Component 1 CD2 .959 CD1 .944 CD3 .722
Vì các biến quan sát chỉ tạo thành một nhóm nên khơng thực hiện được phép xoay Varimax mà sử dụng kết quả từ bảng ma trận nhân tố trước khi xoay. Kết quả từ bảng 4.8 cho thấy các biến quan sát đều có hệ số tải lớn hơn 0.55. Như vậy phân tích nhân tố cho các biến quan sát thuộc biến phụ thuộc là phù hợp và có 1 nhân tố được hình thành.
Bảng 4.9: Mơ hình điều chỉnh qua kiểm định Cronbach Alpha và phân tích nhân tố khám phá Nhân tố Biến đặc trưng Giải thích F1 Môi trường quốc tế
QT1 Sự can thiệp và hỗ trợ tài chính quốc tế
QT2 Sự hỗ trợ chuyên môn của các chuyên gia quốc tế QT3 Áp lực thực hiện các cam kết khi gia nhập các tổ
chức quốc tế
F2 Giáo dục- nghề nghiệp
GD-NN1 Đào tạo và tuyển dụng GD-NN2 Các tổ chức nghề nghiệp
GD-NN3 Trình độ chun mơn của chuyên gia, chuyên viên kế toán
F3 Môi trường kinh tế
KT1 Các áp lực về tài chính khu vực cơng KT2 Các vụ bê bối tài chính trong khu vực cơng KT3 Chi phí thực hiện cải cách kế tốn khu vực cơng
F4 Hệ thống pháp lý
PL1 Sự chi phối bởi hệ thống luật PL3 Hệ thống kiểm sốt nội bộ
PL4 Quy định cơng bố thông tin BCTC khu vực công
F5 Mơi trường chính trị
CT1 Hỗ trợ chính trị CT3 Sự dân chủ
F6 Mơi trường văn hóa
VH1 Nhận thức về đổi mới của lực lượng cán bộ quản lý và những người làm kế toán
VH2 Sự thay đổi trong văn hóa quản lý
VH3 Đạo đức nghề nghiệp của kế toán, kiểm toán viên
F7 Điều kiện tổ chức
ĐK3 Khả năng công nghệ thông tin ĐK4 Triển khai tổng kế toán nhà nước
CĐC SKT
Chuyển đổi CSKT
CĐCSKT1 Minh bạch hóa thơng tin
CĐCSKT2 Nâng cao trách nhiệm giải trình của đơn vị cơng CĐCSKT3 Phù hợp với thơng lệ kế tốn quốc tế
3. Phân tích tương quan
Tương quan giữa các biến trong mơ hình được trình bày trong bảng 4.10 như sau:
Bảng 4.10: Hệ số tương quan Person
CĐCSKT QT(F1) GGNN(F2) KT(F3) VH(F6) CT(F5) PL(F4) ĐK(F7) CDCSKT 1 QT (F1) .638** 1 GGNN (F2) .671** .132 1 KT (F3) .272** .133 .037 1 VH (F6) .339** .255** .168* .116 1 CT (F5) .332** .186* .110 .214* .419** 1 PL (F4) .218** .294** -.003 .191* .284** .328** 1 ĐK (F7) .149 .226** .002 .071 .208* .290** .365** 1 **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Kết quả chỉ ra nhân tố GGNN có tương quan mạnh nhất với CĐCSKT (0.671), và nhân tố ĐK có tương quan yếu nhất với CĐCSKT (0.149). Hệ số tương quan đều dương cho thấy các biến có quan hệ cùng chiều với nhau, nghĩa là tác động tích cực tới việc chuyển đổi CSKT dồn tích khu vực cơng. Tuy nhiên, hệ số tương quan không chỉ ra mối tác động của các biến lên CĐCSKT. Do vậy, để tìm hiểu rõ vấn đề này, tác giả sử dụng bước phân tích hồi quy ở phía sau.
