1. Dưới 3 năm 58 27.75 2. Từ 3 năm đến 10 năm 109 52.15 3. Trên 10 năm 42 20.10
Cộng 209 100.00
(Nguồn: Tác giả tổng hợp) Về chức vụ của đối tượng được khảo sát, trong tổng số 209 đối tượng thì thành phần giám đốc chiếm tỷ lệ thấp nhất với 3.35% (7 người); chức vụ phó giám đốc có 30 người ứng với tỷ lệ 14.35%; chức vụ kế tốn trưởng có 37 người ứng với tỷ lệ 17.70%; và nhóm đối tượng khảo sát là nhân viên kế toán chiếm tỷ lệ cao nhất với 135 người tương ứng tỷ lệ 64.59%. Bảng 4.4: Thống kê mẫu về chức vụ Đo lường Tần số Tỷ lệ (%) 1. Giám đốc 7 3.35 2. Phó giám đốc 30 14.35 3. Kế toán trưởng 37 17.70 4. Kế toán viên 135 64.59 Cộng 209 100.00 (Nguồn: Tác giả tổng hợp)
4.2. Phân tích và đánh giá độ tin cậy của thang đo:
Như đã trình bày ở chương 3, đề tài có 6 thang đo cho 6 khái niệm nghiên cứu, các thang đo này được đánh giá thông qua phương pháp độ tin cậy thang đo Cronbach’s alpha và phân tích dữ liệu theo phương pháp EFA để thang đo tốt nhất cho nghiên cứu này với dữ liệu thu thập từ nghiên cứu chính thức.
Hệ số Cronbach’s alpha được sử dụng trước để loại bỏ các biến rác. Theo đó, các biến quan sát có hệ số tương quan biến- tổng (item-total corelation) nhỏ hơn 0,3 sẽ bị loại và tiêu chuẩn thang đo khi Cronbach’s alpha từ 0.6 trở lên.
Sau khi đạt độ tin cậy, các biến quan sát sẽ được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA để tìm thang đo tốt nhất cho nghiên cứu và nhân tố mới (nếu có) với các tiêu chuẩn:
- Hệ số KMO (Kaiser- Mayer- Olkin) phải có giá trị trong khoảng 0.5 đến 1 thì phân tích nhân tố mới thích hợp. Mức ý nghĩa kiểm định Bartlett là Sig phải nhỏ hơn hoặc bằng 0.05 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc).
- Hệ số tải nhân tố (factor loading) phải lớn hơn hoặc bằng 0.5 (Hair và cộng sự).
- Thang đo được chấp nhận khi tổng phương sai trích lớn hơn hoặc bằng 50%, ngoài ra đạt độ giá trị và ý nghĩa nội dung.
Nghiên cứu sử dụng phương pháp trích nhân tố Principal component với phép quay Varimax, điểm dừng khi trích nhân tố Eigenvalue lớn hơn 1. Phân tích nhân tố được dùng để xây dựng thang đo lường các khía cạnh khác nhau của khái niệm nghiên cứu, kiểm tra đơn khía cạnh của thang đo lường (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc). Như vậy, phân tích nhân tố vừa giúp rút gọn tập hợp nhiều biến quan sát thành một số biến tương đối ít đồng thời kiểm tra độ tin cậy của các biến trong cùng một thang đo.
