Kích thước mẫu Trung bình Độ lệch chuẩn
HTPL 245 3.80 .606 KSNB 245 3.39 .854 TD 245 3.75 .743 QT 245 3.74 .687 CNTT 245 3.78 .743 TCKT 245 3.76 .527 (Nguồn tổng hợp từ SPSS)
Giá trị của các biến độc lập được tính trung bình dựa trên các biến quan sát thành phần của các biến độc lập đó. Giá trị của biến phụ thuộc là giá trị trung bình của các biến quan sát về cơng tác tổ chức kế tốn. Phân tích được thực hiện bằng phương pháp Enter. Phần mềm SPSS xử lý tất cả các biến được đưa vào cùng một lần để xem biến nào được chấp nhận.
Kết quả phân tích hồi quy như sau:
Kết quả cho thấy mơ hình hồi quy đưa ra (bảng 4.8) tương đối phù hợp với mức ý nghĩa 0.05. Hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.555 có nghĩa là có khoảng 55.5% phương sai của biến phụ thuộc là cơng tác tổ chức kế tốn được giải thích bởi 5 biến
độc lập là hệ thống văn bản pháp lý, hệ thống kiểm sốt nội bộ, trình độ của nhân viên kế toán, sự quan tâm công tác tổ chức kế toán của lãnh đạo, hệ thống công nghệ thơng tin. Cịn lại 44.5% cơng tác tổ chức kế tốn được giải thích bằng các yếu tố khác.
Bảng 4.8 Bảng đánh giá độ phù hợp của mơ hình
Mơ hình Các biến được đưa vào Các biến
bị loại bỏ
Phương pháp
1
- Hệ thống văn bản pháp lý - Hệ thống kiểm soát nội bộ - Trình độ của nhân viên kế tốn
- Sự quan tâm cơng tác tổ chức kế tốn của lãnh đạo nhà trường
- Hệ thống công nghệ thông tin
Enter
Biến phụ thuộc : Công tác tổ chức kế tốn
Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn dự đoán
1 .751a .564 .555 .352
(Nguồn tổng hợp từ SPSS)
Dựa vào bảng 4.9 – phân tích ANOVA, ta thấy giá trị Sig. rất nhỏ, Sig. = 0.000 < 0.05 nên mơ hình hồi quy là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập và có thể sử dụng được.
Bảng 4.9 Phân tích phương sai (hồi quy) ANOVAa Mơ hình bình phương Tổng các Df Bình phương trung bình F Sig. 1 Regression 38.222 5 7.644 61.814 .000b Residual 29.556 239 .124 Total 67.778 244 (Nguồn tổng hợp từ SPSS)
Bảng 4.10 Kết quả các trọng số hồi quy
Mơ hình
Trọng số hồi quy chưa chuẩn hóa
Trọng số hồi quy
chuẩn hóa T Sig.
Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Dung sai VIF 1 (Constant) .649 .192 3.372 .001 HTPL .088 .040 .101 2.171 .031 .844 1.185 KSNB .129 .028 .209 4.579 .000 .876 1.142 TD .185 .035 .261 5.351 .000 .765 1.307 QT .237 .035 .309 6.777 .000 .877 1.140 CNTT .201 .034 .283 5.852 .000 .779 1.284 (Nguồn tổng hợp từ SPSS)
Dựa vào bảng 4.10, nếu sig. < 0.05 tương đương với độ tin cậy 95% và |t| > 2 thì nhân tố đó được chấp nhận, có nghĩa là nó có nghĩa là nó có sự tác động đến hồn thiện cơng tác tổ chức kế toán. Kết quả hồi quy cho thấy có 5 biến HTPL, KSNB, TD, QT, CNTT. Các trọng số hồi quy đều có giá trị dương nghĩa là các nhân tố ảnh hưởng đều có tác động cùng chiều hay tác động tích cực đến hiệu quả đến việc hồn thiện cơng tác TCKT.
Trọng số hồi quy được thể hiện dưới hai dạng: (1) chưa chuẩn hóa và (2) chuẩn hóa. Chúng ta khơng lấy hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng một mơ hình được vì giá trị của nó phụ thuộc vào thang đo. Trọng số hồi quy chuẩn hóa (beta, ký hiệu β) là
trọng số chúng ta đã chuẩn hóa các biến. Vì vậy dùng để so sánh mức độ tác động của các biến phụ thuộc vào biến độc lập, chúng ta nên dùng trọng số hồi quy chuẩn hóa. Biến độc lập nào có trọng số này càng lớn có nghĩa là biến đó có tác động mạnh vào biến phụ thuộc.
