Mô tả Số lượng (bảng) Tỷ lệ (%)
Số bảng câu hỏi phát ra 250 -
Số bảng câu hỏi thu về 235 94,00
ro g đó
Số bảng câu hỏi hợp lệ 226 96,17
Số bảng câu hỏi không hợp lệ 9 3,83
(Nguồn:dữ liệu khảo sát th c t năm 2021)
N ư vậy, có 226 phiếu khảo sát hợp lệ được dù g để đưa vào p â t c , là dữ liệu cho nghiên cứu chính thức của đề tài này. Mẫu nghiên cứu chính thức của đề tài là n =226. Kết quả thống kê một số đặc tính của đố tượng trả lời khảo sát được thể hiện ở bả g dướ đây:
Bảng 4 2: ặc điểm mẫu nghiên cứu
Chỉ tiêu Thuộc tính Số lượng (người) Tỷ lệ (%)
Giới tính Nam 72 31,86 Nữ 154 68,14 Tổng 226 100 ộ tuổi ưới 30 tuổi 72 31,86 Từ 30 đến 39 tuổi 84 37,17 Từ 40 đến 49 tuổi 44 19,47 Trên 49 tuổi 26 11,50 Tổng 226 100 ơi công tác a g ám đốc 22 9,73 Phịng kế tốn 78 34,51 Phòng quản trị 74 32,74 Phòng kiểm tra 14 6,20
Phịng cơng nghệ thơng tin 14 6,20
Phịng kiểm sốt chi 24 10,62
Tổng 226 100
- Về giới tính, mẫu khảo sát g m 154 nữ tươ g ứng 68,14%, và 72 nam ứng với tỷ lệ 31,86%. Tỷ lệ này cho thấy sự phù hợp, t câ đố tro g k c t ước mẫu nghiên cứu về giới tính của các đố tượng.
Sơ đồ 4 1: hống ê đặc điể ẫu nghiên cứu về giới t nh
Nguồn: dữ liệu khảo sát th c t năm 2021)
- Về bộ phận công tác: Bộ phận Ban giám đốc chiếm 9,73%, các bộ phận k ác ư p ò g kế tố 78 gười chiếm 34,51%, phịng quản trị 74 tỉ trọng 32,74%, phòng kiểm tra và phịng cơng nghệ t ơ g t đều chiếm 6,2%, phịng kiểm sốt chi 24 gười chiếm 10,62%.
Sơ đồ 4 2: hống ê đặc điể ẫu nghiên cứu về nơi công tác
- Về độ tuổi của óm các đố tượng khảo sát, nhóm từ 30 đến 39 tuổi có 84 gười, chiếm tỷ lệ cao nhất (37,17%), tiếp đế là óm dưới 30 tuổi chiếm 31,86%; từ 40 đến 49 tuổi chiếm 19,47 % và cuối cùng là trên 49 tuổi chiếm tỷ lệ 11,5 %.
Sơ đồ 4 3: hống ê đặc điể ẫu nghiên cứu về độ tuổi
Nguồn: dữ liệu khảo sát th c t năm 2021)
4.2 ánh giá thang đo
4.2 1 ánh giá độ tin cậ của thang đo của các biến độc lập
Kết quả phân tích hệ số robac ’s Alp a c o t a g đo b ế độc lập được thể hiện trong bảng dướ đây:
Bảng 4.3: Kết quả phân t ch robach’s Alpha cho thang đo biến độc lập Biến
quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
hương sai thang đo nếu loại
biến
ương uan biến tổng hiệu
chỉnh
Cronbach's Alpha nếu loại biến
rì độ nhân viên kế toán. Cronbach's Alpha = 0,885; Số biến = 4
N 1 13,106 3,544 0,755 0,850
N 2 13,097 3,777 0,702 0,870
N 3 13,115 3,338 0,828 0,821
