số VIF của các biế độc lập ( rì độ nhân viên kế tốn, Hệ thống thơng tin kế tốn, Kiến thức và cam kết nhà quả lý ô rường làm việc, Yêu cầu hội nhập về kế tốn khu vực cơng) đều nhỏ ơ 2 ừ đó kết luận mơ hình nghiên cứu các nhân tố rì độ nhân viên kế toán, Hệ thống thơng tin kế tốn, Kiến thức và cam kết nhà quả lý ô rường làm việc, Yêu cầu hội nhập về kế tốn khu vực cơng ả ưở đến chấ lượng thông tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụ â s c à ước tại Tp. Phan Thiết khơng có hiệ ượ đa cộng tuyến (Nguyễ Đì ọ, 2011).
4.2.3.4 Kiểm định hiện tượng tự tương quan của phần dư
Để kiểm định tự ươ qua của các sai số kề au a sử sụ ệ số Durbin- Wa so để kiểm định tự ươ qua của các sai số kề nhau, hệ số có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4; nếu các phần sai số k ơ có ươ qua c uỗi bậc nhất với nhau thì giá trị sẽ gần bằng 2. Dựa vào kết quả bảng 4.9, cho thấy d được chọ rơ vào m ền chấp nhận giả thuyế k ơ có ươ qua c uỗi bậc nhất (d = 2.123). N ư vậy, kết luận khơng có hiệ ượng tự ươ qua ữa các phầ dư ro mơ ì mơ ì có ý ĩa
4.2.3.5 Kiểm định về phân phối chuẩn của phần dư
Mơ hình h i quy tuyến tính chỉ thực sự phù hợp với các dữ liệu quan sát khi phầ dư có p â p ối chuẩn với trung bình bằ 0 và p ươ sa k ô đổ Để
kiểm định về phân phối chuẩn của phầ dư a sử dụng biểu đ Histogram và biểu đ P– P Plot.
Kết quả trong biểu đ tần số Histogram (Hình 4.1) cho thấy mộ đường cong phân phối chuẩ đặt ch ng lên biểu đ tần số, vớ độ lệch chuẩn Std.Dev = 0,984 và Mean gần bằng 0, ta có thể kết luận rằng, giả thiết phân phối chuẩn của phầ dư khơng bị vi phạm.
Hình 4.1 Đồ thị Histogram của phần dư đã chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Để củng cố cho kết luận này, cần xem thêm biểu đ P-P Plot (Hình 4.2) của phầ dư c uẩ óa c c đ ểm qua s k ô p â xa đường chéo kỳ vọng, nên ta có thể kết luận giả thuyết phân phối chuẩn của phầ dư k ô bị vi phạm.
Hình 4.2 Đồ thị P-P Plot của phần dư đã chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
4.2.3.6 Kiểm định giải định phương sai của sai số (phần dư) không đổi
Kết quả xử lý ro đ thị phân tán (Hình 4.3) cho thấy các phầ dư p â ngẫu nhiên quanh trục O (là quanh giá trị trung bình của phầ dư) ro một phạm v k ô đổ Đ ều ày có ĩa là p ươ sa của sai số (phầ dư) k ô đổi.
Hình 4.3 Đồ thị phân tán giữa giá trị dự đoán và phần dư từ hồi quy
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
4.3 Bàn luận kết quả nghiên cứu
Giả thuyết H1: rì độ nhân viên kế tốn có ả ưở đến chấ lượng
thơng tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụ â s c à ước tại Tp. Phan Thiết. Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố ày có β = 0,274 ư vậy giả thuyế 1 được chấp nhận. Kết quả này là hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của Trần Thị Bảo Minh (2019); Nguyễn Thị Kim Thoa (2021).
Giả thuyết H2: Hệ thống thông tin kế tốn có ả ưở đến chấ lượng
thông tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụ â s c à ước tại Tp. Phan Thiết. Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố ày có β = 0,355 ư vậy giả thuyết H2 được chấp nhận. Kết quả này là hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của
Phạm Quốc Thuần, La Xuân Đào (2016); Diệp Tiên (2016); Trần Mỹ Ngọc (2017); Đỗ Nguyễn Minh Châu (2016); Võ Thị Thúy Kiều (2019).