4. Phân tích hồi quy đa biến
Từ các nhân tố tác động trên, Ta có phương trình hàm hồi quy như sau: CĐCSKT = β0 + β1F1 + β2F2 + β3F3 + β4F4+ β5F5 + β6F6 + β7F7
- CĐCSKT: Các nhân tố tác động đến cải cách kế toán KVC Việt Nam theo hướng chuyển đổi CSKT dồn tích trong điều kiện vận dụng Chuẩn mực kế tốn cơng quốc tế.
- F1: Môi trường quốc tế
- F2: Môi trường giáo dục, nghề nghiệp - F3: Môi trường kinh tế
- F4: Hệ thống pháp lý - F5: Mơi trường chính trị - F6: Mơi trường văn hóa - F7: Điều kiện tổ chức - β0: Hệ số của mơ hình
β1, β2, β3…: hệ số hồi qui chuẩn hóa cho biết mức độ quan trọng của các nhân tố ảnh hưởng đến chuyển đổi CSKT dồn tích khu vực cơng.
Để mơ hình hồi quy đảm bảo độ tin cậy và hiệu quả, ta cần thực hiện 3 kiểm định chính sau:
- Kiểm định hệ số hồi quy
Mục tiêu của kiểm định này nhằm xem xét biến độc lập tương quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc hay không. Khi mức ý nghĩa Sig của hệ số hồi quy từng phần có độ tin cậy ít nhất 95%, ta kết luận tương quan có ý nghĩa thống kê giữa biến độc lập và biến phụ thuộc. Bảng 4.11: Hệ số hồi quy Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -.085 .249 -.341 .734 QT (F1) .447 .036 .513 12.483 .000 .855 1.169 GGNN(F2) .332 .022 .576 14.779 .000 .953 1.049 KT (F3) .127 .033 .153 3.885 .000 .932 1.073 VH (F6) .049 .046 .046 1.061 .291 .766 1.306 CT (F5) .121 .041 .130 2.924 .004 .736 1.359 PL (F4) -.007 .040 -.008 -.183 .855 .752 1.330 DK (F7) -.021 .038 -.023 -.545 .587 .819 1.221
Bảng 4.11, cột mức ý nghĩa Sig cho thấy:
Các nhân tố Văn hóa (F6), Pháp lý (F4) và Điều kiện tổ chức (F7) có Sig lớn hơn 0.05. Như vậy, các nhân tố này tương quan với Chuyển đổi CSKT khơng có ý nghĩa với độ tin cậy 95%.
Các nhân tố Quốc tế (F1), Giáo dục nghề nghiệp (F2), Kinh tế (F3) và Chính trị (F5) tương quan có ý nghĩa với Chuyển đổi CSKT với độ tin cậy 95%.
- Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình
Mức độ giải thích của mơ hình
Bảng 4.12: Tóm tắt mơ hình
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate
1 .899a .809 .799 .27031
Trong bảng R2 là 0.809 và R2 hiệu chỉnh là 0.799, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu lên tới 79.90%. Hay nói cách khác 79.90% sự biến thiên của biến phụ thuộc chuyển đổi CSKT dồn tích KVC được giải thích bởi các biến độc lập như F1: Quốc tế, F2: Môi trường giáo dục nghề nghiệp, F3: Môi trường kinh tế, F5: Mơi trường chính trị. Và 20.1% là do sai số ngẫu nhiên hoặc các nhân tố tác động mà chưa đưa vào mơ hình nghiên cứu.
Mức độ phù hợp của mơ hình
Bảng 4.13: Phân tích phương sai (ANOVA)a
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression 40.860 7 5.837 79.886 .000b
Residual 9.645 132 .073
Total 50.505 139
Để kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tổng thể, giá trị F từ bảng phân tích phương sai ANOVA được xem xét. Ta thấy F nhận giá trị 79,886 với mức ý nghĩa Sig nhỏ hơn 0.05 chứng tỏ tồn tại mối quan hệ tuyến tính ít nhất một biến giữa chuyển đổi CSKT dồn tích KVC với mơi trường chính trị, mơi trường giáo dục nghề nghiệp, mơi trường quốc tế, môi trường kinh tế.
