Ký hiệu Nội dung khảo sát
Tương quan biến tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến Quản lý chi và mức chi (Cronbach-alpha = 0,855)
QLC1 Mức chi lương cho CBCNV đảm bảo đúng
quy định 0,719 0,822
QLC2 Mức chi lương theo hình thức khốn hợp lý,
đảm bảo cơng bằng 0,701 0,823
QLC3 Thời gian chi lương, thưởng hợp lý 0,733 0,818
QLC4 Mức chi cơng tác phí là hợp lý 0,739 0,817
QLC5 Mức chi làm việc ngoài giờ là hợp lý 0,256 0,88
QLC6 Nên thực hiện hình thức khốn chi cho cơng
tác phí 0,581 0,842
QLC7 Nên thực hiện hình thức khốn chi hành
chính 0,62 0,835
Tổ chức thực hiện (Cronbach-alpha = 0,825)
TCTH1 Qui chế chi tiêu nội bộ được lập hàng năm 0,575 0,814
TCTH2 Qui chế chi tiêu nội bộ được công khai trong
hội nghị CNV hàng năm 0,723 0,746
TCTH3 Qui chế chi tiêu nội bộ đã quiđịnh rõ ràng,
Ký hiệu Nội dung khảo sát Tương quan biến tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến
TCTH4 Các thủ tục thanh tốn được thực hiện thuận
tiện, nhanhchóng 0,591 0,809
Bộ máy quản lý tài chính (Cronbach-alpha = 0,758)
BMQLTC1 Cán bộ quản lý hiểu biết về tài chính của đơn
vị 0,524 0,715
BMQLTC2 Cơng tác tài chính của đơn vị được cơng
khai, minh bạch 0,567 0,699
BMQLTC3 Hệ thống kiểm soát nội bộ (bankiểm soát)
phù hợp với yêu cầu tự kiểm tra tài chính 0,584 0,692
BMQLTC4 Thái độ của cán bộ quản lý tài chính là phù
hợp 0,386 0,758
BMQLTC5 Năng lực của cán bộ quản lý là phù hợp 0,565 0,7
Cơng tác quản lý tài chính (Cronbach-alpha = 0,812)
CTQLTC1
Các chế độ, chính sách nhà nước ban hành đã tạo điều kiện thuận lợi cho công tác quản lý tài chính tại Cơng ty
0,639 0,764
CTQLTC2
Đơn vị đã thực hiện tốt việc ứng dụng công
nghệ thông tin vào công tác quản lý tài chính hiện tại
0,694 0,735
CTQLTC3
Chất lượng của cán bộ làm cơng tác quản lý tài chính tại đơn vị đáp ứng được yêu cầu đặt ra
0,629 0,765
CTQLTC4
Đơn vị đã làm tốt cơng tác đào tạo, bồi dưỡng để nâng cao trìnhđộ chuyên môn cho đội ngũ cán bộ làm công tác tài chính
0,591 0,795
Qua sốliệu Bảng 2.4, ta thấy rằng:
Tất cả các hệ số Cronbach¼s Alpha của các câu hỏi kỳ vọng (tại cột giá trị
Item Cronbach¼s Alpha) đều có giá trị cao hơn 0,6.
Trong các biến thì có biến QLC5 “Mức chi làm việc ngồi giờ là hợp lý”có hệsố tương quan biến tổng nhỏ hơn 0,3 do đó để đảm bảo độtin cậy của thang đo ta loại biến này ra khỏi nhân tố.
Như vậy, đánh giá chung cho các thang đo, mức độtin cậy của dữliệu khảo
sát dành cho các thang đo này đều đảm bảo được độ tin cậy. Kết quả khảo sát sẽ
được sửdụng trong các phân tích tiếp theo.
