VDKTTN QMCT NHANTHUC CCTC SPQ TDKT Hệ số tương quan Pearson VDKTTN 1 ,819** ,789** ,710** ,699** ,471** QMCT ,819** 1 ,093** ,014** ,021** ,280** NHANTHUC ,789** ,093** 1 ,095** ,047** ,019** CCTC ,710** ,014** ,095** 1 ,063** ,072** SPQ ,699** ,021** ,047** ,063** 1 ,094** TDKT ,471** ,280** ,019** ,072** ,094** 1 Nguồn:Phân tích dữ liệu – phụ lục số 4.10
Hệ số này luôn nằm trong khoảng từ -1 đến 1, lấy giá trị tuyệt đối, nếu từ 0.4 đến 0.6 thì tương quan trung bình, lớn hơn 0.6 là tương quan chặt chẽ và càng gần 1 thì mối quan hệ càng chặt, nếu nhỏ hơn 0.3 thì mối quan hệ là lỏng.
Bảng 4.10 cho thấy, các biến độc lập QMCT, NHANTHUC, CCTC, SPQ, TDKT, có hệ số tương quan cùng chiều với biến phụ thuộc VDKTTN, hệ số tương quan của biến phụ thuộc với các biến độc lập dao động từ 0.471 đến 0.819.
4.4. Kiểm định độ phù hợp của mơ hình nghiên cứu
4.4.1. Phương pháp nhập các biến thành phần trong mơ hình hồi quy bội Bảng 4.11 Phương pháp nhập các biến vào phần mềm SPSS Bảng 4.11 Phương pháp nhập các biến vào phần mềm SPSS
Mơ
hình Các biến nhập vào Các biến loại bỏ Phương
pháp
VDKTTN, QMCT, NHANTHUC, CCTC,
SPQ,TDKT Enter
Biến phụ thuộc: VDKTTN
Nguồn:Phân tích dữ liệu – phụ lục số 4.11
Nghiên cứu thực hiện chạy hồi quy tuyến tính đa biến với phương pháp đưa vào một lượt bằng phương pháp Enter, trong đó:
VDKTTN là biến phụ thuộc. Thang đo của nhân tố vận dụng kế toán trách nhiệm cũng là thang đo khoảng từ 1 đến 5 (1: Hồn tồn khơng đồng ý; 5: Hoàn toàn đồng ý). Biến VDKTTN gồm 4 biến quan sát là: VDKTTN1, VDKTTN2, VDKTTN3, VDKTTN4.
0: hằng số tự do
j: trọng số hồi quy
QMCT, NHANTHUC, CCTC, SPQ, TDKT là các biến độc lập theo thứ tự sau: Quy mô công ty, Nhận thức của nhà quản lý về kế toán trách nhiệm, Cơ cấu tổ chức, Sự phân quyền, Trình độ nhân viên kế tốn
4.4.2.Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính bội
Theo Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), hệ số xác định R2 được chứng minh là hàm không giảm theo số biến độc lập được đưa vào mơ hình, càng đưa thêm biến độc lập vào mơ hình thì R2 càng tăng. Tuy nhiên, điều này cũng được chứng minh rằng khơng phải phương trình càng có nhiều biến sẽ phù hợp hơn với dữ liệu. Trong trường hợp này, hệ số xác định R2 điều chỉnh được sử dụng để phản ánh chính xác hơn mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính bội. R2 điều chỉnh không nhất thiết tăng lên khi nhiều biến độc lập được đưa thêm vào phương trình, nó là thước đo sự phù hợp
được sử dụng cho tình huống hồi quy tuyến tính bội vì nó khơng phụ thuộc vào độ phóng đại của R2
Bảng 4.12: Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình hồi qui tuyến tính bội
Mơ hình Hệ số R Hệ số R
2 Hệ số R2 - hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của ước lượng
1 ,751 ,564 ,553 ,15773
Biến độc lập: QMCT, NHANTHUC, CCTC, SPQ, TDKT Biến phụ thuộc: VDKTTN
Nguồn:Phân tích dữ liệu – phụ lục số 4.12
Bảng 4.12 cho thấy, giá trị hệ số R là 0.751> 0.5, do vậy, đây là mơ hình thích hợp để sử dụng đánh giá mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập.
Mặt khác, giá trị hệ số xác định R2 hiệu chỉnh là 0.553, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với dữ liệu 55,3%. Hay 55,3% vận dụng kế toán trách nhiệm thay đổi là do sự thay đổi của các biến độc lập Quy mô công ty, Nhận thức của nhà quản lý về kế toán trách nhiệm, Cơ cấu tổ chức, Sự phân quyền, Trình độ nhân viên kế tốn. Cịn 44,7% là do sai số và các nhân tố khác gây ra.