Vì thế, phương trình hồi quy tuyến tính được thể hiện mức độ tác động của các nhân tố giảm dần như sau:
TCKT = 0.309*QT + 0.283*CNTT + 0.261*TD + 0.209*KSNB + 0.101*HTPL
Trong đó:
o TCKT: biến phụ thuộc: hồn thiện cơng tác tổ chức kế toán ở các trường CĐCL
o Các biến độc lập: HTPL, KSNB, TD, QT, CNTT.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy năm biến ảnh hưởng đến công tác tổ chức kế tốn có hệ số ß đều dương nên tất cả năm nhân tố trong mơ hình hồi quy đều ảnh hưởng cùng chiều đến cơng tác tổ chức kế tốn. Trong đó cơng tác tổ chức kế tốn ở các trường CĐCL chịu tác động lớn nhất bởi nhân tố sự quan tâm cơng tác kế tốn của lãnh đạo nhà trường (ß = 0.309).
4.5.3 Dị tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính
4.5.3.1 Giả định liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập cũng như hiện tượng phương sai thay đổi. cũng như hiện tượng phương sai thay đổi.
Giả định này sẽ được kiểm tra bằng biểu đồ phân tán Scatterplot (hình 4.1) cho phần dư chuẩn hóa (Standarlized residual) và giá trị chuẩn hóa (Standarlized predicted value). Nếu giả định liên hệ tuyến tính được đáp ứng thì biểu đồ cho thấy phần dư, chúng sẽ phân tán ngẫu nhiên qua đường thẳng không tạo thành một hình dạng cụ thể nào. Như vậy giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau và phương sai của phần dư khơng thay đổi. Như vậy mơ hình hồi quy phù hợp.
Hình 4.1 Biểu đồ phân tán của phần dư
(Nguồn tổng hợp từ SPSS)
4.5.3.2 Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư có thể khơng tn theo phân phối chuẩn vì những lý do như: sử dụng sai mơ hình, phương sai khơng phải là hằng số, số lượng các phần dư khơng đủ nhiều để phân tích,….Vì vậy chúng ta nên thử nhiều cách khảo sát khác nhau. Một cách khảo sát đơn giản nhất là xây dựng biểu đồ tần số của các phần dư Histogram.
Từ biểu đồ hình 4.2, ta thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Thật không hợp lý khi chúng ta kỳ vọng rằng các phần dư quan sát có phân phối hồn tồn chuẩn vì ln ln có những chênh lệch do lấy mẫu. Ở đây, ta có thể nói phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (giá trị trung bình Mean = 0.00, và độ lệch chuẩn Std.Dev. = 0.99 gần bằng 1). Do đó tác giả kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn khơng bị vi phạm
Hình 4.2 Đồ thị Histogram
(Nguồn tổng hợp từ SPSS)
4.5.3.3 Giả định khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập (đo lường đa cộng tuyến) cộng tuyến)
Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, chỉ số thường dùng là hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor) và khi VIF < 10 nghĩa là các biến độc lập khơng có tương quan tuyến tính với nhau. Kết quả nhận được từ bảng 4.10 với hệ số phóng đại phương sai (VIF) có giá trị đều nhỏ hơn 2, giá trị thấp nhất là 1.140 và cao nhất là 1.307. Tất cả đều đạt u cầu VIF < 10. Vì vậy có thể luận, mơ hình hồi quy khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Hiện tượng cộng tuyến là trạng thái trong đó có hai biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau, nếu có từ ba biến độc lập trở lên thì gọi là đa cộng tuyến. Sự tương quan khá chặt giữa các biến độc lập có nghĩa là khi biến A tăng thì biến B cũng tăng..., từ đó nó làm tăng độ lệch chuẩn của các trọng số hồi quy và giảm giá trị thống kê t của kiểm định nên các trọng số hồi quy sẽ có khuynh hướng kém ý nghĩa hơn khi khơng có đa cộng tuyến trong khi hệ số R square vẫn khá cao.
Có hai cách để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, có thể dựa vào chỉ số VIF (Variance Inflation Factor) là hệ số phóng đại phương sai hoặc dựa vào ma trận hệ số tương quan. Tuy nhiên, chúng ta thường dùng chỉ số VIF.
Thơng thường, nếu VIF lớn hơn 10 thì biến độc lập này hầu như khơng có giá trị giải thích biến thiên của Y trong mơ hình (Hair & cộng sự 2006 trích trong Nguyễn Đình Thọ, 2011). Tuy nhiên, trong thực tế, nếu VIF > 2, nhà nghiên cứu cũng cần cẩn thận trong việc diễn giải các trọng số hồi quy. Vì vậy, để tránh hiện tượng đa cộng tuyến, hệ số VIF tốt nhất là nhỏ hơn 2.
