Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .795 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 199 7.86 5 df 276 Sig. .000
Bảng 4.3 cho thấy, giá trị KMO bằng 0.795 (theo điều kiện 0.5<KMO<1, mơ hình mới phù hợp chứng tỏ các biến đưa vào phân tích nhân tố là có ý nghĩa và mơ hình phân tích phù hợp với nhân tố đề ra). Ngoài ra, kiểm định Bartlett's Test of Sphericity có Sig = 0.000 <0.05 cho thấy các thang đo của 6 nhân tố Tính chất đặc thù của DNPM, Lợi ích, Giá phí dịch vụ, Độ tin cậy, Trình độ chun mơn, Thương hiệu đủ điều kiện để
THÀNH PHẦN 1 2 3 4 5 6 DACTHU1 .762 DACTHU2 .755 DACTHU3 .816 LIDN1 .856 LIDN2 .795 LIDN3 .892 LIDN5 .799 GIAPHI1 .864 GIAPHI2 .876 GIAPHI3 .848 TINCAY1 .661 TINCAY2 .740 TINCAY3 .767 TINCAY4 .737 TINCAY5 .790 TINCAY6 .795 CHUYENMON1 .807 CHUYENMON2 .816 CHUYENMON3 .739 CHUYENMON4 .759 THUONGHIEU1 .615 THUONGHIEU2 .776 THUONGHIEU3 .825 THUONGHIEU4 .789
6 nhân tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn DVKT của các DNPM là:
+ Nhân tố thứ nhất bao gồm các biến quan sát DACTHU1, DACTHU2, DACTHU3.
+ Nhân tố thứ hai bao gồm các biến quan sát LIDN1; LIDN2; LIDN3; LIDN5. + Nhân tố thứ ba bao gồm các biến quan sát GIAPHI1; GIAPHI2; GIAPHI3. + Nhân tố thứ tư bao gồm các biến quan sát TINCAY1; TINCAY2; TINCAY3; TINCAY4; TINCAY5, TINCAY6.
+ Nhân tố thứ năm bao gồm các biến quan sát CHUYENMON1; CHUYENMON2; CHUYENMON3; CHUYENMON4.
+ Nhân tố thứ sáu bao gồm các biến quan sát THUONGHIEU1; THUONGHIEU2; THUONGHIEU3; THUONGHIEU4.
Bảng 4.5: Tổng phương sai trích của các nhân tố khám phá
Nhân tố
Giá trị Eigenvalues Chỉ số sau khi trích Chỉ số sau khi xoay
Tổng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích (%) Tổng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích (%) Tổng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích (%) 1 5.445 22.687 22.687 5.445 22.687 22.687 3.874 16.142 16.142 2 2.874 11.973 34.661 2.874 11.973 34.661 2.934 12.224 28.366 3 2.706 11.274 45.934 2.706 11.274 45.934 2.540 10.585 38.951 4 2.186 9.106 55.040 2.186 9.106 55.040 2.500 10.416 49.367 5 1.661 6.922 61.963 1.661 6.922 61.963 2.308 9.616 58.983 6 1.330 5.544 67.507 1.330 5.544 67.507 2.046 8.524 67.507 7 .772 3.215 70.722 8 .684 2.851 73.572 9 .643 2.680 76.252
11 .578 2.410 81.167 12 .532 2.216 83.383 13 .509 2.121 85.504 14 .442 1.844 87.348 15 .409 1.706 89.054 16 .378 1.576 90.629 17 .360 1.502 92.131 18 .344 1.434 93.565 19 .336 1.402 94.967 20 .294 1.226 96.193 21 .283 1.178 97.371 22 .226 .943 98.314 23 .213 .888 99.202 24 .191 .798 100.000
(Nguồn: Kết quả thống kê từ SPSS)
Tổng phương sai trích của các nhân tố trích có giá trị 1.330>1 và đạt 67.507% (Bảng 4.5), điều này có nghĩa 67.507% thay đổi của các nhân tố được giải thích bởi các biến quan sát (thành phần của Factor) và số lượng nhân tố xác định là hồn tồn đạt u cầu (Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Với những giá trị đạt được trên, có thể kết luận mơ hình EFA của các nhân tố gồm Tính chất đặc thù của DNPM, Lợi ích, Giá phí dịch vụ, Độ tin cậy, Trình độ chun mơn, Thương hiệu ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn DVKT là phù hợp.