4.4.3. Kiểm định giả thuyết về ý nghĩa của các hệ số hồi quy
Các giả thuyết (GT) của mơ hình đã được trình bày ở chương 2.
Bảng 4.13: Bảng kết quả các trọng số hồi quy
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa tstat Sig. Thống kê đa cộng tuyến Beta Sai số chuẩn Beta Hệ số Tolerance Hệ số VIF Hằng số 1.251 .176 7.126 .000 QMCT .094 .023 .207 4.041 .000 .795 1.257
CCTC .288 .043 .361 6.737 .000 .729 1.372 SPQ .103 .018 .269 5.773 .000 .961 1.041 TDKT .105 .016 .304 6.354 .000 .911 1.098 Biến phụ thuộc: VDKTTN
Nguồn:Phân tích dữ liệu – phụ lục số 4.13
Bảng 4.13. khi xét tstat và tα/2 của các biến để đo độ tin cậy thì các biến độc lập QMCT, NHANTHUC, CCTC, SPQ,TDKTđều đạt yêu cầuvà các giá trị Sig. đều < 0.05, thể hiện độ tin cậy khá cao.
4.5 Kiểm tra các giả định mơ hình hồi quy bội
Kiểm tra các giả định sau:
Phương sai của sai số (phần dư) không đổi. Các phần dư có phân phối chuẩn.
Khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập.
Nếu các giả định này bị vi phạm thì các ước lượng khơng đáng tin cậy nữa (Hoàng Trọng - Mộng Ngọc, 2008).
4.5.1 Kiểm định giả định phương sai của sai số (phần dư) khơng đổi
Hình 4.1: Đồ thị phân tán giữa giá trị dự đoán và phần dư từ hồi qui
Nguồn:Phân tích dữ liệu – phụ lục số 4.14
Hình 4.1 cho thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục O (là quanh giá trị trung bình của phần dư) trong một phạm vi khơng đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư khơng đổi.
4.5.2 Kiểm tra giả định các phần dư có phân phối chuẩn
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 không đủ nhiều để phân tích… (Hồng Trọng - Mộng Ngọc, 2008). Biểu đồ tần số (Histogram, Q-Q plot, P- P plot) của các phần dư (đã được chuẩn hóa) được sử dụng để kiểm tra giả định này.
Hình 4.2: Đồ thị P-P Plot của phần dư – đã chuẩn hóa
Nguồn: Phân tích dữ liệu – phụ lục số 4.15
Kết quả từ biểu đồ tần số P-P plot cho thấy các điểm phân tán xung quanh được kỳ vọng. Cũng cho thấy giả định phân phối chuẩn của phần dư khơng bị vi phạm.
Hình 4.3: Đồ thị Histogram của phần dư – đã chuẩn hóa
Nguồn:Phân tích dữ liệu – phụ lục số 4.16
Kết quả từ biểu đồ tần số Histogram của phần dư cho thấy, phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean lệch với 0 vì số quan sát khá lớn, độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.988). Điều này có nghĩa là giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
4.5.3 Kiểm tra giả định khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập (Hiện tượng đa cộng tuyến) đa cộng tuyến)
Cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Vấn đề của hiện tượng đa cộng tuyến là 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. Hiệu
ứng khác của sự tương quan khá chặt chẽ giữa các biến độc lập là nó làm tăng độ lệch chuẩn của các hệ số hồi quy và làm giảm giá trị thống kê t của kiểm định ý nghĩa của chúng nên các hệ số có khuynh hướng kém ý nghĩa hơn khi khơng có hiện tượng đa cộng tuyến và hệ số R2 vẫn khá cao (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, chỉ số thường dùng là hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor). Thông thường nếu R2< 0.8 và VIF của một biến độc lập nào đó > 5 hoặc hệ số Tolerance < 0.5 thì biến này khơng có giá trị giải thích biến thiên của biến phụ thuộc trong mơ hình tuyến tính bội (Lê Quang Hùng, 2015). Bảng 4.13 cho thấy hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến độc lập trong mơ hình này đều nhỏ hơn 10 (lớn nhất là 1.372) (Lê Quang Hùng, 2015).
4.6. Mơ hình hồi quy của vận dụng kế tốn trách nhiệm trong các cơng ty xây dựng tỉnh Bình Dương tỉnh Bình Dương
Trọng số hồi quy được thể hiện dưới hai dạng: (1) chưa chuẩn hóa (Unstandardized estimate) và (2) chuẩn hóa (Standardized estimate). Vì trọng số hồi quy chưa chuẩn hóa, giá trị của nó phụ thuộc vào thang đo và mặt khác các biến độc lập có đơn vị khác nhau nên chúng ta khơng thể dùng chúng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng mơ hình được. Trọng số hồi quy chuẩn hóa được dùng để so sánh mức độ tác động của các biến phụ thuộc vào biến độc lập. Biến độc lập nào có trọng số này càng lớn có nghĩa biến đó tác động mạnh vào biến phụ thuộc.
