4. PHẠM VI NGHIÊN CỨU U
4.2.2 Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
4.2.2.1 Phân tích nhân tố cho các yếu tố độc lập
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho các yếu tố độc lập được trình bày trong bảng 5.3.
Bảng 4.3 Kết quả phân tích EFA cho các biến độc lập
Yếu tố Biến quan sát 1 2 3 4 5 6 HY1 .725 HY2 .746 HY3 .719 HY4 .786 HY5 .750 HY6 .878 NT19 .739 NT19B .850 NT20 .775 NT21 .896 CPCD22 .758 CPCD23 .628 CPCD23A .794 CPCD23B .906 DSS7 .772 DSS8 .787 DSS9 .681 DSS10 .894
CQ12 .757 CQ13 .774 CQ14 .632 KSHV15 .603 KSHV16 .833 KSHV17 .669 KSHV18 .734 Eigenvalues 9.913 2.546 1.902 1.836 1.327 1.216 Phương sai trích (%) 38.128 9.794 7.317 7.063 5.105 4.676 Cronbach’s Alpha 0.913 0.884 0.846 0.866 0.836 0.864 Sig. 0.000 KMO 0.888
Kết quả phân tích EFA cho thấy:
9 Kiểm định Bartlett’s: Sig. = 0.000 < 5% : Các biến quan sát trong phân tích nhân tố trên có tương quan với nhau trong tổng thể.
9 Hệ số KMO = 0.888 > 0.5: phân tích nhân tố thích hợp với dữ liệu nghiên cứu.
9 Có 6 nhân tố được trích ra từ phân tích EFA.
9 Hệ số Cumulative % = 72.082% cho biết 6 nhân tố trên giải thích được 72.082% biến thiên của dữ liệu.
9 Giá trị hệ số Eigenvalues của các nhân tố đều lớn hơn 1: đạt yêu cầu. Tất cả các biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố (factor loading) > 0.4: đạt yêu cầu.
Kết quả phân tích nhân tố khơng có sự thay đổi nhóm biến so với kết quả nghiên cứu định tính ban đầu.
4.2.2.2. Phân tích nhân tố cho biến phụ thuộc
Thực hiện phân tích EFA theo phương pháp trích yếu tố Principal components với phép quay Varimax.
Biến quan sát Xu hướng sử dụng CKT24 .864 CKT25 .891 CKT26 .739 Cronbach’s Alpha 0.779 Sig 0.000 KMO 0.647 Eigenvalues 2.086 Phương sai trích (%) 69.529
Kết quả phân tích EFA cho biết phụ thuộc cho thấy:
9 Kiểm định Bartlett: các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.
9 Hệ số KMO = 0.647 > 0.5: phân tích nhân tố thích hợp với dữ liệu nghiên cứu.
9 Có 1 nhân tố được trích ra từ phân tích EFA.
9 Giá trị Eigenvalues = 2.086 > 1: đạt yêu cầu.
9 Giá trị tổng phương sai trích: 69.529%: đạt yêu cầu.
9 Tất cả các biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố > 0.4: đạt yêu cầu.
9 Như vậy, thang đo “xu hướng” đạt giá trị hội tụ.
Tóm tắt kết quả phân tích nhân tố (EFA):
Kết quả phân tích nhân tố cho thấy các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mơ hình đều đạt giá trị hội tụ và giá trị phân biệt chấp nhận được: phân tích EFA là thích hợp với dữ liệu nghiên cứu. Có 7 nhân tố được trích ra từ kết quả phân tích bao gồm 29 biến quan sát. Tất cả các biến quan sát trong từng nhân tố tương ứng được trích đều đạt yêu cầu và được sử dụng trong các phân tích tiếp theo. Do vậy khơng hiệu thang đo và mơ hình nghiên cứu đã đề xuất ban đầu.