2.4.1.3. Phân tích nhân tố ảnh hưởng đến cơng tác quản lý tài chính
Trong nghiên cứu này, tác giả đã sử dụng mẫu phiếu điều tra với nhiều câu hỏi chi tiết đểtìm hiểu các yếu tố tác động đến cơng tác quản lý tài chính của Cơng ty Bảo Việt Quảng Bình. Do đó, tác giả sử dụng kỹ thuật phân tích nhân tố để rút gọn và tóm tắt các câu hỏi chi tiết trong phiếu điều tra. Bởi hầu hết các câu hỏi chi tiết có tương quan với nhau và thường được rút gọn để có thểdễdàng quản lý, mối quan hệcủa những bộphận khác nhau của nhiều biến được xác định và đại diện bởi một nhân tố.
Số lượng các biến cần phải đưa ra dựa trên dựtính của phạm vi nghiên cứu, mà dựa trên khung nghiên cứu này để đưa ra các câu hỏi cụ thể, thông thường số quan sát ít nhất phải bằng 4 hay 5 lần sốbiến trong phân tích nhân tố. Trong nghiên cứu này, tác giả điều tra 85 đối tượng và số biến đưa vào phân tích là 20 biến cho phù hợp với số lượng Cán bộnhân viên của Công ty.[8. Tr31]
Thêm nữa, các biến được đưa ra sau q trình phân tích cần phải thoả mãn tiêu chuẩn Keiser - với KMO (Kaise-Meyer-Olkin) là một chỉ số dùng để xem xét sựthích hợp của phân tích nhân tố. Hệsố KMO lớn (nằm giữa 0,5 và 1) có ý nghĩa là phân tích nhân tốlà thích hợp, cịn nếu như hệ số này nhỏ hơn 0,5 thì phân tích nhân tố có khả năng khơng thích hợp với các dữ liệu (Hoàng Trọng, 2008, tr.31). HệsốKMO của nghiên cứu này là 0,750 (Bảng 2.5).
Bảng 2. 5: Hệ số KMO và kiểm định Barlett’s
KMO và BartlettÍs Test
KMO 0,750
Bartlett¼s test
Chi-Square 117,289
6 120
Sig. 0,000
(Nguồn: Xửlý sốliệu điều tra năm 2017)
Có nhiều phương pháp xác định số nhân tố như: xác định từ trước; dựa vào phần trăm biến thiên giải thích được; dựa vào phương sai tổng hợp của từng nhân tố. Trong nghiên cứu này, tác giả dựa vào phương sai tổng hợp của từng nhân tố.
Theo phương pháp này, chỉ những nhân tố có Eigenvalue lớn hơn 1 mới được đưa vào mơ hình.[8 tr.34]
Kết quảphân tích nhân tố ảnh hưởng đến cơng tác quản lý tài chính tại Cơng ty Bảo Việt Quảng Bìnhđược thểhiện như Bảng 2.6.
Bảng 2. 6: Ma trận xoay nhân tốBiến quan Biến quan sát Nội dung Ma trận xoay nhân tố 1 2 3 QLC4 Mức chi cơng tác phí là hợp lý 0,861 QLC3 Thời gian chi lương, thưởng hợp lý 0,85
QLC1 Mức chi lương cho CBCNV đảm bảo
đúng quy định 0,806
QLC2 Mức chi lương theo hình thức khốn hợp
lý, đảm bảo cơng bằng 0,802
QLC6 Nên thực hiện hình thức khốn chi cho
cơng tác phí 0,702
QLC7 Nên thực hiệnhình thức khốn chi hành
Biến quan
sát Nội dung
Ma trận xoay nhân tố
1 2 3
TCTH2 Qui chế chi tiêu nội bộ được công khai
trong hội nghị CNV hàng năm 0,858
TCTH3 Qui chế chi tiêu nội bộ đã quiđịnh rõ
ràng, cụ thể các khoản chi 0,851
TCTH1 Qui chế chi tiêu nội bộ được lập hàng
năm 0,765
TCTH4 Các thủ tục thanh tốn được thực hiện
thuận tiện, nhanh chóng 0,746
BMQLTC3
Hệ thống kiểm soát nội bộ (ban kiểm soát) phù hợp với yêu cầu tự kiểm tra tài chính
0,796
BMQLTC5 Năng lực của cán bộ quản lý là phù hợp 0,776
BMQLTC2 Cơng tác tài chính của đơn vị được công
khai, minh bạch 0,724
BMQLTC1
Các chế độ, chính sách nhà nước ban
hành đã tạo điều kiện thuận lợi cho cơng
tác quản lý tài chính tại Cơng ty
0,699
Phương Sai trích lũy tiến (%) 27,65 46,947 63,906 Giá trị Eigen 4,35 2,643 1,954 KMO: 0,772
(Nguồn: Xửlý sốliệu điều tra năm 2017)
Phương sai trích bằng 63.906, thể hiện rằng sự biến thiên của các yếu tố
được phân tích có thể giải thích được 63.906% sự biến thiên của dữ liệu khảo sát
Hệ số Eigenvalues của yếu tố thứ 3 bằng 1.954 >1, thể hiện sự hội tụ của phép phân tích dừng ởyếu tốthứ3, hay kết quảphân tích cho thấy có 3 yếu tố được trích ra từdữliệu khảo sát.