Chất lượng dữ liệu. Cronbach's Alpha = 0,878; Số biến = 6 CLDL1 19,177 8,884 0,628 0,866 CLDL2 19,332 8,800 0,689 0,856 CLDL3 19,412 8,537 0,595 0,876 CLDL4 19,425 8,557 0,783 0,841 CLDL5 19,221 9,044 0,763 0,847 CLDL6 19,451 8,702 0,696 0,855
ức độ tuâ t ủ ệ thố g vă bản pháp lý. Cronbach's Alpha = 0,836; Số biến = 5
VBPL1 16,606 1,475 0,554 0,827
VBPL2 16,611 1,394 0,668 0,794
VBPL3 16,584 1,391 0,671 0,793
VBPL4 16,606 1,440 0,657 0,798
VBPL5 16,602 1,467 0,640 0,803
Tính hữu hiệu của hệ thống kiểm sốt nội bộ. Cronbach's Alpha = 0,871; Số biến = 5
KSNB1 15,956 2,585 0,701 0,843
KSNB2 15,969 2,555 0,775 0,826
KSNB3 15,987 2,600 0,718 0,839
KSNB4 15,996 2,653 0,641 0,858
KSNB5 15,987 2,582 0,659 0,854
Sự hỗ trợ của nhà quản lý. Cronbach's Alpha = 0,834; Số biến = 5
NQL1 15,270 4,518 0,551 0,827
NQL2 15,447 4,435 0,710 0,781
NQL3 15,429 4,388 0,678 0,788
NQL4 15,265 4,774 0,552 0,823
NQL5 15,367 4,331 0,695 0,784
Mức độ hoàn thiện của cơ sở vật chất. Cronbach's Alpha = 0,845; Số biến = 3
CSVC1 8,035 1,910 0,686 0,810
CSVC2 8,049 1,869 0,737 0,760
CSVC3 8,013 1,906 0,713 0,783
- a g đo N rì độ nhân viên kế tốn có hệ số ro bac ’s alp a 0,885. Hệ số tươ g qua b ến tổng của các quan sát NT này lớ ơ 0,3 và hệ số ro bac ’s alp a đều lớ ơ 0,6 (bả g 4 3) o đó cả 4 t a g đo ày đạt độ tin cậy và được giữ lạ để phân tích EFA
- a g đo N Chất lượng dữ liệu có hệ số ro bac ’s alp a 0,878. Hệ số tươ g qua b ến tổng của các quan sát NT này lớ ơ 0,3 và hệ số ro bac ’s alp a đều lớ ơ 0,6 (bả g 4 3) o đó cả 6 t a g đo ày đạt độ tin cậy và được giữ lạ để phân tích EFA.
- a g đo N ức độ tuâ t ủ ệ thố g vă bản pháp lý có hệ số ro bac ’s alp a 0,836. Hệ số tươ g qua b ến tổng của các quan sát NT này lớn ơ 0,3 và hệ số ro bac ’s alp a đều lớ ơ 0,6 (bả g 4 3) o đó cả 5 t a g đo ày đạt độ tin cậy và được giữ lạ để phân tích EFA.
- a g đo N tính hữu hiệu của hệ thống kiểm sốt nội bộ có hệ số Cronbac ’s alp a 0,871. Hệ số tươ g qua b ến tổng của các quan sát NT này lớn ơ 0,3 và hệ số ro bac ’s alp a đều lớ ơ 0,6 (bả g 4 3) o đó cả 5 t a g đo ày đạt độ tin cậy và được giữ lạ để phân tích EFA.
- a g đo N Sự hỗ trợ của nhà quản lý có hệ số ro bac ’s alp a 0,834. Hệ số tươ g qua b ến tổng của các quan sát NT này lớ ơ 0,3 và hệ số ro bac ’s alp a đều lớ ơ 0,6 (bả g 4 3) o đó cả 5 t a g đo ày đạt độ tin cậy và được giữ lạ để phân tích EFA.