Kết quả phân tích tương quan cho thấy, tất cả các biến độc lập đều có tương quan với biến phụ thuộc ở mức ý nghĩa 1%. Biến phụ thuộc CKT có tương quan mạnh nhất với biến độc lập KSHV (hệ số Pearson = 0.775) và tương quan yếu nhất với biến độc lập CPCD (hệ số Pearson = 0.525). Sự tương quan chặt này rất được mong đợi vì chính những mối quan hệ chặt, tuyến tính giữa các biến giải thích được sự ảnh hưởng đến kết quả mơ hình. Do đó, các biến độc lập này có thể đưa vào phân tích hồi quy để giải thích ảnh hưởng đến kết quả của mơ hình nghiên cứu.
Giữa một số biến độc lập cũng có tương quan khá mạnh với nhau ở mức ý nghĩa 1%. Do đó, trong phân tích hồi quy sẽ thận trọng với trường hợp đa cộng tuyến có thể xảy ra ảnh hưởng đến kết quả phân tích.
Kết quả phân tích cụ thể được trình bày ở phụ lục 6.
4.3.2. Phân tích hồi quy đa biến
Phân tích hồi quy được thực hiện với 6 biến độc lập và phương pháp chọn là Enter. Kết quả phân tích hồi quy đa biến như sau (xem chi tiết trong phụ lục 7):
Bảng 4.5 Tổng kết mơ hình hồi quy
Change Statistics Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .844a .713 .706 .23783 .057 97.741 6 236 .000
Hệ số chuẩn hóa Đa cộng tuyến Mơ hình B Std. Error Beta t Sig. Độ chấp nhận (Tolerance) Hệ số phóng đại phương sai (VIF) 1 (Constant) .518 .135 3.830 .000 tbhy .127 .036 .169 3.558 .000 .536 1.864 tbdss .114 .035 .138 3.270 .001 .681 1.469 tbCQ .084 .040 .096 2.091 .038 .579 1.726 tbKSHV .371 .039 .465 9.464 .000 .503 1.990 tbNT .100 .031 .133 3.183 .002 .701 1.426 tbCPCD .066 .032 .088 2.093 .037 .687 1.455 Biến phụ thuộc: CKT
Kết quả của mơ hình cho thấy R2 hiệu chỉnh là 0.706, có nghĩa là 70.6% sự biến thiên của biến phụ thuộc CKT được giải thích chung bởi các biến độc lập trong mơ hình. Bên cạnh đó, kiểm định F cũng cho thấy giá trị Sig. rất nhỏ (Sig. = .000), cho thấy mơ hình trên phù hợp với tập dữ liệu đang khảo sát.
Các biến độc lập HY, DSS, CQ, KSHV, NT, CPCD đều có ý nghĩa về mặt thống kê (Sig. < 0.05).
Kết quả cho thấy hệ số chấp nhận (Tolerance) khá cao (từ 0.536 đến 0.701) và hệ số phóng đại phương sai VIF thấp (từ 1.426 đến 1.990, nhỏ hơn 2). Do vậy, có thể kết luận mối liên hệ giữa các biến độc lập này khơng đáng kể, khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Phương trình hồi quy bội biểu diễn mối quan hệ giữa các nhân tố và xu hướng chọn khai thuế qua mạng như sau:
Y = 0.518 + 0.127 X1 + 0.114 X2 + 0.084 X3 + 0.371 X4 + 0.1 X5 + 0.066 X6 Trong đó:
nhận thức tính dễ sử dụng, chuẩn chủ quan, nhận thức kiểm soát hành vi, niềm tin và nhận thức rào cản chuyển đổi.
+0.169 +0.138 Nhận thức sự hữu ích +0.096 +0.465 +0.133 +0.088
Hình 4.1 Kết quả mơ hình hồi quy đa biến
Căn cứ vào kết quả phân tích hồi quy, mục tiêu thứ nhất của đề tài đã được trả lời: có 6 yếu tố có ảnh hưởng đến xu hướng chọn khai thuế qua mạng là (1) Nhận thức sự hữu ích, (2) Nhận thức sự thuận tiện, (3) Chuẩn chủ quan, (4) Nhận thức kiểm soát hành vi, (5) Niềm tin và (6) Nhận thức về chi phí chuyển đổi.