4.2.1. Đánh giá độ tin cậy thang đo bằng hệ số Cronbach's alpha:
Kết vquả vtính vtốn vCronbach’s valpha v5 vnhân vtố vđộc vlập vvà v1 vnhân vtố vphụ
vthuộc.vCác vthang vđo vthể vhiện vbằng v28 vbiến vquan vsát vbao vgồm v24 vquan vsát vcủa vbiến vđộc vlập vvà v4 vquan vsát vcủa vbiến vphụ vthuộc.vSau vkhi vkiểm vtra vđộ vtin vcậy,vloại
vcác vquan vsát vkhông vđạt vyêu vcầu,vcác vthang vđo vđạt vyêu vcầu vvà vcó vhệ vsố vtương
vquan vtổng vđều vlớn vhơn v0.3 vta vtiến vhành vphân vtích vEFA.vKết vquả vphân vtích
vCronbach’s valpha vđối vvới vcác vnhân vtố vđược vtóm vtắt vnhư vsau:
4.2.1.1. Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s alpha cho thang đo biến “Phong cách lãnh đạo” cách lãnh đạo”
Thang vđo vnhân vtố vPhong vcách vlãnh vđạo vcó vhệ vsố vCronbach’s valpha vkhá
vcao v0.861.Hệ vsố vtương vquan vbiến vtổng vcủa vcác vquan vsát vnhân vtố vnày vđều vlớn
vhơn v0.3 vvà vhệ vsố vCronbach’s valpha vđều vlớn vhơn v0.6 v(bảng v4.5). Điều vnày vcho
vthấy vcác vbiến vquan vsát vcủa vthang vđo vđảm vbảo vđộ vtin vcậy.vDo vđó, vcả v5 vbiến vquan
Bảng 4.5: Kết quả độ tin cậy thang đo biến “Phong cách lãnh đạo”
Cronbach's Alpha Số biến .861 5
Biến quan sát
Trung bình thang
đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach Alpha nếu loại biến
PCLD1 15.364 6.300 .623 .847 PCLD2 15.522 6.232 .687 .831 PCLD3 15.632 5.657 .668 .841 PCLD4 15.636 6.088 .767 .811 PCLD5 15.397 6.692 .698 .833
4.2.1.2. Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s alpha cho thang đo biến “Ứng dụng công nghệ thông tin trong cơng tác kế tốn” công nghệ thông tin trong cơng tác kế tốn”
Thang đo nhân tố Ứng dụng công nghệ thơng tin trong cơng tác kế tốn có hệ số Cronbach’s alpha khá cao 0.851. Hệ vsố vtương vquan vbiến vtổng vcủa vcác vquan vsát
vnhân vtố vnày vđều vlớn vhơn v0.3 vvà vhệ vsố vCronbach’s valpha vđều vlớn vhơn v0.6 v(bảng
v4.6).vĐiều vnày vcho vthấy vcác vbiến vquan vsát vcủa vthang vđo vđảm vbảo vđộ vtin vcậy.vDo
vđó, v5 vbiến vquan vsát vcho vbiến “Ứng dụng công nghệ thông tin trong công tác kế
tốn” đều giữ lại để phân tích EFA.
Bảng 4.6: Kết quả độ tin cậy thang đo biến “Ứng dụng công nghệ thông tin trong công tác kế toán”
Cronbach's Alpha Số biến .851 5
Biến quan sát
Trung bình thang
đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach Alpha nếu loại biến
UDCN1 16.000 2.481 .656 .822 UDCN2 16.029 2.422 .746 .799 UDCN3 16.029 2.499 .660 .821 UDCN4 16.029 2.470 .624 .830 UDCN5 16.029 2.413 .632 .829
4.2.1.3. Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s alpha cho thang đo biến “Cơ cấu sở hữu” hữu”
Thang vđo vnhân vtố vCơ vcấu vsở vhữu vcó vhệ vsố vCronbach’s valpha vkhá vcao
v0.865.vHệ vsố vtương vquan vbiến vtổng vcủa vcác vquan vsát vnhân vtố vnày vđều vlớn vhơn
v0.3 vvà vhệ vsố vCronbach’s valpha vđều vlớn vhơn v0.6 v(bảng v4.7).vĐiều vnày vcho vthấy vcác vbiến vquan vsát vcủa vthang vđo vđảm vbảo vđộ vtin vcậy.vDo vđó, vcả v6 vbiến vquan vsát
vcho vbiến v“Cơ vcấu vsở vhữu” vđều vgiữ vlại vđể vphân vtích vEFA.