- a g đo N sự hồn thiện của cơ sở vật chất có hệ số Cro bac ’s alp a 0,845. Hệ số tươ g qua b ến tổng của các quan sát NT này lớ ơ 0,3 và hệ số ro bac ’s alp a đều lớ ơ 0,6 (bả g 4 3) o đó cả 3 t a g đo ày đạt độ tin cậy và được giữ lạ để phân tích EFA
4.2 2 ánh giá độ tin cậ của thang đo của biến phụ thuộc
Kết quả phân tích hệ số robac ’s Alp a c o t a g đo b ến phụ thuộc được thể hiện trong bả g dướ đây:
Bảng 4.4 Kết quả phân t ch robach’s Alpha cho thang đo biến phụ thuộc
(Nguồn: phân tích dữ liệu khảo sát th c t năm 2021)
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
hương sai thang đo nếu
loại biến
ương uan biến tổng hiệu
chỉnh
Cronbach's Alpha nếu loại
biến
Hiệu quả sử dụng phần mềm TABMIS trong quả lý gâ sác à ước tại các Kho bạc N à ước trê địa bàn tỉnh Bình Thuận. Cronbach's Alpha = 0,605; Số biến = 6
HQSDPM1 19,969 1,648 0,395 0,562 HQSDPM2 19,916 1,464 0,481 0,517 HQSDPM3 19,925 1,448 0,501 0,509 HQSDPM4 19,951 1,522 0,446 0,534 HQSDPM5 19,973 1,537 0,517 0,524 HQSDPM6 20,243 1,074 0,200 0,775
- a g đo â tố Hiệu quả sử dụng phần mềm TABMIS trong quản lý gâ sác à ước tại các Kho bạc N à ước trê địa bàn tỉnh Bình Thuận có hệ số ro bac ’s alp a là 0,605. Hệ số tươ g qua b ến tổng của các quan sát NT này đều lớ ơ 0,3 và hệ số ro bac ’s alp a cị có b ến nhỏ ơ 0,6 (bảng 4.3). ro g đó t a g đo QS 6 có ệ số tươ g qua b ến tổng nhỏ ơ 0,3 do đó cần phải loạ t a g đo ày và c ạy lạ ro bac ’s alp a để đảm bảo độ tin cậy.
Bảng 4.5. Kết quả độ tin cậ thang đo biến “ QSD ” lần 2 Biến quan
sát
Trung bình thang đo nếu loại biến
hương sai thang đo nếu
loại biến
ương uan biến tổng
Cronbach Alpha nếu loại
biến
Hiệu quả sử dụng phần mềm TABMIS trong quản lý ngân sác à ước tại các Kho bạc N à ước trê địa bàn tỉnh Bình Thuận. Cronbach's Alpha = 0,775
HQSDPM1 16,217 0,811 0,510 0,749
HQSDPM3 16,173 0,695 0,523 0,746
HQSDPM4 16,199 0,711 0,554 0,732
HQSDPM5 16,221 0,742 0,600 0,720
(Nguồn: phân tích dữ liệu khảo sát th c t năm 2021)
Sau khi chạy ro bac ’s alp a lần 2 ta có kết quả ư bảng 4.4. Kết quả kiểm tra độ tin cậy của t a g đo N QS có ệ số ro bac ’s alp a 0,775. Hệ số tươ g qua b ến tổng của các quan sát NT này lớ ơ 0,3 và hệ số ro bac ’s alp a đều lớ ơn 0,6 (bả g 4 4) o đó cả 5 t a g đo ày được giữ lạ để phân tích EFA.
N ư vậy, sau khi thực hiện việc phân tích dữ liệu và đá g á độ tin cậy của t a g đo bằng hệ số ro bac ’s Alp a c o các b ế độc lập và biến phụ thuộc, ta thấy khơng có biến nào bị loạ ng thời kết luậ được rằ g các t a g đo đảm bảo độ tin cậy để có thể phục vụ cho việc kiểm định giả thuyết nghiên cứu sau k đã loại 1 tha g đo QS 6.
4.3 ánh giá giá trị thang đo
ánh giá giá trị thang đo biến độc lập.
Kiểm định tính thích hợp của mơ hình phân tích NT EFA:
Kết quả kiểm định trong bả g dưới cho thấy KMO = 0,808> 0,5 và kiểm định artlett có ý g ĩa t ống kê với P-value < 0,05 N ư vậy, việc sử dụng mơ hình EFA để đá g á g á trị t a g đo các b ế độc lập là phù hợp.
Bảng 4.6: Kiể định K O và Bartlett cho thang đo các biến độc lập
Hệ số KMO 0,808
Mơ hình kiểm tra Bartlett Chỉ số Chi-Square 3.370,674
Bậc tự do 378
Sig. (P – Value) 0,000
Kiểm định phươnng sai trích của các NT.