Trong 6 yếu tố trên, yếu tố “nhận thức kiểm sốt hành vi” có tác động lớn nhất đến xu hướng chọn khai thuế qua mạng với hệ số hồi quy là 0.465, tiếp đến là yếu tố “nhận thức sự hữu ích” có hệ số hồi quy là 0.169, yếu tố “nhận thức tính dễ sử dụng” có tác động thấp hơn với hệ số hồi quy 0.138, yếu tố “niềm tin” với hệ số hồi quy là 0.133, yếu tố “chuẩn chủ quan” với hệ số hồi quy 0.096 và yếu tố “nhận thức rào cản
Nhận thức tính dễ sử dụng
Chuẩn chủ quan
Nhận thức kiểm soát hành vi
Niềm tin
Xu hướng khai thuế qua mạng
mục tiêu thứ 2 của đề tài.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy các yếu tố có ảnh hưởng đến xu hướng chọn khai thuế qua mạng như sau:
9 Nhận thức kiểm sốt hành vi:
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy có sự tương quan dương giữa yếu tố “nhận thức kiểm soát hành vi” và xu hướng chọn khai thuế qua mạng. Hệ số hồi quy là 0.465, điều này có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi nhận thức kiểm sốt hành vi tăng lên 1 đơn vị thì xu hướng sử dụng sẽ tăng lên 0.465 đơn vị.
Khi cơ sở hạ tầng và đặc điểm công ty thuận lợi như cơng ty có đủ nguồn lực, kiến thức và khả năng cần thiết, tâm lý thoải mái khi khai thuế qua mạng thì họ sẽ có xu hướng chọn khai thuế qua mạng.
9 Nhận thức sự hữu ích:
Kết quả ước lượng cho thấy mối quan hệ giữa nhận thức sự hữu ích và xu hướng chọn khai thuế qua mạng là 0.169. Điều này có nghĩa là với các yếu tố khác không đổi, khi tăng yếu tố nhận thức sự hữu ích lên 1 đơn vị thì xu hướng sử dụng sẽ tăng 0.169 đơn vị. Như vậy, nhận thức sự hữu ích là một trong những yếu tố có ảnh hưởng đến xu hướng chọn khai thuế qua mạng, khi người nộp thuế nhận thấy được sự hữu ích của khai thuế qua mạng thì họ sẽ có xu hướng chọn khai thuế qua mạng thay cho phương pháp khai thuế truyền thống.
9 Nhận thức tính dễ sử dụng:
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy có sự tương quan dương giữa yếu tố “nhận thức tính dễ sử dụng” và xu hướng chọn khai thuế qua mạng. Hệ số hồi quy là 0.138, điều này có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi, khi nhận thức tính dễ sử dụng tăng lên 1 đơn vị thì xu hướng sử dụng sẽ tăng lên 0.138 đơn vị.
Khi người nộp thuế cho rằng quy trình khai thuế dễ hiểu, học cách khai thuế qua mạng thật dễ dàng, dễ sử dụng thành thạo các thao tác khi khai thuế qua mạng thì họ sẽ có xu hướng chọn khai thuế qua mạng.
9 Niềm tin
hướng sử dụng sẽ tăng lên 0.133 đơn vị.
Khi người nộp thuế có niềm tin đối với phương thức khai thuế qua mạng đảm bảo hồ sơ khai thuế được an toàn, bảo mật và có tính pháp lý cao thì họ sẽ có xu hướng chọn khai thuế qua mạng.
9 Chuẩn chủ quan:
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy có sự tương quan dương giữa yếu tố “chuẩn chủ quan” và xu hướng chọn khai thuế qua mạng. Hệ số hồi quy là 0.096, điều này có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi chuẩn chủ quan tăng lên 1 đơn vị thì xu hướng sử dụng sẽ tăng lên 0.096 đơn vị.