Bảng 4.7: Kết quả độ tin cậy thang đo biến “Cơ cấu sở hữu”
Cronbach's Alpha Số biến .865 6
Biến quan sát
Trung bình
thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach Alpha nếu loại biến
CCSH1 20.785 2.151 .633 .847 CCSH2 20.775 2.108 .657 .843 CCSH3 20.766 2.075 .671 .840 CCSH4 20.785 2.112 .675 .840 CCSH5 20.756 2.118 .635 .847 CCSH6 20.775 2.108 .690 .837
4.2.1.4. Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s alpha cho thang đo biến “Mức độ tham gia dự toán ngân sách của người lao động” tham gia dự toán ngân sách của người lao động”
Thang đo nhân tố Mức độ tham gia dự toán ngân sách của người lao động hệ số Cronbach’s alpha khá cao 0.763. Hệ vsố vtương vquan vbiến vtổng vcủa vcác vquan vsát
vnhân vtố vnày vđều vlớn vhơn v0.3 vvà vhệ vsố vCronbach’s valpha vđều vlớn vhơn v0.6 v(bảng
v4.8).vĐiều vnày vcho vthấy vcác vbiến vquan vsát vcủa vthang vđo vđảm vbảo vđộ vtin vcậy.vDo
vđó, vcả v4 vbiến vquan vsát vcho vbiến v“Mức vđộ vtham vgia vdự vtoán vngân vsách vcủa
Bảng 4.8: Kết quả độ tin cậy thang đo biến “Mức độ tham gia dự toán ngân sách của người lao động”
Cronbach's Alpha Số biến .763 4
Biến quan sát
Trung bình thang
đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach Alpha nếu loại biến
TGDT1 11.507 2.559 .495 .745 TGDT2 11.675 2.586 .567 .704 TGDT3 11.651 2.392 .667 .649 TGDT4 11.488 2.636 .528 .725
4.2.1.5. Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s alpha cho thang đo biến “Quy mô công ty” công ty”
Kết vquả vkiểm vtra vđộ vtin vcậy vcủa vthang vđo vnhân vtố vQuy vmơ vcơng vty vcó vhệ
vsố vCronbach’s valpha v0.845.vHệ vsố vtương vquan vbiến vtổng vcủa vcác vquan vsát vnhân
vtố vnày vlớn vhơn v0.3 vvà vhệ vsố vCronbach’s valpha vđều vlớn vhơn v0.6.vĐiều vnày vcho vthấy vcác vbiến vquan vsát vcủa vthang vđo vđảm vbảo vđộ vtin vcậy. vDo vđó, vcả v4 vbiến vquan
vsát vcho vbiến v“Quy vmơ vcơng vty” vđều vgiữ vlại vđể vphân vtích vEFA.
Bảng 4.9: Kết quả độ tin cậy thang đo biến “Quy mô công ty”
Cronbach's Alpha Số biến .845 4
Biến quan sát
Trung bình thang
đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach Alpha nếu loại
biến
QMCT1 11.928 3.663 .662 .813 QMCT2 11.885 3.660 .675 .807 QMCT3 11.833 3.640 .691 .800 QMCT4 12.010 3.702 .699 .797
4.2.1.6. Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s alpha cho thang đo biến “Cơng tác dự tốn ngân sách tại các doanh nghiệp thương mại TP.HCM”
Thang đo nhân tố Cơng tác dự tốn ngân sách tại các doanh nghiệp thương mại TP.HCM có hệ số Cronbach’s alpha là 0.710. Hệ vsố vtương vquan vbiến vtổng vcủa
vcác vquan vsát vnhân vtố vnày vđều vlớn vhơn v0.3 vvà vhệ vsố vCronbach’s valpha vđều vlớn
vhơn v0.6 v(bảng v4.10).vĐiều vnày vcho vthấy vcác vbiến vquan vsát vcủa vthang vđo vđảm
vbảo vđộ vtin vcậy.vDo vđó, vcả v4 vbiến vquan vsát vcho vbiến v“Công vtác vdự vtoán vngân
vsách vtại vcác vdoanh vnghiệp vthương vmại vTP.HCM” vđều vgiữ vlại vđể vphân vtích
vEFA.
