CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN
4.5. Phân tích hồi quy
Trước khi thực hiê ̣n phân tích hồi quy ta tiến hành kiểm tra sự phụ hợp của các giả định nhằm kiểm tra điều kiê ̣n hồi quy.
4.5.1. Kiểm tra sự phù hợp của giả định
4.5.1.1 Phân tích tương quan
Hệ số tương quan Pearson (r) được dùng để kiểm tra mối tương quan tuyến tính chặt chẽ giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập, vì điều kiện để hồi quy là trước nhất phải tương quan.. Kết quả phân tích ma trận tương quan giữa các biến được trình bày ở bảng 4.13 dưới đây:
Bảng 4.13. Kết quả phân tích tương quan CSKT NT TT NC MT ĐT KT CSKT NT TT NC MT ĐT KT CSKT Pearson Correlation 1 0,215* 0,197* 0,323** 0,527** 0,563** 0,498** Sig. (2-tailed) 0,018 0,031 0,000 0,000 0,000 0,000 N 120 120 120 120 120 120 120 NT Pearson Correlation 0,215* 1 -0,009 -0,007 -0,109 -0,089 -0,014 Sig. (2-tailed) 0,018 0,922 0,938 0,235 0,335 0,881 N 120 120 120 120 120 120 120 TT Pearson Correlation 0,197* -0,009 1 0,014 0,031 0,059 -0,064 Sig. (2-tailed) 0,031 0,922 0,880 0,737 0,521 0,485 N 120 120 120 120 120 120 120 NC Pearson Correlation 0,323** -0,007 0,014 1 0,085 0,303** 0,060 Sig. (2-tailed) 0,000 0,938 0,880 0,355 0,001 0,512 N 120 120 120 120 120 120 120 MT Pearson Correlation 0,527** -0,109 0,031 0,085 1 0,345** 0,165 Sig. (2-tailed) 0,000 0,235 0,737 0,355 0,000 0,072 N 120 120 120 120 120 120 120 ĐT Pearson Correlation 0,563** -0,089 0,059 0,303** 0,345** 1 0,120 Sig. (2-tailed) 0,000 0,335 0,521 0,001 0,000 0,190 N 120 120 120 120 120 120 120 KT Pearson Correlation 0,498** -0,014 -0,064 0,060 0,165 0,120 1 Sig. (2-tailed) 0,000 0,881 0,485 0,512 0,072 0,190 N 120 120 120 120 120 120 120
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed). **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
Kết quả phân tích ma trận tương quan cho thấy các giá trị sig ở dòng đầu tiên đều nhỏ hơn 0,05, nghĩa là các biến độc lập đều có tương quan với biến phụ thuộc, do đó đủ điều kiện để phân tích hồi quy.
4.5.1.2. Kiểm định giả định phân phối chuẩn phần dư
Tác giả sử dụng đồ thị Histogram để kiểm định giả định phân phối chuẩn phần dư cho kết quả ở Hình 4.1 dưới đây
Nguồn: Tổng hợp từ SPSS
Hình 4.1. Biểu đồ tần suất phần dư chuẩn hóa Histogram
Theo kết quả của đồ thị Histogram trong hình 4.1, phần dư có phân phối xấp xỉ chuẩn vì có Mean = 2,22E-15 gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev = 0,974 gần bằng 1. Như vậy có thể kết luận giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
4.5.1.3. Kiểm định giả định sự vắng mặt của tương quan chuỗi
Tác giả sử dụng hệ số Durbin-Watson (d) để kiểm định giả định sự vắng mặt của tương quan chuỗi (kiểm tra sự tự tương quan của phần dư) cho kết quả trong bảng 4.14 dưới đây:
Bảng 4.14. Bảng tóm tắt mơ hình hồi quy Model Summaryb Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 0,860a 0,740 0,726 0,276 1,992 a. Predictors: (Constant), KT, NT, NC, TT, MT, ĐT b. Dependent Variable: CSKT Nguồn: Tổng hợp từ SPSS
Kết quả trong bảng 4.14 cho thấy hệ số Durbin – Watson (d) = 1,992. Tiếp theo, tác giả dị tìm trị số thống kê trên du trong bảng thống kê Durbin – Watson. Với số quan sát là 120, số biến giải thích là 6, độ tin cậy 95%, mức ý nghĩa 5% thì trị số thống kê trên du = 1,817. Như vậy, du = 1,817 < d =1,992 < 4 – du = 2,183. Kết luận khơng có hiện tượng tự tương quan hay khơng có tương quan chuỗi của phần dư trong mơ hình hồi quy.