Hệ số tải yếu tố của mỗi biến quan sát thể hiện các yếu tố đều lớn hơn 0.5, cho thấy rằng các biến quan sát đều thểhiện được mốiảnh hưởng với các yếu tốmà các biến này biểu diễn.
Trong quá trình phân tích nhân tố khám phá, có biến BMQLTC4 (Thái độ
của cán bộquản lý tài chính là phù hợp) có hệsốtải nhân tố khơng đảm bảo (<0.5),
do đó, biến BMQLTC4 sẽbịloại khỏi mơ hình nghiên cứu.
Các nhân tố mới này sẽ là các biến mới cho việc phân tích hồi quy ở phần sau.
* Nhân tốthứnhất: Quản lý chi và mức chi có giá trị Eigenvalue bằng 4.350
>1, phương sai tích lũy 27.650% do đó nhân tố này phản ánh được 27.650% sự biến thiên của dữliệu.
Mức chi lương cho CBCNV đảm bảo đúng quy định (QLC1)
Mức chi lương theo hình thức khốn hợp lý, đảm bảo cơng bằng (QLC2) Thời gian chi lương, thưởng hợp lý (QLC3)
Mức chi công tác phí là phù hợp (QLC4) Mức chi làm việc ngồi giờlà hợp lý (QLC5)
Nên thực hiện hình thức khốn chi cho cơng tác phí (QLC6) Nên thực hiện hình thức khốn chi hành chính (QLC7)
* Nhân tố thứ hai: Tổ chức thực hiện có giá trị Eigenvalue bằng 2.643 >1
phương sai tích lũy 46.947% do đó nhân tố này phản ánh được 19.297% sự biến thiên của dữliệu.
Quy chếchi tiêu nội bộ được lập hàng năm(TCTH1)
Quy chế chi tiêu nội bộ được công khai trong hội nghị CNVC hàng năm (TCTH2)
Quy chếchi tiêu nội bộ đã quiđịnh rõ ràng, cụthểcác khoản chi (TCTH3) Các thủtục thanh toán được thực hiện thuận tiện, nhanh chóng (TCTH4)
* Nhân tốthứba: Bộmáy quản lý tài chính có giá trịEigenvalue bằng 1.954
>1 phương sai tích lũy 63.906% do đó nhân tố này phản ánh được 16.959% sựbiến thiên của dữliệu.
Cán bộquản lý hiểu biết vềtài chính của đơn vị(BMQLTC1)
Cơng tác tài chính của đơn vị được cơng khai, minh bạch (BMQLTC2) Hệthống kiểm soát nội bộ (ban kiểm soát) phù hợp với yêu cầu tự kiểm tra tài chính (BMQLTC3)
Thái bộcủa cán bộquản lý tài chính là phù hợp (BMQLTC4)
Năng lực của cán bộquản lý là phù hợp (BMQLTC5)
Với tổng phương sai rút trích63.906% cho biết 3 nhân tốtrên giải thích được 63.906% biến thiên của dữliệu điều tra.