- Giả định về hiện tượng đa cộng tuyến
Dựa vào hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến trong bảng 4.11, tác giả thấy khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra vì các biến đều nhỏ hơn 2.
Như vậy dựa vào thơng tin bảng 4.11 hàm hồi quy tuyến tính có dạng: CĐCSKT = -0.085 + 0.447F1 + 0.332F2 + 0.127F3 + 0.121F5
Chuyển đổi CSKT = -0.085 + 0.447 Môi trường quốc tế + 0.332 Môi trường giáo dục nghề nghiệp + 0.127 Môi trường kinh tế + 0.121 Mơi trường chính trị.
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa:
- Biến Mơi trường quốc tế có hệ số 0.447, quan hệ cùng chiều khá mạnh với với chuyển đổi CSKT khu vực công. Khi Mơi trường quốc tế tăng thêm 1 điểm thì làm cho việc chuyển đổi CSKT khu vực công tăng thêm 0,447 điểm.
- Biến Mơi trường giáo dục nghề nghiệp có hệ số 0.332, quan hệ cùng chiều khá mạnh với chuyển đổi CSKT khu vực công. Khi Môi trường giáo dục nghề nghiệp tăng thêm 1 điểm thì làm cho việc chuyển đổi CSKT khu vực công tăng thêm 0.332 điểm.
- Biến Mơi trường kinh tế có hệ số 0.127, quan hệ cùng chiều với chuyển đổi CSKT khu vực công. Khi Mơi trường kinh tế tăng thêm 1 điểm thì làm cho việc chuyển đổi CSKT khu vực công tăng thêm tăng thêm 0.127 điểm
- Biến Mơi trường chính trị có hệ số 0.121, quan hệ cùng chiều với chuyển đổi CSKT khu vực cơng. Khi Mơi trường chính trị tăng thêm 1 điểm thì làm cho việc chuyển đổi CSKT khu vực cơng tăng thêm 0.121 điểm.
Hệ số hồi quy chuẩn hóa:
Hệ số này xác định vị trí ảnh hưởng của các biến độc lập. Các hệ số hồi quy được chuẩn hóa có thể chuyển đổi thành dạng phần trăm như sau:
Bảng 4.14 Hệ số hồi quy chuẩn hóa
Biến độc lập Giá trị tuyệt đối Tỷ lệ
Môi trường quốc tế 0.513 37.4%
Môi trường giáo dục nghề nghiệp 0.576 42%
Môi trường kinh tế 0.153 11.15%
Mơi trường chính trị 0.130 9.45%
Tổng 1.372 100%
Mơi trường quốc tế đóng góp 37.4%; Mơi trường kinh tế đóng góp 11.15%; Mơi trường giáo dục nghề nghiệp đóng góp 42%; Mơi trường chính trị đóng góp 9.45% trong việc chuyển đổi CSKT dồn tích KVC trong điều kiện vận dụng Chuẩn mực kế tốn cơng
quốc tế. Như vậy, thứ tự các nhân tố tác động đến việc chuyển đổi CSKT dồn tích KVC Việt Nam trong điều kiện vận dụng Chuẩn mực kế tốn cơng quốc tế như sau: (1) Môi trường giáo dục nghề nghiệp, (2) Môi trường quốc tế, (3) Mơi trường kinh tế, (4) Mơi trường chính trị.
4.2. Bàn luận
Các nhân tố tác động đến việc cải cách kế toán KVC Việt Nam theo hướng chuyển đổi CSKT dồn tích trong điều kiện vận dụng Chuẩn mực kế tốn công quốc tế theo thứ tự như sau:
1. Môi trường giáo dục - nghề nghiệp (bao gồm các nhân tố: Chính sách Đào tạo và tuyển dụng; Các tổ chức nghề nghiệp; Trình độ chun mơn của chun gia, chun viên kế tốn).