Căn cứ vào bảng 4.13, từ thơng số thống kê trong mơ hình hồi qui, phương trình hồi qui tuyến tính bội vận dụng kế toán trách nhiệm trong các doanh nghiệp xây dựng tỉnh Bình Dương với các hệ số chuẩn hóa như sau:
VDKTTN = 0.207QMCT + 0.261NHANTHUC + 0.361CCTC + 0.269SPQ + 0.304TDKT
Bàn luận: Như vậy, cả 05 nhân tố: Quy mô công ty, Nhận thức của nhà quản lý về
kế toán trách nhiệm, Cơ cấu tổ chức, Sự phân quyền, Trình độ nhân viên kế tốnđều có ảnh hưởng cùng chiều đến vận dụng kế toán trách nhiệm trong các doanh nghiệp xây dựng tỉnh Bình Dương. Tức là khi QMCT, NHANTHUC, CCTC, SPQ,TDKT càng cao thì vận dụng kế tốn trách nhiệm trong các doanh nghiệp xây dựng tỉnh Bình Dương càng
cao. Trong 5 nhân tố này thì nhân tố có sự ảnh hưởng mạnh nhất đến vận dụng kế toán trách nhiệm trong các doanh nghiệp xây dựng tỉnh Bình Dương là Cơ cấu tổ chức( = 0.361), tiếp đến là Trình độ nhân viên kế toán ( = 0.304), Sự phân quyền ( = 0.269), Nhận thức của nhà quản lý về KTTN( = 0.261), và cuối cùng là nhân tố Quy mô công ty ( = 0.207). Như vậy, giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 cho mơ hình nghiên cứu lý thuyết chính thức được chấp nhận.
- Kết quả nghiên cứu cho thấy quy mơ cơng ty càng lớn thì việc vận dụng kế toán
trách nhiệm trong các doanh nghiệp xây dựng tỉnh Bình Dương càng cao (Mức độ tác động = 0.207). Khi quy mơ cơng ty gia tăng, các quy trình kế tốn và kiểm sốt có xu hướng trở nên chuyên biệt và chặt chẽ hơn, yêu cầu của các cấp quản lý về thông tin KTTN cũng nhiều hơn trong việc thực hiện chức năng quản lý của họ. Kết quả này là hoàn toàn phù hợp với thực tế và cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Mai Trâm (2018).
- Kết quả nghiên cứu cho thấy khi nhà quản lý nhận thức được vai trò, ý nghĩa của
kế tốn trách nhiệm thì việc vận dụng kế toán trách nhiệm trong các doanh nghiệp xây dựng tỉnh Bình Dương càng cao (Mức độ tác động = 0.261). Trên thực tế, nhà quản lý là một trong các đối tượng sử thơng tin KTTN, khi họ nhận thấy được lợi ích, cũng như ý nghĩa của thơng tin KTTN thì họ mới có ý định và yêu cầu trong việc tổ chức và vận dụng KTTN để nhận được những thơng tin đó. Kết quả nghiên cứu này là hồn tồn phù hợp với thực tế cũng như kết quả nghiên cứu của Carol Chepng’eno Koske and Willy Muturi (2015) hay Trần Văn Tùng (2018).
- Kết quả nghiên cứu cho thấy cơ cấu tổ chức có ảnh hưởng đến vận dụng kế tốn trách nhiệm trong các doanh nghiệp xây dựng tỉnh Bình Dương (Mức độ tác động = 0.361). Kết quả nghiên cứu của Eman Al Hanini (2013) cũng cho thấy việc phân chia cơ cấu tổ chức thành các trung tâm trách nhiệm khác nhau theo đặc điểm quản trị của tổ chức là cần thiết cho thực hiện kế toán trách nhiệm cho doanh nghiệp. Như vậy kết quả nghiên cứu này là hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của Eman Al Hanini (2013). Hay
- Kết quả nghiên cứu cho thấy sự phân quyền có ảnh hưởng đến vận dụng kế toán trách nhiệm trong các doanh nghiệp xây dựng tỉnh Bình Dương (Mức độ tác động = 0.269). Trên thực tế, khi các quyền hạn và trách nhiệm được xác định rõ ràng sẽ xuất hiện một mức độ cơ cấu quản lý và mỗi người sẽ tạo ra một phạm vi trách nhiệm trong đó các cá nhân có thể đưa ra quyết định riêng của họ, hay phân chia thành các trung tâm trách nhiệm sẽ giúp cho nhà quản trị có thể đánh giá, kiểm sốt và quy trách nhiệm cụ thể cho từng bộ phận và từng cấp quản trị. Kết quả nghiên cứu này là hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của Mojgan, Safa (2012), Eman Al Hanini (2013), Hoàng Thị Hương (2016) hay Tran Trung Tuan (2017).