4.5.1.4. Kiểm định giả định phương sai của phần dư không đổi
Tác giả sử dụng đồ thị scatter plot với trục hồnh là Giá trị dự đốn chuẩn hóa9, trục tung là phần dư chuẩn hóa10 để kiểm định giả định phương sai của phần dư khơng đổi cho kết quả trong hình 4.2 dưới đây:
9 Từ gốc tiếng Anh: Regression Standardized Predicted Value
Hình 4.2. Đồ thị Scatter plot phân phối của phần dư hồi quy chuẩn hóa
Nguồn: Tổng hợp từ SPSS
Đồ thị ở hình 4.2 cho thấy các giá trị phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh giá trị 0 (đường nằm ngang), nghĩa là phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa độc lập với nhau và phương sai của phần dư không thay đổi. Kết luận giả định phương sai của phần dư không đổi không bị vi phạm.
4.5.2. Kết quả phân tích hồi quy bội
Từ các nhân tố tác động thu được trong phân tích nhân tố khám phá EFA, tác giả xây dựng phương trình hàm hồi quy có dạng như sau:
CSKT = 1TT + 2NC + 3MT + 4ĐT + 5KT + 6NT + C Trong đó:
1, 2, 3, 4, 5, 6: Các hệ số hồi quy chuẩn hóa, cho biết mức độ quan trọng của các nhân tố ảnh hưởng đến sự lựa chọ CSKT của các doanh nghiệp tại Đà Lạt.
C: hằng số trong phương trình hồi quy, đại diện cho hệ số góc
4.5.2.1. Kiểm định hệ số hồi quy
Kết quả kiểm định hệ số hồi quy bằng phương pháp đưa biến vào là Enter ở bảng 4.15 dưới đây:
Bảng 4.15. Kết quả kiểm định hệ số hồi quy
Model
Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -0,832 0,272 -3,057 0,003 NT 0,234 0,039 0,293 6,067 0,000 0,985 1,016 TT 0,093 0,023 0,191 3,958 0,000 0,991 1,009 NC 0,109 0,035 0,159 3,153 0,002 0,907 1,103 MT 0,244 0,036 0,349 6,727 0,000 0,858 1,165 ĐT 0,247 0,037 0,361 6,717 0,000 0,797 1,254 KT 0,223 0,027 0,403 8,245 0,000 0,962 1,039 Nguồn: Tổng hợp từ SPSS
Kết quả kiểm định hệ số hồi quy trong bảng 4.15 cho thấy cả 6 biến độc lập đều có Sig < 0,05, như vậy khơng loại biến nào khỏi mơ hình hồi quy. Kết luận cả 6 biến độc lập đều có mối quan hệ tương quan đến sự lựa chọn CSKT của các doanh nghiệp tại thành phố Đà Lạt với độ tin cậy 95%, mức ý nghĩa 5%.
Sau khi kiểm định hệ số hồi quy, tác giả tiến hành kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình.
4.5.2.2. Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình
Kết quả trong bảng 4.14. Bảng tóm tắt mơ hình hồi quy cho thấy hệ số xác định điều chỉnh R2adj = 0,726, nghĩa là 72,6% sự thay đổi trong lựa chọn CSKT của các doanh nghiệp tại Đà Lạt được giải thích bởi các nhân tố TT, NC, MT, ĐT, KT và NT. Kết luận mơ hình hồi quy có độ phù hợp 72,6%.