2.4.1.4. Mơ hình hồi quy
Dựa vào kết quả phân tích ta đưa mơ hình các nhân tố ảnh hưởng đến đánh giá của nhân viên vềcơng tác tài chính của cơng ty Bảo Việt Quảng Bình như sau:
Việc phân tích hồi quy sẽ xác định được trọng sốcủa từng nhân tố tác động tới công tác quản lý tài chính. Mơ hình hồi quy có dạng:
Y =β0 +β1.X1 +β2.X2 +β3.X3 Trong đó:
Y: Biến phụthuộc (dùng để Đánh giá cơng tác tài chính doanh nghiệp) X1: Quản lý chi và mức chi
X2: Tổchức thực hiện
X3: Bộmáy quản lý tài chính Quản lý tài chính
Quản lý chi và mức chi
Tổchức thực hiện
Bộmáy quản lý tài chính
Kết quảphân tích hồi quy được thểhiện quaBảng 2.7.
(1) Kết quả kiểm định các biến độc lập:
Các biến độc lập (X1- Quản lý chi và mức chi, X2- Tổ chức thực hiện, X3- Bộmáy quản lý tài chính)đều có giá trị thống kê át¼ lớn và Sig < 0,05 điều đó cho thấy các hệsốhồi quy đều có ý nghĩa vềmặt thống kê với độtin cậy 95%. Hay nói cách khác các biến độc lập trên tác động lên biến phụ thuộc: Cơng tác quản lý tài chính của cơng ty.
Phân tích hệ số tư ơ ng quan Pearson
Người ta sử dụng một số thống kê có tên là Hệ số tương quan Pearson để
lượng hóa mức độchặt chẽcủa mối liên hệtuyến tính giữa hai biến định lượng. Nếu giữa 2 biến có sự tương quan chặt thì phải lưu ý vấn đề đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy. Trong phân tích Pearson, khơng có sự phân biệt giữa các biến độc lập và biến phụthuộc mà tất cả đều được xem xét như nhau.
Đa cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ
với nhau. Vấn đềcủa đa cộng tuyến là chúng cung cấp cho mơ hình những thơng tin rất giống nhau và rất khó tách rời ảnh hưởng của từng biến một đến biến phụ thuộc. Hiệuứng khác của sự tương quan khá chặt giữa các biến độc lập là nó làm tăng độ
lệch chuẩn của các hệsố hồi quy và làm giảm trị thống kê t của kiểm định ý nghĩa của chúng nên các hệsố có khuynh hướng kém ý nghĩa hơn khi khơng có đa cộng tuyến trong khi hệsố xác đinh R square vẫn khá cao. Trong q trình phân tích hồi quy bội, đa cộng tuyến được SPSS chuẩn đoán bằng lựa chọn Collinerity Diagnostic.
Bảng 2. 7: Ma trận hệ số tương quanCơng tác Cơng tác quản lý tài chính Quản lý chi và mức chi Tổ chức thực hiện Bộ máy quản lý tài chính Cơng tác quản lý tài chính Pearson Correlation 1 ,672 ** ,362** ,393** Sig. (2-tailed) ,000 ,001 ,000 N 85 85 85 85 Quản lý chi và mức chi Pearson Correlation ,672 ** 1 ,111 ,265* Sig. (2-tailed) ,000 ,310 ,014 N 85 85 85 85 Tổ chức thực hiện Pearson Correlation ,362 ** ,111 1 ,170 Sig. (2-tailed) ,001 ,310 ,121 N 85 85 85 85 Bộ máy quản lý tài chính Pearson Correlation ,393 ** ,265* ,170 1 Sig. (2-tailed) ,000 ,014 ,121 N 85 85 85 85
(Nguồn điều tra và xử lý dữ liệu SPSS)
Qua bảng phân tích hệsốPearson ta thấy giá trịsig. của các nhân tốkhi xem xét sự tương quan với nhân tốphụthuộc đều có giá trị là sig. < 0.05 do đó các nhân tố độc lập đều có sự tương quan với nhân tốphụthuộc, ta có thểthấy nhân tốcó sự
tương quan mạnh nhất đến nhân tốphụthuộc đó là quản lý chi và mức chi cịn nhân tốtổchức thực hiện có sự tương quan thấp hơn.