Đánh giá giá trị thang đo biến phụ thuộc.
Kiểm định tính thích hợp của mơ hình phân tích nhân tố EFA:
Kết quả kiểm định trong bảng 4.6 cho thấy KMO = 0.830> 0.5 và kiểm định Bartlett có ý nghĩa thống kê với P-value < 0.05. Như vậy, việc sử dụng mơ hình EFA
Bảng 4.6: Kiểm định KMO và Bartlett cho thang đo biến phụ thuộc.
Hệ số KMO .830
Mơ hình kiểm tra Bartlett
Chỉ số Chi-Square 223.341
Bậc tự do 10
Sig. .000
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Kiểm định phươnng sai trích của các nhân tố.
Kết quả phân tích trên bảng 4.7 cho thấy rằng 53.446% (>50%) thay đổi của nhân tố được giải thích bởi các biến quan sát. Kết luận mơ hình phân tích nhân tố (EFA) phù hợp và thang đo được chấp nhận.
Bảng 4.7: Bảng phương sai trích cho thang đo biến phụ thuộc Nhân tố Giá trị Eigenvalues Chỉ số sau khi 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 2.672 53.446 53.446 2.672 53.446 53.446 2 .680 13.605 67.051 3 .585 11.699 78.749 4 .542 10.831 89.581 5 .521 10.419 100.000
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Kiểm định hệ số Factor loading
Kết quả phân tích nhân tố (EFA) cho biến phụ thuộc của ma trận nhân tố (bảng 4.8) cho thấy: hệ số tải nhân tố (Factor loading) của các biến quan sát đều thỏa điều kiện khi phân tích nhân tố là lớn hơn 0.5 và số nhân tố tạo ra khi phân tích nhân tố là 1 nhân tố. Điều này phù hợp với giả thuyết ban đầu về các biến
Bảng 4.8: Ma trận nhân tố biến phụ thuộc Nhân tố Nhân tố 1 DVKT1 .676 DVKT2 .767 DVKT4 .739 DVKT5 .755 DVKT7 .715 DVKT1 .676
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
4.4 Phân tích hồi quy đa biến 4.4.1 Mơ hình hồi quy tổng thể. 4.4.1 Mơ hình hồi quy tổng thể.
Để xem xét mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc, nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy đa biến như sau:
DVKT =β1DACTHU + β2LIDN + β3GIAPHI + β4TINCAY + β5CHUYENMON +β6THUONGHIEU +
Trong đó:
DVKT: Biến phụ thuộc (Quyết định lựa chọn DVKT của DNPM TP. HCM) Các biến độc lập: DACTHU, LIDN, GIAPHI, TINCAY,
CHUYENMON,THUONGHIEU.
- DACTHU: Tính chất đặc thù của DNPM - LIDN: Lợi ích
- GIAPHI: Giá phí dịch vụ - TINCAY: Độ tin cậy
Kết quả cho thấy hệ số R2 điều chỉnh = 57.9% > 50% (Bảng 4.9), đồng thời, kiểm định F trong bảng ANOVA (Bảng 4.10) cho thấy giá trị này có ý nghĩa thống kê với Sig. < 0.05. Từ đó kết luận mơ hình là phù hợp, các biến độc lập (Tính chất đặc thù của DNPM, Lợi ích , Giá phí dịch vụ, Độ tin cậy, Trình độ chun mơn, Thương hiệu) giải thích được 57.9% sự thay đổi của biến phụ thuộc (Quyết định lựa chọn DVKT của các DNPM TP. HCM), phần còn lại được giải thích bởi các yếu tố không được xem xét trong mơ hình.