Kết quả p â t c p ươ g sa tr c c o t a g đo b ế độc lập cho thấy rằng 67,254% (>50%) t ay đổi của các N được giải thích bởi các biến quan sát. Kết luận mơ hình phân tích NT (EFA) phù hợp và t a g đo được chấp nhận.
Bảng 4.7: Bảng phương sai tr ch cho thang đo biến độc lập
(Nguồn: phân tích dữ liệu khảo sát th c t năm 2021)
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 5,848 20,885 20,885 5,848 20,885 20,885 3,853 13,759 13,759 2 4,117 14,702 35,588 4,117 14,702 35,588 3,408 12,171 25,930 3 3,159 11,284 46,872 3,159 11,284 46,872 3,197 11,418 37,348 4 2,439 8,712 55,584 2,439 8,712 55,584 3,059 10,927 48,275 5 1,947 6,952 62,536 1,947 6,952 62,536 2,939 10,497 58,773 6 1,321 4,718 67,254 1,321 4,718 67,254 2,375 8,481 67,254 7 0,843 3,012 70,266 8 0,756 2,699 72,965 9 0,691 2,469 75,434 10 0,646 2,309 77,743 11 0,604 2,158 79,901 12 0,563 2,010 81,911 13 0,531 1,897 83,808 14 0,504 1,800 85,608 15 0,426 1,522 87,130 16 0,417 1,489 88,619
17 0,403 1,441 90,060 18 0,378 1,349 91,409 19 0,342 1,222 92,632 20 0,317 1,132 93,764 21 0,307 1,095 94,859 22 0,251 0,897 95,756 23 0,248 0,887 96,643 24 0,231 0,824 97,467 25 0,202 0,722 98,189 26 0,195 0,697 98,886 27 0,162 0,579 99,465 28 0,150 0,535 100,000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
(Nguồn: K t quả phân tích SPSS) Kiểm định hệ số Factor loading.
Dùng 28 biế qua sát đạt độ tin cậy của 6 NT biế độc lập để thực hiện kiểm định phân tích NT (EFA), cho kết quả ư bả g dưới
Bảng 4.8: Ma trận nhân tố xoay Rotated Component Matrixa Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 5 6 CLDL4 0,868 CLDL5 0,834 CLDL6 0,787 CLDL2 0,769 CLDL1 0,752 CLDL3 0,728
KSNB2 0,848 KSNB3 0,827 KSNB4 0,760 KSNB5 0,759 KSNB1 0,728 NQL5 0,814 NQL2 0,801 NQL3 0,797 NQL1 0,699 NQL4 0656 N 3 0,896 N 1 0,867 N 2 0,824 N 4 0,814 VBPL5 0,778 VBPL3 0,772 VBPL2 0,729 VBPL4 0,721 VBPL1 CSVC2 0,877 CSVC3 0,857 CSVC1 0,848
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 6 iterations.
(Nguồn: phân tích dữ liệu khảo sát th c t năm 2021)
Kết quả phân tích NT (EFA) cho các biế độc lập của ma trận NT xoay cho thấy: Hệ số tải NT (Factor loading) của các biế qua sát đều thỏa đ ều kiện khi phân tích NT là lớ ơ 0,5 và số NT tạo ra khi p â t c N là 6 N ều này phù hợp với giả thuyết ba đầu về các biế đo lườ g tươ g ứng cho từng NT.
Kiểm định tính thích hợp của mơ hình phân tích NT EFA:
Kết quả kiểm định trong bảng kiểm định KMO và Bartlett c o t a g đo b ến phụ thuộc cho thấy KMO = 0,830> 0,5 và kiểm đị artlett có ý g ĩa t ống kê với P-value < 0,05 N ư vậy, việc sử dụ g mơ ì EFA để đá g á g á trị thang đo hiệu quả sử dụng phần mềm TABMIS trong quả lý gâ sác à ước tại các Kho bạc N à ước trê địa bàn tỉnh Bình Thuận là phù hợp.
Bảng 4.9: Kiể định K O và Bartlett cho thang đo biến phụ thuộc
Hệ số KMO 0,830
Mơ hình kiểm tra Bartlett
Chỉ số Chi-Square 265,259
Bậc tự do 10
Sig. 0,000
(Nguồn: phân tích dữ liệu khảo sát th c t năm 2021) Kiểm định phương sai tr ch của các NT.