Kiểm định sựphù hợp của mơ hình hồi quy: Mơ hình thường khơng phù hợp với dữ liệu thực tế như giá trị R2 thể hiện. Trong tình huống này R2 điều chỉnh từ
tính đa biến (Theo Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Như vậy, để đánh giá độphù hợp của mơ hình ta dùng hệ số xác định R2 điều chỉnh. Hệsố xác
định R2 điều chỉnh của mơ hình này là 53,3%, F = 35.642 và giá trị Sig rất nhỏthể hiện 3 biến độc lập trong mơ hình giải thích được 53,3% thực tế.
Bảng 2. 8: Mơ hình tóm tắtMơ hình tóm tắt Mơ hình tóm tắt R R bình phương R bình hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của phần dư
Hệ số
Durbin-Watson 0.754a 0.569 0.533 0.38349 1.677
(Nguồn điều tra và xử lý dữ liệu SPSS)
Bảng 2. 9: Mơ hình tóm tắtANOVAb ANOVAb Model Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Regression 15,725 3 5,242 35,642 ,000b Residual 11,912 81 ,147 Total 27,637 84
( Nguồn điều tra và xử lý dữ liệu SPSS)
Kiểm tra đa cộng tuyến: Hệ số phóng đại phương sai của từng nhân tố VIF
đều nhỏ hơn 10 do đómơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 2. 10: Bảng đo lường đa cộng tuyến
Mơ hình
Đo lường đa cộng tuyến
Độ chấp nhận Hệ số phóng đạiphương sai
(Hằng số)
QLC 0.925 1.081
TCTH 0.966 1.035
Kiểm tra phân phối chuẩn phần dư: Qua biểu đồ trên ta thấy giá trị mean = 1.20E-15, Std.Dev = 0.982 và biểu đồcó dạng hình chng do đó giả định vềphân phối chuẩn của phần dư khơng bịvi phạm.
(Nguồn điều tra và xử lý dữ liệu SPSS)
Xây dự ng mơ hình hồ i quy
Tiến hành hồi quy mơ hình theo phương pháp Enter ta thu được kết quả hồi
quy như bảng sau:
Bảng 2. 11: Mơ hình hồi quyModel Model Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa T Sig. Thống kê cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF 1 Hằng số ,739 ,294 2,508 ,014 Quản lý chi và mức chi (X1) ,464 ,059 ,592 7,812 ,000 ,925 1,081 Tổ chức thực hiện (X2) ,190 ,053 ,264 3,558 ,001 ,966 1,035 Bộ máy quản lý tài chính (X3) ,158 ,063 ,191 2,498 ,015 ,910 1,099
(Nguồn điều tra và xử lý dữ liệu SPSS)
Dựa vào kết quảtrên ta thấy giá trị Sig. của cả5 nhân tố đều nhỏ hơn 0.05 do
đó cả5 nhân tố đều được giữlại trong mơ hình. Ta có phương trình hồi quy của mơ hình như sau:
Y = 0,592.X1 + 0,264.X2 + 0,191.X3
Theo phương trình hồi quy này, tất cả 3 yếu tố đều tác động dương (cùng chiều) đối với cơng tác quản lý tài chính của cơng ty. Trong đó, yếu tố “Quản lý chi và mức chi” có tác động mạnh nhất đến cơng tác quản lý tài chính. Từ đó cho thấy tầm quan trọng của yếu tố quản lý chi mà mức chi trong việc hồn thiện cơng tác quản lý thu chi của cơng ty Bảo Việt Quảng Bình.
2.4.1.5. Ý kiến đánh giá của công nhân viên vềyếu tốquản lý chi và mức chi
Quản lý chi và mức chi là yếu tố đóng vai trị quyết định thành công của một doanh nghiệp, sẽlà mấu chốt trong việc đưa ra quyết định, sẽ đánh giá hiệu quảlàm việc, giữvai trị cốvấn cho doanh nghiệp, cơng ty và giúp công ty sửdụng một cách