Bảng 4.9: Bảng tóm tắt mơ hình hồi quy
Mơ hình Hệ sốR Hệ sốR2 Hệ số R2 - hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của ước lượng
Durbin-Watson
1 .770a .592 .579 .13712 1.864
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Bảng 4.10:Bảng ANOVA Mơ hình Tổng bình Mơ hình Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi quy 4.970 6 .828 44.057 .000b Phần dư 3.422 182 .019 Tổng 8.392 188
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
4.4.3 Kiểm định trọng số hồi quy
Dựa vào kết quả trong bảng trọng số hồi quy (Bảng 4.11), cho thấy giá trị Sig của các biến độc lập DACTHU, LIDN, GIAPHI, TINCAY, CHUYENMON, THUONGHIEU đều nhỏ hơn 0.05, từ đó tác giả kết luận các biến độc lập tương quan và có ý nghĩa với biến phụ thuộc DVKT.
Mơ Hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Hệ số Tolerance Hệ số VIF 1 (Constant) 1.276 .172 7.415 .000 DACTHU .067 .020 .175 3.349 .001 .823 1.216 LIDN .087 .017 .252 5.070 .000 .908 1.101 GIAPHI .083 .016 .254 5.229 .000 .948 1.054 TINCAY .213 .043 .298 4.972 .000 .623 1.606 CHUYENMON .097 .016 .282 5.879 .000 .971 1.030 THUONGHIEU .135 .028 .259 4.769 .000 .758 1.319
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS) Từ kết quả trong bảng trọng số hồi quy (bảng 4.11), xác định được phương trình hồi quy như sau:
Phương trình hồi quy:
DVKT = 0.175DACTHU + 0.252LIDN + 0.254GIAPHI + 0.298TINCAY + 0.282CHUYENMON + 0.259THUONGHIEU
4.4.4 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến.
Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập có sự tương quan hồn toàn với nhau. Để kiểm tra hiện tượng đa công tuyến, chỉ số thường dùng là hệ số phóng đại phương sai VIF. Kết quả trong bảng 4.11 cho thấy hệ số VIF của các biến độc lập (tính chất đặc thù của DNPM; Lợi ích, Giá phí dịch vụ; Độ tin cậy; Trình độ chun mơn; Thương hiệu)đều nhỏ hơn 2, từ đó kết luận mơ hình nghiên cứu các nhân tố Tính chất đặc thù của DNPM, Lợi ích , Giá phí dịch vụ, Độ tin cậy, Trình độ chuyên môn, Thương hiệu ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn DVKT khơng có hiện tượng đa cộng
Tự tương quan là hiện tượng các sai số ngẫu nhiên có mối liên hệ tương quan nhau, khi đó có thể xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Sử dụng hệ số Durbin-Watson để kiểm định tự tương quan của các sai số kề nhau, hệ số có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4; nếu các phần sai số khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau thì giá trị sẽ gần bằng 2. Dựa vào kết quả bảng 4.8, cho thấy d được chọn rơi vào miền chấp nhận giả thuyết khơng có tương quan chuỗi bậc nhất (d = 1.864). Như vậy, kết luận khơng có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư trong mơ hình, mơ hình có ý nghĩa.
4.4.6 Kiểm định về phân phối chuẩn của phần dư.
Mơ hình hồi quy tuyến tính chỉ thực sự phù hợp với các dữ liệu quan sát khi phần dư có phân phối chuẩn với trung bình bằng 0 và phương sai không đổi. Để kiểm định về phân phối chuẩn của phần dư, ta sử dụng biểu đồ Histogram và biểu đồ P– P Plot.
Kết quả trong biểu đồ tần số Histogram (Hình 4.1) cho thấy một đường cong phân phối chuẩn đặt chồng lên biểu đồ tần số, với độ lệch chuẩn Std.Dev = 0,984 và Mean gần bằng 0, ta có thể kết luận rằng, giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Hình 4.1 Đồ thị Histogram của phần dư đã chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Để củng cố cho kết luận này, cần xem thêm biểu đồ P-P Plot (Hình 4.2) của phần dư chuẩn hóa, các điểm quan sát khơng phân tán xa đường chéo kỳ vọng, nên ta có thể kết luận giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư khơng bị vi phạm.