Bảng 4.10: Kết quả độ tin cậy thang đo biến “Cơng tác dự tốn ngân sách tại các doanh nghiệp thương mại TP.HCM”
Cronbach's Alpha Số biến .710 4
Biến quan sát
Trung bình thang
đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach Alpha nếu loại
biến
CTDT1 12.129 .440 .427 .687 CTDT2 12.100 .360 .492 .654 CTDT3 12.124 .369 .529 .627 CTDT4 12.148 .387 .550 .616
Như vvậy,vthông vqua vcông vcụ vphân vtích vhệ vsố vCronbach’s valpha vvẫn vgiữ
vđược v28 vbiến vquan vsát vvà vcác biến này đượcvgiữ vlại vđể vtiếp vtục vphân vtích vkhám
vphá vEFA.vMục vđích vcủa vviệc vphân vtích vEFA vlà vđể vtìm vra vthang vđo vcó vđộ vtin vcậy
vtốt vnhất vcho vcác vnhân vtố vđể vphân vtích vhồi vquy vàvtìm vra vnhân vtố vmới vcho vmơ
vhình,vtuy vnhiên vsẽ vloại vbỏ vcác vbiến vquan vsát vđể vtìm vra vthang vđo vcó vđộ vtin vcậy
vcho vmơ vhình vnghiên vcứu vlà vđiều vchắc vchắn vvà vcó vthể vviệc vloại vbỏ vbiến vở vbước
vphân vtích vnày vkhá vnhiều, vđặc vbiệt vđối vvới vnhững vnghiên vcứu vcòn vkhá vmới vvà vđược vnghiên vcứu vtrong vnhững vtrường vhợp vnghiên vcứu vkhác vnhau.
4.3. Phân tích nhân tố khám phá EFA
Như vvậy vtừ v24 vbiến vquan vsát vcủa v5 vnhân vtố vcủa vmô vhình vnghiên vcứu vđề
vxuất vđược vđưa vvào vphân vtích vEFA vvới vkỳ vvọng vsẽ vsau vkhi vphân vtích vnhân vtố vthì
vvẫn vgiữ vđược v5 vnhân vtố vvới vsố vlượng vbiến vquan vsát vrút vgọn vnhất vvà vphát vhiện
vnhân vtố vmới v(nếu vcó) vđể vbổ vsung vmơ vhình.
Các vđiều vkiện vkiểm vtra vnhư vhệ vsố vKMO vđều vđạt vkhá vlớn vvà vSig.vcủa
vBartlett’s vTest vđều vnhỏ vhơn v5% vcho vthấy vcác vbiến vquan vsát vtrong vq vtrình vthực
vhiện vphân vtích vkhám vphá vEFA vđều vhồn vtồn vphù vhợp vvới vphân vtích vnhân vtố. Phương vpháp vtrích vtrong vphân vtích vnhân vtố vcủa vnghiên vcứu vnày vlà vphân
vtích vnhân vtố vchínhv(principal vcomponent vanalysis)vvới vgiá vtrị vtrích vEigenvalue
vlớn vhơn v1. vĐiều vnày vcó vnghĩa vchỉ vcó vnhững vnhân vtố vtrích vra vcó vgiá vtrị
vEigenvaluve vlớn vhơn vmới vđược vgiữ vlại vtrong vmơ vhình vphân vtích.
Các vtiêu vchí vkhi vloại vbiến vquan vsát vtrong vquá vtrình vphân vtích vkhám vphá
vbao vgồm: vhệ vsố vtải vnhân vtố vkhông vnhỏ vhơn v50%, vđộ vgiá vtrị vcủa vhệ vsố vtải vbiến
vquan vsát vthuộc vcùng vnhiều vnhân vtố vkhi vđang vphân vtích vphải vnhỏ vhơn v0.3v(max v–
vmin v< v0.3)vvà vđộ vý vnghĩa vnội vdung, vnhưng vchủ vyếu vbị vloại vlà vdo vhệ vsố vtải vvà
vđộ vgiá vtrị vkhơng vđảm vbảo.