- Kết quả nghiên cứu cho thấy trình độ nhân viên kế tốn có ảnh hưởng đến vận dụng kế toán trách nhiệm trong các doanh nghiệp xây dựng tỉnh Bình Dương (Mức độ tác động = 0.304). Trên thực tế, con người với kiến thức và kỹ năng của mình ln là nhân tố quan trọng, chủ chốt trong mọi hệ thống chức năng của đơn vị và với KTTN cũng vậy, trình độ nhân viên kế tốn là rất cần thiết. Kết quả nghiên cứu này là phù hợp với nghiên cứu của Ern, S. Y., Abdullah, A., & Yau, F. S. (2016) hay Nguyễn Thị Mai Trâm (2018).
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Chương 4, tác giả trình bày kết quả kiểm định các thang đo thành phần các nhân tố ảnh hưởng tới vận dụng kế toán trách nhiệm trong các doanh nghiệp xây dựng tỉnh Bình Dương. Kết quả cho thấy các thang đo đều đạt được độ tin cậy qua kiểm định Cronbach alpha và EFA. Kết quả chạy hồi quy cho thấy 5 nhân tố là Quy mô công ty, Nhận thức của nhà quản lý về kế toán trách nhiệm, Cơ cấu tổ chức, Sự phân quyền, Trình độ nhân viên kế tốnđều có ảnh hưởng tỷ lệ thuận vận dụng kế toán trách nhiệm trong các doanh nghiệp xây dựng tỉnh Bình Dương. Điều này chứng tỏ mơ hình lý thuyết đề ra là phù hợp với thực tế hiện nay cũng như các giả thuyết trong mơ hình lý thuyết đều được chấp nhận. Chương cuối cùng sẽ tóm tắt tồn bộ nghiên cứu, những hàm ý cũng như những hạn chế của nghiên cứu này và đề nghị những hướng nghiên cứu tiếp theo.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 5.1 Kết luận 5.1 Kết luận
Qua quá trình nghiên cứu, luận văn đã trả lời được các câu hỏi nghiên cứu đã đặt ra. Cụ thể như sau:
- Với câu hỏi: Các nhân tố nào ảnh hưởng đến việc vận dụng kế toán trách nhiệm trong các cơng ty xây dựng tỉnh Bình Dương? Kết quả nghiên cứu cho thấy vận dụng kế toán trách nhiệm trong các cơng ty xây dựng tỉnh Bình Dương chịu sự tác động của các nhân tố gồm: Quy mô công ty; Nhận thức của nhà quản lý về kế toán trách nhiệm; Cơ cấu tổ chức; Sự phân quyền; Trình độ nhân viên kế tốn.
Bảng 5.1: Tóm tắt kết quả nghiên cứu về các giả thuyết nghiên cứu
STT Giả thuyết Kết
luận
Hướng tác động
1 Quy mơ cơng ty có tác động cùng chiều đối với việc vận dụng kế toán trách nhiệm trong các công ty xây dựng tỉnh Bình Dương.
Chấp nhận
+
2 Nhận thức của nhà quản lý về kế tốn trách nhiệm có tác động cùng chiều đối với việc vận dụng kế toán trách nhiệm trong các cơng ty xây dựng tỉnh Bình Dương.
Chấp nhận
+
3 Cơ cấu tổ chứccó tác động cùng chiều đối với việc vận dụng kế toán trách nhiệm trong các công ty xây dựng tỉnh Bình Dương.
Chấp nhận
+
4 Sự phân quyền có tác động cùng chiều đối với việc vận dụng kế toán trách nhiệm trong các công ty xây dựng tỉnh Bình Dương.
Chấp nhận
+
5 Trình độ nhân viên kế tốn có tác động cùng chiều đối với việc vận dụng kế toán trách nhiệm trong các cơng ty xây dựng tỉnh Bình Dương.
Chấp nhận
+
- Với câu hỏi: Mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến việc vận dụng kế tốn trách nhiệm trong các cơng ty xây dựng tỉnh Bình Dương như thế nào? Kết quả nghiên cứu cho thấy trong 5 nhân tố ảnh hưởng đến thì nhân tố Cơ cấu tổ chức có ảnh hưởng mạnh nhất đến việc vận dụng kế toán trách nhiệm trong các cơng ty xây dựng tỉnh Bình Dương. Mức độ tác động của các nhân tố đến vận dụng kế toán trách nhiệm trong các cơng ty xây dựng tỉnh Bình Dương được sắp xếp theo tứ giảm dần ở bảng dưới đây