Tác giả tiến hành kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình bằng kiểm định F trong phân tích phương sai ANOVA để kiểm định giả thuyết Ho: R2 = 0 cho kết quả trong bảng 4.16 dưới đây.
Bảng 4.16. Kết quả phân tích phương sai ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 24,496 6 4,083 53,527 0,000b Residual 8,619 113 0,076 Total 33,115 119 a. Dependent Variable: CSKT b. Predictors: (Constant), KT, NT, NC, TT, MT, ĐT Nguồn: Tổng hợp từ SPSS
Bảng kết quả phân tích phương sai ANOVA cho thấy giá trị F = 53,527 với giá trị Sig = 0,000 < 5%, nghĩa là với mức ý nghĩa 5%, độ tin cậy 95%, ta bác bỏ giả thuyết Ho. Kết luận biến thiên hồi quy lớn hơn nhiều so với biến thiên phần dư, tổng biến thiên của biến phụ thuộc chủ yếu do các biến độc lập giải thích, mơ hình hồi quy phù hợp.
Cuối cùng, tác giả kiểm tra đa cộng tuyến cho mơ hình. Kết quả trong bảng 4.15. Kết quả kiểm định hệ số hồi quy cho thấy hệ số phóng đại phương sai VIF của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 2. Kết luận mơ hình hồi quy khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Sau khi kiểm tra các giả định, kiểm định hệ số hồi quy và kiểm định sự phù hợp của mơ hình, tác giả xác định phương trình hồi quy tuyến tính với độ tin cậy 95%, mức ý nghĩa 5% như sau:
CSKT = 0,293NT + 0,191TT + 0,159NC + 0,349 MT + 0,361ĐT + 0,403KT 4.6. Bàn luận về kết quả nghiên cứu
Dựa vào bảng 4.15. Kết quả kiểm định hệ số hồi quy, các nhân tố Thông tin, Nhu cầu, Mục tiêu, Đặc trưng, Kế toán, Nguyên tắc tác động đều tác động đến sự lựa chọn CSKT của các đơn vị tại Đà Lạt. Hệ số hồi quy chuẩn hóa của các nhân tố đều dương, nghĩa là các nhân tố đều tác động cùng chiều đến sự lựa chọn CSKT của các doanh nghiệp tại Đà Lạt. Trong đó hệ số hồi quy chuẩn hóa của nhân tố KT – Người làm kế toán cao nhất, bằng 0,403. Nghĩa là khi nhân tố Người làm kế toán tăng thêm 1 điểm sẽ làm cho sự lựa chọn CSKT của các doanh nghiệp tại Đà Lạt tăng thêm 0,403 điểm. Nhân tố có hệ số hồi quy chuẩn hóa nhỏ nhất trong 6 nhân tố là nhân tố NC – Nhu cầu, bằng 0,159.