Hình 4.2 Đồ thị P-P Plot của phần dư đã chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
4.4.7 Kiểm định giải định phương sai của sai số (phần dư) không đổi
Kết quả xử lý trong đồ thị phân tán (Hình 4.3) cho thấy thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục O (là quanh giá trị trung bình của phần dư) trong một phạm vi không đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của sai số (phần dư) khơng đổi.
Hình 4.3 Đồ thị phân tán giữa giá trị dự đoán và phần dư từ hồi quy
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
4.5 Bàn luận kết quả nghiên cứu
Kết quả cho thấy, trong các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn DVKT của các DNPM TP. HCM, nhân tố có ảnh hưởng lớn nhất là Độ tin cậy (mức độ tác động β = 0.298). Tiếp theo là các nhân tố Trình độ chun mơn (mức độ tác động β = 0.282), Thương hiệu (mức độ tác động β = 0.259), nhân tố Giá phí dịch vụ (mức độ tác động β = 0.254), nhân tố Lợi ích (mức độ tác động β = 0.252) và cuối cùng là nhân tố Tính chất đặc thù của DNPM (mức độ tác động β = 0.175).Dựa vào kết quả trong bảng trọng số hồi quy (Bảng 4.11), sử dụng trọng số hồi quy chuẩn hóa để xem xét mức độ giải thích của các biến độc lập cho sự biến thiên của biến phụ thuộc (Nguyễn Đình Thọ, 2011), có thể kết luận kết quả nghiên cứu như sau:
trọng số β = 0.175> 0, như vậy, chấp nhận giả thuyết H1. Trên thực tế, công ty DVKT sẽ hỗ trợ DNPM trong việc tận dụng các ưu đãi về thuế, khắc phục những khó khăn trong tính giá thành sản phẩm nên quyết định lựa chọn DVKT được xem là phù hợp hơn, thêm vào đó cơng ty DVKT cũng sẽ hỗ trợ doanh nghiệp nhiều hơn trong đáp ứng các yêu cầu về thuế, kế tốn. Kết quả này là hồn tồn phù hợp với nghiên cứu của Magiswary Dorasamy và cộng sự (2010); Nguyễn Thị Yến Trinh (2017).
Giả thuyết H2: Nhân tố “Lợi ích ” có tác động đến quyết định lựa chọn DVKT
của các DNPM TP. HCM. Kết quả phân tích dữ liệu cho thấy trọng số số β của biến LIDN có giá trị β = 0.252> 0, như vậy, chấp nhận giả thuyết H2. Trên thực tế, khi sử dụng DVKT, công ty DVKT sẽ giúp số liệu kế toán DNPM được cung cấp liên tục, giúp số liệu kế toán DNPM đảm bảo tin cậy, hợp lý, trung thực,…Kết quả nghiên cứu này là phù hợp với nghiên cứu của Trần Thị Mỹ Linh (2015).
Giả thuyết H3: Nhân tố “Giá phí dịch vụ” có tác động đến quyết định lựa chọn
DVKT của các DNPM TP. HCM. Kết quả phân tích dữ liệu cho thấy trọng số số β của biến này có giá trị β = 0.254> 0, như vậy, chấp nhận giả thuyết H3. Trong các giao dịch kinh tế được thực hiện bởi các bên tham gia, thì nhân tố giá phí dịch vụ mà bên đối tác cung cấp luôn được quan tâm, sử dụng dịch vụ kế toán giúp DNPM tiết kiệm chi phí, giá phí hợp lí mà vẫn đảm bảo đáp ứng sự hài lòng của DNPM trong dịch vụ cung cấp. Kết quả nghiên cứu này là phù hợp với kết quả nghiên cứu của Trần Khánh Ly (2013)hay Mehmet Aga, Okan Veli Safakli (2007).