Giả thuyết H3: Kiến thức và cam kết nhà quản lý có ả ưở đến chất
lượng thông tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụ â s c à ước tại Tp. Phan Thiết. Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố ày có β = 0,377 ư vậy giả thuyết H3 được chấp nhận. Kết quả này là hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của Andy Wynne (2004); Nguyễn Thị Thu Hiền (2014); Đỗ Nguyễn Minh Châu (2016)
Giả thuyết H4: ơ rường làm việc có ả ưở đến chấ lượng thông tin
trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụ â s c à ước tại Tp. Phan Thiết. Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố ày có β = 0,332 ư vậy giả thuyết H4 được chấp nhận. Kết quả này là hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của Diệp Tiên (2016); Nguyễn Thị Kim Thoa (2021).
Giả thuyết H5: u cầu hội nhập về kế tốn khu vực cơng có ả ưở đến
chấ lượng thơng tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụng ngân sách nhà ước tại Tp. Phan Thiết. Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố ày có β = 0,391 ư vậy giả thuyết H5 được chấp nhận. Kết quả này là hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của Xu & ctg (2003); Nguyễn Thị Thu Hiền (2014); Đỗ Nguyễn Minh Châu (2016).
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
ô qua p ươ p p sơ bộ và đị lượng, kết quả nghiên cứu cho thấy mơ ì và c c a đo được sử dụng trong nghiên cứu là có ý ĩa Kết quả của nghiên cứu nêu rõ có 5 nhân tố ả ưở đến chấ lượng thông tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụ â s c à ước tại Tp. Phan Thiết. Mỗi một nhân tố có mức độ c độ k c au đến chấ lượng thơng tin trên báo cáo tài chính các đơ vị sử dụng ngâ s c à ước tại Tp.Phan Thiết và được sắp xếp theo trật tự từ cao xuống thấp ư sau: yêu cầu hội nhập về kế tốn khu vực cơng; kiến thức và cam kết nhà quản lý; hệ thống thông tin kế tốn; mơ rường làm việc; rì độ nhân viên kế toán.
Kết quả của c ươ ày là că cứ để tác giả đưa ra c c k ến nghị nhằm nâng cao chấ lượng thông tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụng ngân sách à ước tại Tp. Phan Thiết.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 5.1 Kết luận 5.1 Kết luận
Nghiên cứu được thực hiện nhằm giải quyết những mục tiêu g m: x c định những nhân tố ả ưởng và đo lường mức độ ả ưởng của các nhân tố đến chất lượng thơng tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụng ngân sách à ước tại Tp. Phan Thiết. Qua quá trình nghiên cứu, kết quả nghiên cứu đạ được ư sau:
- Với mục êu x c định các nhân tố ả ưở đến chấ lượng thông tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụng ngân sách à ước tại Tp. Phan Thiết, kết quả nghiên cứu cho thấy các nhân tố này bao g m: rì độ nhân viên kế tốn; Hệ thống thơng tin kế tốn; Kiến thức và cam kết nhà quản lý; ô rường làm việc; Yêu cầu hội nhập về kế tốn khu vực cơng.
- Với mục êu x c định, đo lường mức độ c động của các nhân tố đến chất lượng thông tin trên báo cáo tài chính của c c đơ vị sử dụng ngân sách à ước tại Tp. Phan Thiết, qua nghiên cứu, tác giả x c định nhân tố này g m: trì độ nhân viên kế toán, hệ thống thơng tin kế tốn, kiến thức và cam kết nhà quản lý, môi rường làm việc, yêu cầu hội nhập về kế tốn khu vực cơng.