Theo bảng 4.10 trọng số hồi quy, giá trị hệ số VIF của các biến độc lập là từ 1.142 đến 1.307 (tất cả các giá trị đều nhỏ hơn 2). Vì vậy tác giả kết luận mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
4.6 Bàn luận từ kết quả nghiên cứu
Dựa vào kết quả trọng số hồi quy đã chuẩn hóa tại bảng 4.10, tác giả đưa ra các bàn luận đối với các kết quả nghiên cứu đã đạt được như sau:
- Đối với biến hệ thống văn bản pháp lý (HTPL) có trọng số hồi quy chuẩn hóa là 0.101, có tác động mạnh cùng chiều với việc hoàn thiện cơng tác TCKT. Điều này có nghĩa là với điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi nhân tố Hệ thống văn bản pháp lý tăng thêm 1 đơn vị thì kết quả hồn thiện cơng tác TCKT sẽ tăng thêm 0.101 đơn vị.
- Đối với biến hệ thống kiểm sốt nội bộ (KSNB) có trọng số hồi quy chuẩn hóa là 0.209, có tác động cùng chiều khá mạnh với việc hồn thiện cơng tác TCKT. Điều này có nghĩa là với điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi nhân tố Hệ thống kiểm soát nội bộ tăng thêm 1 đơn vị thì kết quả hồn thiện cơng tác TCKT sẽ tăng thêm 0.209 đơn vị.
- Đối với biến trình độ của kế tốn viên (TD) có trọng số hồi quy chuẩn hóa là 0.261, có tác động cùng chiều khá mạnh với việc hồn thiện cơng tác TCKT. Điều này có nghĩa là với điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi nhân tố Trình độ
của kế tốn viên tăng thêm 1 đơn vị thì kết quả hồn thiện cơng tác TCKT sẽ tăng thêm 0.261 đơn vị.
- Đối với biến sự quan tâm công tác kế tốn của lãnh đạo nhà trường (QT) có trọng số hồi quy chuẩn hóa là 0.309, có tác động cùng chiều rất mạnh với việc hồn thiện cơng tác TCKT. Điều này có nghĩa là với điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi nhân tố Sự quan tâm cơng tác kế tốn của lãnh đạo nhà trường tăng thêm 1 đơn vị thì kết quả hồn thiện cơng tác TCKT sẽ tăng thêm 0.309 đơn vị.
- Đối với biến hệ thống công nghệ thơng tin (CNTT) có trọng số hồi quy chuẩn hóa là 0.283, có tác động cùng chiều rất mạnh với việc hồn thiện cơng tác TCKT. Điều này có nghĩa là với điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi nhân tố Hệ thống công nghệ thông tin của lãnh đạo nhà trường tăng thêm 1 đơn vị thì kết quả hồn thiện cơng tác TCKT sẽ tăng thêm 0.283 đơn vị.
Từ các kết quả nghiên cứu trên cho thấy việc hoàn thiện công tác TCKT của các trường CĐCL chịu tác động rất lớn là từ các nhà lãnh đạo, sự quan tâm của họ trong công tác kế toán sẽ giúp bộ máy kế toán làm việc hiệu quả hơn. Ứng dụng phần mềm công nghệ thông tin vào cơng tác quản lý tài chính cũng chính là yếu tố then chốt giúp các trường hồn thiện về cơng tác kế tốn của đơn vị. Bên cạnh đó, trình độ của nhân viên làm việc trong bộ máy kế toán cũng khá là quan trọng trong việc góp phần xây dựng tổ chức bộ máy kế tốn. Ngồi ra, hệ thống kiểm sốt nội bộ và hệ thống văn bản pháp lý ngày càng phù hợp thì cơng tác tổ chức thực hiện kế toán tại các trường sẽ dễ dàng thiết lập và ngày càng hoàn thiện hơn. Như vậy kết quả của nghiên cứu này phù hợp với các nghiên cứu trước ở nước ngoài và Việt Nam như của tác giả Choy Chong và cộng sự (2011), Nguyễn Thị Thu Hiền (2015), Ngô Phi Mỹ Anh (2017) và Phạm Thị Mỹ Phước (2017) đều cho rằng các nhân tố có tác động tích cực đến hồn thiện cơng tác tổ chức kế tốn.
Tóm tắt chương 4
Trong chương 4 tác giả đã trình bày kết quả nghiên cứu bao gồm thống kê, mô tả đặc điểm mẫu, đánh giá độ tin cậy của thang đo bằng phương pháp Cronbach
tố để đưa ra nhận xét về mức độ ảnh hưởng của chúng tới việc hồn thiện cơng tác tổ chức kế toán.
