CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN
4.2.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA
Nhằm phân tích giá trị hội tụ và giá trị phân biệt của các nhân tố ảnh hưởng đến chấ lượng báo cáo tài chính, c c b ế ày được đưa vào p â c EFA và sử dụng phép xoay ma trậ để x c định số lượng nhân tố r c để từ đó ìm ra â ố mớ Kế quả ể ệ ro bả 4 3 dướ đây :
Kiểm định KMO và Bartlett's
Bảng 4.3: KMO and Bartlett's Test của các nhân tố ban đầu
Hệ số KMO .732 Mơ hình kiểm tra Bartlett Giá trị Chi-Square 1504.220 Bậc tự do 210 Sig (p – value) .000
(Nguồn: Kết quả thống kê từ SPSS)
Bảng 4.3 cho thấy, giá trị KMO bằng 0.732 (theo đ ều kiện 0.5< KMO <1, mơ hình mới phù hợp chứng tỏ các biế đưa vào p â c â ố là có ý ĩa và mơ hình phân tích phù hợp với nhân tố đề ra). Ngoài ra, kiểm định Bartlett's Test of
Sphericity có Sig = 0.000 <0.05 cho thấy c c a đo của 5 nhân tố rì độ nhân viên kế tốn, hệ thống thơng tin kế toán, kiến thức và cam kết nhà quản lý, môi rường làm việc, yêu cầu hội nhập về kế toán khu vực cơng đủ đ ều kiệ để phân tích EFA.
Bảng 4.4: Ma trận xoay của nhân tố khám phá
THÀNH PHẦN 1 2 3 4 5 HTTT2 .894 HTTT3 .859 HTTT5 .847 HTTT4 .846 HTTT1 .834 HNKT3 .821 HNKT4 .806 HNKT2 .803 HNKT1 .709 HNKT5 .687 NQL3 .845 NQL4 .844 NQL1 .810 NQL2 .744 NVKT3 .819 NVKT1 .707 NVKT2 .704 NVKT4 .638 MTLV2 .809 MTLV1 .724 MTLV3 .686
(Nguồn: Kết quả thống kê từ SPSS)
có 5 nhân tố 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 là:
+ Nhân tố thứ nhất bao g m các biến quan sát HTTT2, HTTT3, HTTT5, HTTT4, HTTT1.
+ Nhân tố thứ hai bao g m các biến quan sát HNKT3, HNKT4, HNKT2, HNKT1, HNKT5.
+ Nhân tố thứ ba bao g m các biến quan sát NQL3, NQL4, NQL1, NQL2. + Nhân tố thứ ư bao m các biến quan sát NVKT3, NVKT1, NVKT2, NVKT4.
+ Nhân tố thứ ăm bao m các biến quan sát MTLV2, MTLV1, MTLV3.
Bảng 4.5: Tổng phương sai trích của các nhân tố khám phá
Nhân tố
Giá trị Eigenvalues Chỉ số sau khi trích Chỉ số sau khi xoay
Tổng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích (%) Tổng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích (%) Tổng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích (%) 1 4.249 20.231 20.231 4.249 20.231 20.231 3.774 17.973 17.973 2 3.396 16.170 36.402 3.396 16.170 36.402 3.050 14.523 32.496 3 2.707 12.890 49.292 2.707 12.890 49.292 2.778 13.227 45.723 4 1.741 8.289 57.581 1.741 8.289 57.581 2.298 10.942 56.665 5 1.551 7.386 64.967 1.551 7.386 64.967 1.743 8.302 64.967 6 .924 4.401 69.367 7 .862 4.105 73.472 8 .725 3.454 76.925 9 .635 3.024 79.949 10 .548 2.608 82.557 11 .529 2.519 85.076 12 .485 2.308 87.384 13 .458 2.182 89.567 14 .439 2.092 91.659
15 .379 1.806 93.465 16 .323 1.540 95.005 17 .290 1.380 96.385 18 .257 1.224 97.609 19 .233 1.111 98.720 20 .147 .700 99.420 21 .122 .580 100.000
(Nguồn: Kết quả thống kê từ SPSS)
Tổ p ươ sa r c của các nhân tố trích có giá trị 1.551>1 và đạt 64.967% (Bả 4 5) đ ều ày có ĩa 64 967% ay đổi của các nhân tố được giải thích bởi các biến quan sát (thành phần của Factor) và số lượng nhân tố xác định là oà oà đạt yêu cầu (Nguyễ Đì ọ, 2011).
Với những giá trị đạ được trên, có thể kết luận mơ hình EFA của các nhân tố g m rì độ nhân viên kế tốn, hệ thống thơng tin kế tốn, kiến thức và cam kết nhà quả lý mô rường làm việc, yêu cầu hội nhập về kế tốn khu vực cơng ảnh ưở đến 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 là phù hợp.
Đánh giá giá trị thang đo biến phụ thuộc
Kiểm định tính thích hợp của mơ hình phân tích nhân tố EFA:
Kết quả kiểm định trong bảng 4.6 cho thấy KMO = 0.832> 0.5 và kiểm định Bar le có ý ĩa ống kê với P-value < 0 05 N ư vậy, việc sử dụng mơ hình EFA để đ rị a đo chấ lượng thơng tin trên báo cáo tài chính các đơ vị sử dụng ngân sác à ước tại Tp. Phan Thiết là phù hợp.
Bảng 4.6: Kiểm định KMO và Bartlett cho thang đo biến phụ thuộc
Hệ số KMO .832
Mơ hình kiểm tra Bartlett
Chỉ số Chi-Square 231.211
Bậc tự do 15
Sig. .000
Kiểm định phương sai trích của các nhân tố
Kết quả phân tích trên bảng 4.7 cho thấy rằng 59.270% (>50%) ay đổi của nhân tố được giải thích bởi các biến quan sát. Kết luận mơ hình phân tích nhân tố (EFA) phù hợp và a đo được chấp nhận.
Bảng 4.7: Bảng phương sai trích cho thang đo biến phụ thuộc
Nhân tố Giá trị Eigenvalues Chỉ số sau khi trích
Tổng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích (%) Tổng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích (%) 1 2.956 59.270 59.270 2.956 59.270 59.270 2 .749 2.486 61.756 3 .677 11.285 73.041 4 .642 10.704 83.745 5 .565 9.424 93.170 6 .410 6.830 100.000
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS) Kiểm định hệ số Factor loading
Kết quả phân tích nhân tố (EFA) cho biến phụ thuộc của ma trận nhân tố (bảng 4.8) cho thấy: hệ số tải nhân tố (Factor loading) của các biế qua s đều thỏa đ ều kiện khi phân tích nhân tố là lớ ơ 0 5 và số nhân tố tạo ra khi phân tích nhân tố là 1 nhân tố Đ ều này phù hợp với giả thuyế ba đầu về các biế đo lườ ươ ứng với nhân tố.
Bảng 4.8: Ma trận nhân tố biến phụ thuộc
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 còn 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, yêu 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 thơng 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 ơ 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 thơng 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 thông 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