- Thứ tự ả ưởng của các nhân tố đến biến phụ thuộc theo thứ tự c động từ cao đến thấp được trình bày ở bả dướ đây:
Bảng 5.1: Thứ tự ảnh hưởng của các nhân tố đến chất lượng thơng tin trên báo cáo tài chính của các đơn vị sử dụng ngân sách nhà nước tại Tp. Phan Thiết
STT Nhân tố Mã hóa Mức độ
tác động Tỷ trọng
Thứ tự ảnh hưởng
1 rì độ nhân viên kế toán NVKT 0,274 15,85 5
2 Hệ thống thơng tin kế tốn HTTT 0,355 20,53 3
3 Kiến thức và cam kết nhà
quản lý NQL 0,377 21,8 2
4 Môi rường làm việc MTLV 0,332 19,2 4
5 Yêu cầu hội nhập về kế
toán khu vực công HNKT 0,391 22,61 1
Sơ đồ 5.1: % tác động của các nhân tố
(Nguồn: tác giả tổng hợp)
N ư vậy về % c động của các nhân tố thì nhân tố yêu cầu hội nhập về kế tốn khu vực cơ có % c động cao nhấ lê đến 22,61% và nhân tố rì độ nhân viên kế tốn có % c động thấp nhất chỉ chiếm 15,85% trong tổng thể.
5.2 Kiến nghị
5.2.1 Yêu cầu hội nhập về kế tốn khu vực cơng
Nhằm đ p ứng yêu cầu về hội nhập kinh tế của đấ ước đối với cơng tác kế tốn khu vực công, hiệ ay ước a đa ro lộ trình thực hiệ đề án cơng bố hệ thống chuẩn mực kế tốn cơng Việt Nam theo Quyế định số 1299/QĐ-BTC phê duyệ ba à ày 31/7/2019 eo đó ệ thống chuẩn mực kế tốn cơng của Việt Nam áp dụ c o c c đơ vị kế o ro lĩ vực công nhằm đảm bảo các yêu cầu hội nhập kinh tế của đấ ước; đ ng thời góp phầ đ ng bộ với cải cách, đổi mới chính sách quản lý kinh tế, chính sách quản lý tài chính cơng của Việt Nam; là cơ sở để cung cấp thơng tin tài chính kịp thời, trung thực nhằm â cao ă lực, hiệu quả, tính cơng khai minh bạch trong quản lý các ngu n lực của Chính phủ ó c u cũ ư của các đơ vị sử dụ â s c à ước tại Phan Thiết nói riêng.
Bên cạ đó ê cứu, xây dựng và cơng bố hệ thống chuẩn mực kế tốn công của Việ Nam cũ ắn với việc triể k a đề án xây dựng mơ hình lập báo c o à c à ước; làm cơ sở, nền tảng cho hệ thố cơ c ế, chính sách tài c N à ước với hệ thố vă bản pháp luậ l ê qua ư: Luật Ngân sách nhà ước, Luật Quản lý, sử dụng tài sản công, Luật Quản lý nợ công, Luật Quản lý, sử dụng vố à ước đầu ư vào sản xuất, kinh doanh tại doanh nghiệp, Luật Chứng k o đã và đa được cải cách phù hợp chuẩn mực, thông lệ quốc tế.
Thêm nữa, việc ban hành hệ thống chuẩn mực kế tốn cơng của Việt Nam cũ là că cứ ban hành hệ thống chế độ kế o ướng dẫn cụ thể phù hợp với từng loạ ì đơ vị đặc đ ểm tổ chức hoạ động trong mối quan hệ phù hợp vớ c c cơ chế chính sách về à c cô và â s c à ước ay c c đơ vị sử dụng â s c à ước.
5.2.2 Kiến thức và cam kết nhà quản lý
Thứ nhất, các nhà quản lý cầ x c đị được mục đ c của việc lập và trình bày B x c định nhu cầu cung cấp thông tin của đơ vị sử dụng ngân sách nhà ước và để x c đị đú ữ đ ều đó à quản lý cần phải nâng cao kiến thức trong quản lý tài chính, sử dụng hiệu quả ngân sách à ước cũ ư k ến thức tổng quát về hệ thống thơng tin kế tốn. Nhà quản lý tài chính tạ đơ vị sử dụng