Giả thuyết H4: Nhân tố “Độ tin cậy ” có tác động đến quyết định lựa chọn
DVKT của các DNPM TP. HCM. Kết quả phân tích dữ liệu cho thấy trọng số số β của biến TINCAY có giá trị β = 0.298> 0, như vậy, chấp nhận giả thuyết H4. Trong quá trình xem xét để đưa ra quyết định lựa chọn DVKT, DVKT luôn thực hiện đúng nội dung những gì đã giới thiệu, cam kết, luôn thực hiện bảo mật thông tin của khách hàng ở mức cao nhất thì sẽ nâng cao hiệu quả quyết định lựa chọn DVKT của các DN. Kết quả này là hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của Patricia Everaert (2010).
Giả thuyết H5: Nhân tố “Trình độ chun mơn” có tác động đến quyết định
tế, trình độ chun mơn ln là nhân tố quan trọng trong thực hiện cơng tác kế tốn bởi khi nhân viên công ty DVKT có chun mơn thì họ mới có thể hỗ trợ DNPM trong việc xác định giá thành sản phẩm phần mềm, lập và trình bày BCTC đúng quy định, am hiểu luật thuế nói chung và các chính sách thuế liên quan đến ngành phần mềm nói riêng. Kết quả của nghiên cứu này là hồn toàn phù hợp với nghiên cứu của Trần Thị Mỹ Linh (2015).
Giả thuyết H6: Nhân tố “Thương hiệu” có tác động đến quyết định lựa chọn
DVKT của các DNPM TP. HCM. Kết quả phân tích dữ liệu cho thấy trọng số số β của biến THUONGHIEU có giá trị β = 0.259> 0, như vậy, chấp nhận giả thuyết H6. Như vậy kết quả nghiên cứu này là hoàn toàn phù hợp với thực tế và phù hợp với kết quả nghiên cứu của các tác giả như Mehmet Aga, Okan Veli Safakli (2007). Trên thực tế thương hiệu ảnh hưởng rất nhiều trong việc nhìn nhận về sản phẩm và dịch vụ mà thương hiệu đó cung cấp.
Thơng qua phương pháp nghiên cứu định tính và định lượng, kết quả nghiên cứu cho thấy mơ hình và các thang đo được sử dụng trong nghiên cứu là có ý nghĩa. Kết quả của nghiên cứu nêu rõ có 6 nhân tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn DVKT của các DNPM TP. HCM. Mỗi một nhân tố có mức độ tác động đến quyết định lựa chọn DVKT của các DNPM TP. HCM và được sắp xếp theo trật tự từ cao xuống thấp như sau: Độ tin cậy, Trình độ chuyên mơn, Thương hiệu cơng ty, Giá phí dịch vụ, Lợi ích cơng ty và cuối cùng là nhân tố tính chất đặc thù của DNPM.
Kết quả của chương này là căn cứ để tác giả đưa ra các kiến nghị nhằm nâng cao quyết định lựa chọn DVKT của các DNPM TP. HCM.
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 mục tiêu xác định các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn DVKT của các DNPM tại TP. HCM. Kết quả nghiên cứu cho thấy Độ tin cậy, Trình độ chun mơn, Thương hiệu, Giá phí dịch vụ, Lợi ích và Tính chất đặc thù của DNPMlà các nhân tố tác động đến quyết định lựa chọn DVKT của các DNPM tại TP. HCM.
- Với mục tiêu đo lường mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến quyết định lựa chọn DVKT của các DNPM tại TP. HCM.Kết quả cho thấy, trong các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn DVKT của các DNPM TP. HCM, nhân tố có ảnh hưởng lớn nhất là Độ tin cậy (mức độ tác động β = 0.298). Tiếp theo là các nhân tố Trình độ chun mơn (mức độ tác động β = 0.282), Thương hiệu (mức độ tác động β = 0.259), nhân tố Giá phí dịch vụ (mức độ tác động β = 0.254), nhân tố Lợi ích (mức độ tác động β = 0.252) và cuối cùng là nhân tố Tính chất đặc thù của DNPM (mức độ