Kết quả hồi quy phù hợp với mơ hình nghiên cứu đã xây dựng, khơng có nhân tố nào bị loại ra khỏi mơ hình hồi quy. Trong các nhân tố, nhân tố người làm kế toán tác động mạnh nhất đến sự lựa chọn CSKT của doanh nghiệp. Với nhân tố này, giả thiết đặt ra là H5: Trình độ của kế tốn viên có ảnh hưởng dương đến sự lựa chọn CSKT của doanh nghiệp. β = 0,403; sig = 0.000 < 0.05, do đó chấp nhận giả thuyết H5. Điều này trái với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Hồng Hà, nghiên cứu của Nguyễn Thị Phương Hồng, Nguyễn Thị Kim Oanh nhưng lại phù hợp với các ý kiến trao đổi của tác giả với các chuyên gia tại thành phố Đà Lạt. Về vấn đề này, Thạc sỹ Nguyễn Thị Ngọc Hà - Phó trưởng phịng Phịng Tun truyền - Hỗ trợ Người nộp thuế Cục thuế tỉnh Lâm Đồng cho biết thêm “Sau khi được đào tạo, khả
năng vận dụng tốt kiến thức vào thực tiễn, việc nhuần nhuyễn trong cơng tác kế tốn cũng như lựa chọn, áp dụng các CSKT phụ thuộc nhiều vào khả năng, trình độ, mức độ tâm huyết, điều kiện, sự phối hợp của đồng nghiệp, chủ doanh nghiệp …”. Như vậy, Khi người phụ trách kế toán, kế toán trưởng, kế tốn viên được đào tạo, có trình độ chun mơn cao, có nhiều kinh nghiệm sẽ lựa chọn các CSKT phù hợp với doanh nghiệp. Bên cạnh đó, khi thay đổi CSKT, theo quy định của chuẩn mực kế toán, trong các trường hợp cụ thể, doanh nghiệp phải áp dụng hồi tố số liệu của các năm trước. Hầu hết những người làm kế toán đều e ngại phải hồi tố số liệu, do đó họ ít thay đổi CSKT đã chọn trừ các trường hợp nhà nước bắt buộc.
Nhân tố tiếp theo ảnh hưởng quan trọng đến sự lựa chọn CSKT của doanh nghiệp tại Đà Lạt là nhân tố đặc trưng. Với nhân tố này, giả thiết đặt ra là H4: Đặc trưng của doanh nghiệp có ảnh hưởng dương đến sự lựa chọn CSKT của doanh nghiệp. β = 0,361; sig = 0.000 < 0.05, do đó chấp nhận giả thuyết H4. Trong nghiên cứu của luận văn, tác giả đưa vào nhân tố đặc trưng 5 biến quan sát đó là Quy mơ doanh nghiệp; Mức vay nợ; Mức độ sử dụng các hợp đồng liên quan các chỉ tiêu kế tốn; Chính sách thưởng dành cho nhà quản trị, chính sách sử dụng lợi nhuận sau thuế và Tình trạng niêm yết. Tuy nhiên sau khi phân tích định lượng, biến Mức vay nợ bị loại ra khỏi mơ hình. Trong các biến quan sát cịn lại, quy mơ doanh nghiệp được các chuyên gia và người được khảo sát đánh giá là tác động mạnh đến sự lựa chọn CSKT của các doanh nghiệp. Quy mô doanh nghiệp ở đây khơng chỉ ở khía cạnh số vốn đăng ký mà được xem xét ở quy mô thực tế, số lượng, độ phức tạp của các nghiệp vụ kinh tế phát sinh. Doanh nghiệp có nhiều nghiệp vụ kinh tế phát sinh, phức tạp sẽ lựa chọn các CSKT đầy đủ hơn.
Nhân tố thứ ba ảnh hưởng lớn đến sự lựa chọn CSKT của doanh nghiệp tại Đà Lạt là nhân tố mục tiêu. Với nhân tố này, giả thiết đặt ra là H3: Mục tiêu của doanh nghiệp có ảnh hưởng dương đến sự lựa chọn CSKT của doanh nghiệp. β = 0,349; sig = 0.000 < 0.05, do đó chấp nhận giả thuyết H3. Trong nghiên cứu của luận văn, tác giả đưa vào nhân tố mục tiêu 4 biến quan sát đó là Mục tiêu Tối đa hóa lợi nhuận; Mục tiêu Duy trì lợi nhuận bền vững trong dài hạn; Mục tiêu Tối ưu hóa các