Khi các đối tượng có liên quan như lãnh đạo cơng ty, những người trực tiếp làm công tác kê khai thuế trong công ty, cơ quan thuế quản lý công ty ủng hộ cơng ty khai thuế qua mạng thì họ sẽ có xu hướng chọn khai thuế qua mạng.
9 Nhận thức về rào cản chuyển đổi:
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy có sự tương quan giữa yếu tố “nhận thức về rào cản chuyển đổi” và xu hướng chọn khai thuế qua mạng. Hệ số hồi quy là 0.088, điều này có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi nhận thức về chi phí chuyển đổi giảm lên 1 đơn vị thì xu hướng sử dụng sẽ tăng lên 0.088 đơn vị.
Khi người nộp thuế nhận thức rào cản chuyển đổi càng thấp, hình thức khai thuế thay thế khơng hấp dẫn thì họ sẽ có xu hướng chọn khai thuế qua mạng.
4.3.3 Kiểm định các giả thuyết
Giả thuyết H1: Nhận thức sự hữu ích của hình thức khai thuế qua mạng càng
cao thì xu hướng chọn khai thuế qua mạng càng cao.
Kết quả ước lượng cho thấy mối quan hệ giữa nhận thức sự hữu ích và xu hướng chọn khai thuế qua mạng là 0.169 ở mức ý nghĩa thống kê Sig. = 0.000 nên giả thuyết H1 được ủng hộ với mẫu dữ liệu khảo sát. Như vậy, nhận thức sự hữu ích là một trong những yếu tố có ảnh hưởng đến xu hướng chọn khai thuế qua mạng, khi người nộp thuế nhận thấy được sự hữu ích của hình thức khai thuế qua mạng thì họ sẽ có xu hướng chọn khai thuế qua mạng.
hình thức khai thuế qua mạng trên mức trung bình (Mean = 3.6557). Bảng 4.7 Mức độ đánh giá nhận thức sự hữu ích Mức độ đánh giá Chỉ tiêu 1 (%) 2 (%) 3 (%) 4 (%) 5 (%) Điểm trung bình
Tiết kiệm thời gian 0 2.1 26.3 63.8 7.8 3.77 Tiết kiệm chi phí 0 2.5 29.2 59.7 8.6 3.74 Dễ dàng hơn 0 8.2 33.7 53.1 4.9 3.55 Nhanh chónh hơn 0 9.1 33.7 51.9 5.3 3.53 Thuận tiện hơn 0 7.8 21.4 60.9 9.9 3.73 Nói chung hữu ích 0 7.4 32.1 53.1 7.4 3.60
Giả thuyết H2: Nhận thức tính dễ sử dụng càng cao thì xu hướng chọn khai
thuế qua mạng càng cao.
Kết quả ước lượng cho thấy mối quan hệ giữa nhận thức tính dễ sử dụng và xu hướng chọn khai thuế qua mạng là 0.138 ở mức ý nghĩa thống kê Sig. = 0.001 nên giả thuyết H2 được ủng hộ với mẫu dữ liệu khảo sát. Như vậy, nhận thức tính dễ sử dụng là một trong những yếu tố có ảnh hưởng đến xu hướng chọn khai thuế qua mạng, khi người nộp thuế nhận thấy được tính dễ sử dụng của hình thức khai thuế qua mạng thì họ sẽ có xu hướng chọn khai thuế qua mạng.
Theo kết quả phân tích hồi quy, yếu tố nhận tính dễ sử dụng có tác động khá mạnh đến xu hướng chọn khai thuế qua mạng. Kết quả thống kê cho thấy mức độ đánh giá của người nộp thuế về yếu tố này trên mức trung bình (Mean = 3.5658). Điều này có nghĩa là người nộp thuế tương đối đồng ý rằng khai thuế qua mạng dễ sử dụng. Điều này là do cơ quan thuế đã khuyến khích người nộp thuế sử dụng phần mềm HTKK để khai thuế từ năm 2007 đến nay do vậy khi đã tập huấn rõ cho người nốp thuế về quy trình khai thuế qua mạng họ khơng cịn thấy khó sử dụng.