2. Môi trường quốc tế (bao gồm các nhân tố: Sự hỗ trợ tài chính quốc tế; Áp lực thực hiện các cam kết khi gia nhập các tổ chức quốc tế và Sự hỗ trợ chuyên môn của các chuyên gia quốc tế).
3. Môi trường kinh tế (bao gồm các nhân tố: Các áp lực về tài chính khu vực cơng; Các vụ bê bối tài chính trong khu vực cơng, Kinh phí tổ chức thực hiện chuyển đổi CSKT)
4. Mơi trường chính trị (bao gồm các nhân tố: Vai trò giám sát của Quốc Hội, Sự dân chủ; Sự hỗ trợ chính trị của cơ quan hành pháp và lập pháp).
Như vậy, so với giả thuyết ban đầu có bảy nhân tố tác động tới việc chuyển đổi CSKT dồn tích khu vực cơng thì sau khi kiểm định tại mơi trường Việt Nam chỉ cịn lại bốn nhân tố tác động. Kết quả này cũng phù hợp với bối cảnh của Việt Nam, khi mà với xu thế tồn cầu hóa nền kinh tế thế giới hiện nay, Việt Nam đã trở thành thành viên của các tổ chức quốc tế, điều này bắt buột thơng tin kế tốn cung cấp phải minh bạch và được sự thừa nhận của quốc tế. Bên cạnh đó, những áp lực, căng thẳng tài chính như thị trường vốn trong nước chưa phát triển, tình hình nợ cơng trở thành mối quan ngại của toàn xã hội. Theo số liệu của Cục Quản lý nợ và Tài chính đối ngoại, Bộ Tài chính (2013) nếu như năm 2001 nợ cơng từ mức 26.6% GDP thì năm 2013 là 54.2% GDP; hay những vụ bê bối tham nhũng tài chính như Vinashin, tập đồn dầu khí Việt Nam… địi hỏi phải cải cách kế toán KVC theo hướng chuyển đổi CSKT dồn tích nhằm cung cấp thơng tin kế tốn được minh bạch và giải trình rõ ràng. Tuy nhiên, việc chuyển đổi CSKT dồn tích là khơng dễ dàng mà phải đòi hỏi sự giám sát tài chính chặt chẽ của
Quốc hội, tăng cường vai trị của cơng dân trong việc giám sát và ra quyết định KVC cũng như tăng cường sự hỗ trợ của cơ quan hành pháp và lập pháp, tăng cường sự ủng hộ của thế giới thơng qua tài trợ tài chính và hỗ trợ về chun mơn. Bên cạnh đó chính bản thân kế tốn viên cần chuẩn bị sẵn sàng cho sự đổi mới khi khơng ngừng nâng cao trình độ chun mơn, nghiệp vụ thơng qua đào tạo và tuyển dụng… Tất cả những vấn đề này sẽ tác động cũng như thúc đẩy việc chuyển đổi cơ sở kế tốn dồn tích cho các đơn vị kế tốn trong khu vực cơng Việt Nam.
Kết luận chương 4
Nội dung chương trình bày kết quả nghiên cứu định tính thơng qua phỏng vấn chuyên gia và định lượng thơng qua cơng cụ phân tích nhân tố khám phá EFA cũng như những kết luận sơ bộ của tác giả về kết quả có được khi phân tích dữ liệu. Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp chọn mẫu ngẫu nhiên với cỡ mẫu là 140 và phỏng vấn 04 chuyên gia. Mơ hình nghiên cứu giả định ban đầu có 1 biến phụ thuộc là Chuyển đổi cơ sở kế toán và 7 biến độc lập tác động tới việc chuyển đổi là môi trường pháp lý, môi trường kinh tế, mơi trường chính trị, mơi trường văn hóa, mơi trường giáo dục – nghề nghiệp, môi trường quốc tế và điều kiện tổ chức. Như vậy, tất cả có 8 thang đo với 28 biến quan sát.
Sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA, kết quả thu được 1 biến phụ thuộc với 3 biến quan sát và 7 biến độc lập với 22 biến quan sát. Sau khi phân tích hồi quy tuyến tính, kết quả cuối cùng cịn lại 4 nhân tố tác động đến việc chuyển đổi CSKT dồn tích KVC Việt Nam trong điều kiện vận dụng Chuẩn mực kế tốn cơng quốc tế theo thứ tự lần lượt là môi trường giáo dục nghề nghiệp, môi trường quốc tế, môi trường kinh tế và mơi trường chính trị. Dựa trên kết quả này, tác giả sẽ đưa ra các kiến nghị trong chương 5 nhằm tác động đến các nhân tố, góp phần thúc đẩy quá trình chuyển đổi.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
5.1. Kết luận kết quả nghiên cứu
Trong quá trình tìm hiểu các nghiên cứu trong và ngoài nước, tác giả đi đến kết luận việc chuyển đổi CSKT dồn tích khu vực cơng là vấn đề tất yếu và mang lại nhiều lợi ích cho các quốc gia, trong đó có Việt Nam. Kế thừa các nghiên cứu trước, tác giả thiết lập mơ hình nghiên cứu gồm 1 biến phụ thuộc “Chuyển đổi CSKT” và 7 biến độc lập tác động tới việc chuyển đổi CSKT dồn tích khu vực cơng Việt Nam bao gồm: mơi trường chính trị, mơi trường kinh tế, mơi trường pháp lý, mơi trường văn hóa, mơi trường giáo dục nghề nghiệp, môi trường quốc tế và điều kiện tổ chức. Tác giả sử dụng cơng cụ phân tích nhân tố khám phá EFA để phân tích dữ liệu.
Kết quả kiểm định thang đo và phân tích nhân tố khám phá đã loại 5 biến KT4: “Quy mô, số lượng các đơn vị thuộc KVC” trong nhân tố Mơi trường kinh tế, Biến CT2: “Sự cạnh tranh chính trị” trong nhân tố Mơi trường chính trị, biến ĐK1:“Tư vấn và điều phối”, biến ĐK2: “Chính sách truyền thơng” của nhân tố Điều kiện tổ chức và biến PL2: “Sự tác động của Chuẩn mực kế tốn cơng quốc tế” thuộc Mơi trường pháp lý. Điều này có nghĩa là theo kết quả thống kê thì 5 biến trên khơng có tác động đến việc chuyển đổi CSKT dồn tích KVC Việt Nam trong điều kiện vận dụng Chuẩn mực kế tốn cơng quốc tế. Theo nhận định của tác giả, việc này cũng phù hợp với bối cảnh kinh tế chính trị theo định hướng XHCN tại Việt Nam, vai trị quản lý, giám sát và cơng bố thơng tin tài chính cơng tập trung vào Quốc hội và Chính phủ, nên sự cạnh tranh chính trị giữa các cơ quan cung cấp thông tin hầu như khơng cao. Cũng bởi vì vai trị quyết định thuộc về Chính phủ và Quốc hội nên quy mơ khu vực công dù lớn hay nhỏ như thế nào đi chăng nữa, nếu đã có quyết định cải cách thì chắc chắn phải thực hiện. Do đó, yếu tố quy mơ này không tác động tới việc chuyển đổi. Các quy định áp dụng cho lĩnh vực kế tốn cơng hiện nay khá phức tạp, nhiều văn bản hướng dẫn khơng ổn định, thậm chí chồng chéo nên chưa có sự thống nhất giữa các đơn vị cơng. Một khi đã chưa có sự thống nhất trong các quy định thì tư vấn và điều phối, truyền thơng khơng có ý nghĩa. Hơn nữa, chuyển