Kết quả nghiên cứu cho thấy trong tất cả 5 nhân tố đều có ảnh hưởng đến việc hồn thiện cơng tác tổ chức kế toán tại các trường CĐCL trên địa bàn Tp.HCM: hệ thống văn bản pháp lý (HTPL), hệ thống kiểm sốt nội bộ (KSNB), trình độ của kế toán viên (TD), sự quan tâm cơng tác kế tốn của lãnh đạo nhà trường (QT), hệ thống công nghệ thông tin (CNTT).
Chương tiếp theo sẽ trình bày tóm tắt kết quả nghiên cứu, kết luận, ý nghĩa của nghiên cứu, hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo.
Chương 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 5.1 Kết luận 5.1 Kết luận
Cơng tác tổ chức kế tốn có vai trị rất quan trọng tại một đơn vị, nó có thể quyết định được sự thành, bại của đơn vị. Vì thế, các quyết định của nhà quản lý, lãnh đạo sẽ ảnh hưởng rất lớn nếu thơng tin kế tốn khơng đúng hoặc bị sai lệch. Với cơ chế tự chủ về tài chính đối với các trường CĐCL trong thời gian tới, yêu cầu được đưa ra là phải hồn thiện cơng tác tổ chức kế tốn để có những thơng tin tài chính hữu ích hỗ trợ cho việc ra quyết định của nhà quản lý một cách chuẩn xác nhằm mục đích tiết kiệm, hiệu quả cho đơn vị.
Mơ hình nghiên cứu đề xuất gồm có 5 nhân tố ảnh hưởng đến việc hồn thiện cơng tác tổ chức kế tốn tại các trường CĐCL: hệ thống pháp lý và các văn bản hướng dẫn, hệ thống kiểm sốt nội bộ, trình độ của nhân viên kế tốn, sự quan tâm cơng tác kế tốn của lãnh đạo nhà trường và hệ thống công nghệ thông tin với 27 biến quan sát. Dữ liệu được thu thập và xử lý thông qua phần mềm SPSS 22.0 để phân tích. Sử dụng phương pháp phân tích hệ số Cronbach’s Alpha và độ giá trị thang đo EFA để kiểm định các nhân tố. Kết quả các biến quan sát được nhóm thành 5 nhân tố đưa vào phân tích hồi quy.
Kết quả cho thấy mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến việc hồn thiện cơng tác tổ chức kế toán như sau: nhân tố QT (sự quan tâm công tác kế toán của lãnh đạo nhà trường) có tác động cùng chiều mạnh nhất lên TCKT (cơng tác tổ chức kế tốn) với β = 0.309, nhân tố tác động cùng chiều mạnh kế tiếp là CNTT (công nghệ thông tin) với β = 0.283, tiếp theo là nhân tố TD (trình độ của nhân viên kế toán) với β = 0.261, kế đến là nhân tố KSNB (hệ thống kiểm soát nội bộ) với β = 0.209, nhân tố tác động yếu nhất trong 5 nhân tố là HTPL (hệ thống pháp lý và các văn bản hướng dẫn) với β = 0.101
5.2 Kiến nghị
5.2.1 Đối với nhân tố sự quan tâm cơng tác kế tốn của lãnh đạo nhà trường
Nhân tố sự quan tâm cơng tác kế tốn của lãnh đạo nhà trường là nhân tố tác động mạnh nhất đến công tác tổ chức kế toán tại các trường CĐCL trên địa bàn Tp.HCM. Điều này cho chúng ta thấy rằng việc quản lý, quan tâm đến cơng tác tổ chức kế tốn là việc làm rất quan trọng trong một tổ chức, đơn vị. Nó địi hỏi sự am hiểu và sát sao về tình hình tài chính tại đơn vị của nhà quản lý. Người làm công tác quản lý phải có đủ trình độ chun mơn, nghiệp vụ để chỉ đạo đơn vị hồn thành tốt và đúng với nhiệm vụ được giao phó. Từ đó giúp đơn vị phát triển theo hướng tích cực, đặc biệt là trong cơng tác kế tốn, nhà quản lý phải có kiến thức cơ bản về kế tốn tài chính, đọc hiểu các thông tin trình bày trên báo cáo tài chính do kế tốn cung cấp, có cái nhìn bao quát tổng quan về tình hình thực tế để nhận thức đúng, chính xác vấn đề và cập nhật các thông tin kiến thức mới nhằm cải tiến hệ thống kế tốn tài chính, thúc đẩy sự phát triển tại đơn vị.
Việc bố trí, sắp xếp đội ngũ cán bộ làm vị trí kế toán theo đúng năng lực,