Mức độ đánh giá Chỉ tiêu 1 (%) 2 (%) 3 (%) 4 (%) 5 (%) Trung bình điểm Quy trình dễ hiểu 0 4.1 37.9 54.7 3.3 3.57 Quy trình dễ học 0 3.7 38.3 56.0 2.1 3.56 Dễ sử dụng thành thạo 0 6.6 35.8 53.5 4.1 3.55 Nói chung dễ sử dụng 0 3.7 37.4 56.4 2.5 3.58
Giả thuyết H3: Chuẩn chủ quan càng cao thì xu hướng chọn khai thuế qua mạng càng cao.
Kết quả ước lượng cho thấy mối quan hệ giữa chuẩn chủ quan và xu hướng chọn khai thuế qua mạng là 0.096 ở mức ý nghĩa thống kê Sig. = 0.038 nên giả thuyết H3 được ủng hộ với mẫu dữ liệu khảo sát. Như vậy, chuẩn chủ quan là một trong những yếu tố có ảnh hưởng đến xu hướng chọn khai thuế qua mạng, khi được sự ủng hộ của những đối tượng có liên quan càng cao thì cơng ty sẽ có xu hướng chọn khai thuế qua mạng.
Theo kết quả phân tích hồi quy, yếu tố chuẩn chủ quan có tác động khơng cao đến xu hướng chọn khai thuế qua mạng. Theo kết quả thống kê cho thấy mức độ đánh giá của người nộp thuế về yếu tố này không cao (Mean = 3.4187); Điều này có nghĩa là người nộp thuế phần nào trung lập với hình thức khai thuế qua mạng, có thể họ nhận thức được sự hữu ích, tính dễ sử dụng của hình thức khai thuế qua mạng cao nhưng họ vẫn thấy hình thức khai thuế truyền thống vẫn tiện lợi, thái độ phục vụ và giải quyết công việc của nhân viên thuế khá tốt nên chưa muốn thay đổi ngay; Họ rất muốn tìm hiểu thêm để có thể gia nhập vào khai thuế qua mạng bất cứ lúc nào cần nhưng hiện thời vẫn chưa có sự ủng hộ mạnh mẽ.
Mức độ đánh giá
Chỉ tiêu 1 (%) 2 (%) 3 (%) 4 (%) 5 (%)
Trung bình điểm
Lãnh đạo ủng hộ 0 3.3 47.3 47.3 2.1 3.48 Người khai thuế ủng hộ 0 3.7 50.2 44.9 1.2 3.44 Cơ quan thuế ủng hộ 0 5.3 47.7 44.9 2.1 3.44 Nói chung được ủng hộ 0 8.2 52.3 38.7 0.8 3.32
Giả thuyết H4: Nhận thức kiểm soát hành vi càng cao thì xu hướng sử dụng càng cao.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, có sự tương quan thuận giữa nhận thức kiểm soát hành vi và xu hướng chọn khai thuế qua mạng. Hệ số tương quan giữa “nhận thức kiểm soát hành vi” và “xu hướng chọn khai thuế qua mạng” là 0.465 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05: giả thuyết H4 khơng bị bác bỏ. Như vậy, nhận thức kiểm sốt hành vi cũng là một yếu tố có ảnh hưởng đến xu hướng chọn khai thuế qua mạng.
Theo kết quả phân tích hồi quy, yếu tố nhận thức kiểm sốt hành vi có tác động mạnh nhất đến xu hướng chọn khai thuế qua mạng. Theo kết quả thống kê cho thấy mức độ đánh giá của người nộp thuế về yếu tố này trên mức trung bình (Mean = 3.5535). Điều này có nghĩa là người nộp thuế có cơ sở hạ tầng và đặc điểm công ty