Kết quả phân tích trên bảng p ươ g sa tr c c o t a g đo b ến phụ thuộc cho thấy rằng 53,308% (>50%) t ay đổi của N được giải thích bởi các biến quan sát. Kết luận mơ hình phân tích NT (EFA) phù hợp và t a g đo được chấp nhận.
Bảng 4.10: Bảng phương sai tr ch cho thang đo biến phụ thuộc NT Giá trị Eigenvalues Chỉ số sau khi trích
Tổng hương sai trích ch lũ phương sai trích (%) Tổng hương sai trích ch lũ phương sai trích (%) 1 2,665 53,308 53,308 2,665 53,308 53,308 2 0,668 13,361 66,669 3 0,600 12,000 78,669 4 0,549 10,984 89,653 5 0,517 10,347 100,000
Kiểm định hệ số Factor loading
Kết quả phân tích NT (EFA) cho biến phụ thuộc của ma trận NT cho thấy: Hệ số tải NT (Factor loading) của các biế qua sát đều thỏa đ ều kiện khi phân tích NT là lớ ơ 0,5 và số NT tạo ra k p â t c N là 1 N ều này phù hợp với giả thuyết ba đầu về các biế đo lường tươ g ứng với NT.
Bảng 4.11: Ma trận nhân tố biến phụ thuộc
NT 1 HQSDPM5 0,770 HQSDPM2 0,755 HQSDPM4 0,731 HQSDPM3 0,699 HQSDPM1 0,693
(Nguồn: phân tích dữ liệu khảo sát th c t năm 2021)
4.4 hân t ch hồi u đa biến
4 4 1 Kiể định các giả định hồi u
4.4.1.1 Kiể định hiện tượng tự tương uan của phần dư
Tự tươ g quan là hiệ tượng các sai số ngẫu nhiên có mối liên hệ tươ g qua au, k đó có t ể xảy ra hiệ tượng tự tươ g qua
Sử dụng hệ số Durbin-Watso để kiểm định tự tươ g quan của các sai số kề nhau (hay còn gọ là tươ g qua c uỗi bậc nhất), hệ số có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4; nếu các phần sai số k ơ g có tươ g qua c uỗi bậc nhất với nhau thì giá trị sẽ gần bằng 2. Dựa vào kết quả bảng tóm tắt mơ hình h i quy, cho thấy d được chọ rơ vào m ền chấp nhận giả thuyết k ơ g có tươ g qua c uỗi bậc nhất (d = 1,952 gần bằ g 2) N ư vậy, kết luận khơng có hiệ tượng tự tươ g qua giữa các phầ dư tro g mơ ì , mơ ì có ý g ĩa
4.4.1.2 Kiể 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 g 0 và p ươ g sa k ô g đổ ể
kiểm định về phân phối chuẩn của phầ dư, ta sử dụng biểu đ Histogram và biểu đ P– P Plot.
Kết quả trong biểu đ tần số Histogram cho thấy một đường cong phân phối chuẩ đặt ch ng lên biểu đ tần số, vớ độ lệch chuẩn Std.Dev = 0,987 và Mean gần bằng 0, ta có thể kết luận rằng, giả thiết phân phối chuẩn của phầ dư k ơ g bị vi phạm.
Hình 4 1: ồ thị istogra của phần dư đã chuẩn hóa
(Nguồn: phân t ch dữ liệu khảo sát th c t năm 2021)
ể củng cố cho kết luận này, ta xem thêm biểu đ P-P Plot của phầ dư chuẩ óa, các đ ểm qua sát k ô g p â tá xa đường chéo kỳ vọng, nên ta có thể kết luận giả thuyết phân phối chuẩn của phầ dư k ơ g bị vi phạm.
ình 4 2: ồ thị - lot của phần dư đã chuẩn hóa
Nguồn: phân t ch dữ liệu khảo sát th c t năm 2021)
4.4.1.3 Kiể định giải định phương sai của sai số (phần dư) hông đổi
Kết quả xử lý tro g đ thị phân tán cho thấy các phầ dư p â tá gẫu