Kết quả phân tích khám phá đúng như mong đợi, có 5 nhân tố được rút ra ở ngay lần phân tích khám phá đầu tiên đó là: (1) Phong cách lãnh đạo, (2) Ứng dụng cơng nghệ thơng tin trong cơng tác kế tốn, (3) Cơ cấu sở hữu, (4) Mức độ tham gia dự tốn ngân sách của người lao động, (5) Quy mơ cơng ty. Tất cả các điều kiện về phân tích nhân tố khám phá đều đáp ứng, hệ số KMO = 0.806 > 0.5; Sig. = 0,000 < 0.05 (bảng 4.11), chứng tỏ phân tích nhân tố để nhóm các biến lại với nhau là thích hợp và dữ liệu phù hợp cho việc phân tích nhân tố.
Bảng 4.11: Hệ số KMO và kiểm định Bartlett các thành phần
KMO and Bartlett's Test
Hệ số KMO .806 Mô hình kiểm traBartlett Giá trị Chi-Square 2403.431 Bậc tự do 276 Sig (p – value) .000
Bảng 4.12: Bảng phương sai trích
Nhân tố
Giá trị Eigenvalues Chỉ số sau khi trích Chỉ số sau khi xoay
Tổng Phương sai trích Tích lũy phươn g sai trích Tổng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích Tổng Phươn g sai trích Tích lũy phương sai trích 1 5.607 23.364 23.364 5.607 23.364 23.364 3.793 15.804 15.804 2 3.654 15.224 38.588 3.654 15.224 38.588 3.321 13.838 29.642 3 2.660 11.083 49.671 2.660 11.083 49.671 3.105 12.939 42.581 4 1.971 8.213 57.884 1.971 8.213 57.884 2.792 11.635 54.216 5 1.556 6.482 64.365 1.556 6.482 64.365 2.436 10.150 64.365 6 .940 3.918 68.283 7 .767 3.198 71.481 8 .711 2.963 74.444 9 .659 2.746 77.190 10 .592 2.465 79.655
Bảng v4.12 vcho vthấy, vcác vnhân vtố vđều vcó vgiá vtrị vEigenvalues v= v1.556 v> v1.
vPhương vsai vtrích vlà v64,365% v> v50% vlà vđạt vyêu vcầu.vVới vphương vpháp vrút vtrích
vPrincipal vcomponents vvà vphép vquay vVarimax,vcó v5 vnhân vtố vđược vrút vtrích vra vtừ
vbiến vquan vsát v(bảng v4.12). vĐiều vnày, vcho vchúng vta vthấy v5 vnhân vtố vrút vtrích vra
vthể vhiện vđược vkhả vnăng vgiải vthích vđược v64,365% vsự vthay vđổi vcủa vbiến vphụ vthuộc vtrong vtổng vthể.