chi phí thuế và chi phí khác phải nộp cho nhà nước; Mục tiêu Xây dựng hình ảnh đẹp của doanh nghiệp. Đối với các mục tiêu này, kế toán thường dựa vào các chính sách liên quan đến chi phí là chủ yếu như lựa chọn phương pháp khấu hao, phương pháp kế tốn chi phí trích trước, chi phí trả trước, phương pháp xác định giá vốn hàng bán sao cho chi phí trong kỳ thấp, từ đó lợi nhuận tăng hoặc san đều lợi nhuận giữa các kỳ kế tốn, hoặc nhằm xây dựng hình ảnh doanh nghiệp theo các mục tiêu cạnh tranh với đối thủ, đạt được các lợi thế cho doanh nghiệp về đấu thầu, xin trợ cấp, hỗ trợ… Riêng đối với mục tiêu Tối ưu hóa các chi phí thuế và chi phí khác phải nộp cho nhà nước của doanh nghiệp, đây là mục tiêu được các chuyên gia và người được khảo sát đánh giá ảnh hưởng nhiều nhất đến sự lựa chọn CSKT của doanh nghiệp. Chi phí thuế và các chi phí khác phải nộp cho nhà nước chủ yếu đề cập đến chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp, thu nhập cá nhân của cổ đông, chủ sở hữu, thuế giá trị gia tăng. Ở Việt Nam hiện nay, quy định về thu nhập của kế toán và thu nhập chịu thuế có sự khác biệt do khác nhau về cách thức ghi nhận doanh thu, chi phí. Do đó, doanh nghiệp thường lựa chọn các CSKT theo hướng vẫn tuân thủ quy định của luật thuế nhưng thu nhập chịu thuế tối ưu theo hướng có lợi cho doanh nghiệp, từ đó số tiền thuế phải đóng là tối ưu nhất.
Ba nhân tố còn lại là Ngun tắc, Thơng tin, Nhu cầu ảnh hưởng ít hơn đến sự lựa chọn CSKT của doanh nghiệp tại Đà Lạt.
Với nhân tố Nguyên tắc, giả thiết đặt ra là H6: Nguyên tắc phản ánh trung thực và hợp lý của BCTC có ảnh hưởng dương đến sự lựa chọn CSKT của doanh nghiệp. β = 0,293; sig = 0.000 < 0.05, do đó chấp nhận giả thuyết H6.
Với nhân tố Thông tin, giả thiết đặt ra là H1: Thơng tin có ảnh hưởng dương đến sự lựa chọn CSKT của doanh nghiệp. β = 0,191; sig = 0.000 < 0.05, do đó chấp nhận giả thuyết H1.
Với nhân tố Nhu cầu, giả thiết đặt ra là H2: Nhu cầu sử dụng thơng tin có ảnh hưởng dương đến sự lựa chọn CSKT của doanh nghiệp. β = 0,159; sig = 0.002 < 0.05, do đó chấp nhận giả thuyết H2.
Tuy nhiên trong ba nhân tố trên, tác giả quan tâm đến nhân tố Nguyên tắc phản ánh trung thực và hợp lý của BCTC. Đây là nguyên tắc bắt buộc, được chuẩn mực và chế độ kế toán quy định rõ ràng, về mặt lý thuyết thì nguyên tắc này phải ảnh hưởng mạnh nhất đến sự lựa chọn CSKT của doanh nghiệp, nghĩa là các doanh nghiệp sự lựa chọn CSKT ln phải theo hướng đảm bảo tính trung thực và hợp lý của BCTC. Tuy nhiên trên thực tế thì nhân tố này khơng ảnh hưởng nhiều đến sự lựa chọn CSKT. Kế tốn thường lựa chọn chính sách theo trình độ của mình, mục tiêu, đặc trưng của doanh nghiệp hơn là xem xét nguyên tắc phản ánh trung thực và hợp lý của BCTC.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Chương 4 tác giả trình bày kết quả nghiên cứu định tính thơng qua phỏng vấn chuyên gia và kết quả nghiên cứu định lượng thơng qua khảo sát và phân tích dữ liệu bằng phần mềm SPSS 22 với các công cụ Đánh giá độ tin cậy thang đo bằng Cronbach Alpha, Kiểm định giá trị thang đo bằng mơ hình EFA và Kiểm định tác động của nhiều biến độc lập vào một biến phụ thuộc bằng Mơ hình hồi quy bội. Kết