Bảng 4.13: Ma trận xoay Component Component 1 2 3 4 5 PCLD1 .766 PCLD2 .794 PCLD3 .789 PCLD4 .869 PCLD5 .792 UDCN1 .647 UDCN2 .799 UDCN3 .774 UDCN4 .787 UDCN5 .770 CCSH1 .699 CCSH2 .752 CCSH3 .744 CCSH4 .728 CCSH5 .722 CCSH6 .766 TGDT1 .706 TGDT2 .733 TGDT3 .821 TGDT4 .695 QMCT1 .817 QMCT2 .831 QMCT3 .803 QMCT4 .808
4.3.2. Phân tích khám phá EFA cho biến phụ thuộc “Cơng tác dự tốn ngân sách tại các doanh nghiệp thương mại TP.HCM”
Trong bài nghiên cứu có 1 biến phụ thuộc “Cơng tác dự tốn ngân sách tại các doanh nghiệp thương mại TP.HCM” với 4 biến quan sát, kết quả phân tích EFA cho thấy tất cả các điều kiện về phân tích nhân tố khám phá đều đáp ứng, hệ số KMO = 0.748 >0.5 ; Sig. = 0,000 < 0.05; hệ số tải nhân tố > 0,5; và tổng phương sai trích đạt khá cao 53,759%. (bảng 4.11, 4.12)
Bảng 4.14: Hệ số KMO và kiểm định Bartlett các thành phần KMO and Bartlett's Test
Hệ số KMO .748 Mơ hình kiểm traBartlett Giá trị Chi-Square 145.298 Bậc tự do 6 Sig (p – value) .000 Bảng 4.14: Phương sai trích Nhân tố
Giá trị Eigenvalues Chỉ số sau khi trích
Tổng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích Tổng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích 1 2.150 53.759 53.759 2.150 53.759 53.759 2 .718 17.943 71.702 3 .587 14.678 86.379 4 .545 13.621 100.000
4.4. Phân tích hồi quy
4.4.1. Kiểm định hệ số hồi quy
Bảng 4.15: Bảng kết quả hồi quy
Coefficientsa Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn
hóa tstat Sig.
Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Hệ số Tolerance Hệ số VIF 1 (Constant) 1.609 .168 9.581 .000 PCLD .086 .016 .266 5.285 .000 .950 1.053 UDCN .131 .029 .254 4.584 .000 .781 1.280 CCSH .262 .042 .379 6.301 .000 .667 1.500 TGDT .045 .021 .116 2.140 .034 .818 1.223 QMCT .078 .016 .245 4.822 .000 .933 1.072
a. Dependent Variable: CTDT
Nhìn vào bảng kết quả hồi quy ta thấy hệ số Sig của 5 nhân tố độc lập QMCT,
UDCN, PCLD, TGDT, CCSH đều < 5% và hệ số phóng đại phương sai VIF rất thấp
(<2) điều này chứng tỏ hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra với các biến độc lập.
Phương trình hồi quy:
CTDT = 0,266 PCLD + 0,254UDCN + 0,379 CCSH + 0,116 TGDT + 0,245 QMCT Để vso vsánh vmức vđộ vảnh vhưởng vtừng vnhân vtố vđộc vlập vđối vvới
vCơng vtác vdự vtốn vngân vsách vtại vcác vDNTM vTp.HCM vta vcăn vcứ vvào vhệ vsố vBeta
vchuẩn vhóa.vTheo vđó, vnhân vtố vnào vcó vtrọng vsố vBeta vchuẩn vhóa vcàng vlớn vcó vnghĩa
vlà vnhân vtố vđó vảnh vhưởng vcàng vmạnh vđến vbiến vphụ vthuộc. Ta thấy, ở phương trình hồi quy, trong 5 nhân tố ảnh hưởng Cơng tác dự tốn ngân sách tại các doanh nghiệp thương mại Tp.HCM thì nhân tố Cơ cấu sở hữu ảnh hưởng mạnh nhất đến Cơng tác dự tốn ngân sách tại các doanh nghiệp thương mại Tp.HCM với Beta = 0,379; nhân tố Phong cách lãnh đạo ảnh hưởng mạnh thứ hai với hệ số Beta = 0.266; nhân tố Ứng dụng công nghệ thơng tin trong cơng tác kế tốn ảnh hưởng mạnh thứ ba với hệ số Beta = 0.254; nhân tố tiếp theo Quy mô công ty ảnh hưởng thứ tư với hệ số Beta = 0.245; nhân tố Tham gia dự toán ngân sách của người lao động ảnh hưởng thứ năm với hệ số Beta = 0,116.
4.4.2. Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình.
Kết vquả vcho vthấy vmơ vhình vcó vđộ vphù vhợp vđạt vyêu vcầu v(R2=0.512).vHệ vsố