CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN
4.2. Nghiên cứu định lượng
4.2.4.1. Phân tích khám phá thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng áp
năng áp dụng kế toán quản trị
Kết quả kiềm định Bartlett trong bảng kiểm định KMO and Bartlett’s với sig= 0.000 < 0.05, nghĩa là các biến quan sát có tương quan với nhân tố đại diện. Với hệ số 0.5 < KMO = 0.685 < 1 cho thấy phân tích nhân tố khám phá phù hợp với dữ liệu thực tế.
Phương sai rút trích bằng 68.65 % lớn hơn 50% cho thấy phân tích EFA cho các biến quan sát thuộc các nhân tố biến độc lập là phù hợp và có 7 nhân tố được rút trích. Điều này có nghĩa là 68.65% sự biến thiên của dữ liệu ban đầu được giải thích bởi 7 nhân tố đưa vào mơ hình. Cịn lại, 31.35% sự biến thiên là do các nhân tố khác khơng khơng được rút trích.
Bảng 4.2 Ma trận xoay nhân tố (Bảng gốc xem phụ lục 4, bảng số 4.1c) (Bảng gốc xem phụ lục 4, bảng số 4.1c) Biến quan sát Nhân tố 1 2 3 4 5 6 7 VHDN1 .893 VHDN4 .884 VHDN3 .832 VHDN2 .777 CKHB1 .887 CKHB3 .828 CKHB2 .778
Chỉ tiêu cần đánh giá Kết quả So sánh
Hệ số KMO 0.685 0.5 < 0.685 < 1 Gía trị Sig. trong kiểm định Bartlett 0.000 0.000 < 0.05 Phương sai trích 68.647% 68.647% > 50%
CLCT2 .825 CLCT1 .821 CLCT3 .773 CLCT5 .741 CPTC4 .892 CPTC2 .876 CPTC1 .850 QMDN2 .908 QMDN1 .867 QMDN3 .828 CNTT4 .837 CNTT1 .800 CNTT2 .747 TDNV1 .808 TDNV3 .702 TDNV2 .674 TDNV4
Nguồn : kết quả phân tích SPSS 22.0
Biến quan sát TDNV4 có hệ số tải nhân tố (Factor Loading) < 0.55 nên sẽ loại khỏi mơ hình và tiến hành lại phân tích nhân tố khám phá.
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (lần 2) của các nhóm biến độc lập (sau khi loại bỏ biến TDNV4) như bảng 4.3 sau đây (xem phụ lục 4, bảng số 4.2c)
Bảng 4.3 Ma trận xoay nhân tố (lần 2) Biến quan sát Nhân tố 1 2 3 4 5 6 7 VHDN1 .893 VHDN4 .884 VHDN3 .831 VHDN2 .777
Chỉ tiêu cần đánh giá Kết quả So sánh
Hệ số KMO 0.685 0.5 < 0.685 < 1 Gía trị Sig. trong kiểm định
Bartlett
0.000 0.000 < 0.05 Phương sai trích 70.537% 70.537% >
CKHB3 .833 CKHB2 .782 CKHB4 .739 CLCT2 .826 CLCT1 .822 CLCT3 .773 CLCT5 .741 CPTC4 .894 CPTC2 .878 CPTC1 .851 QMDN2 .908 QMDN1 .866 QMDN3 .829 CNTT4 .837 CNTT1 .802 CNTT2 .745 TDNV1 .811 TDNV3 .736 TDNV2 .707
Nguồn : kết quả phân tích SPSS 22.0
Kết quả tại bảng 4.3 cho thấy hệ số tải nhân tố của các biến quan sát đều lớn hơn 0.55. Phân tích trên bảng ma trận xoay nhân tố ( bảng 4.3), kết quả thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng áp dụng kế tốn quản trị có tổng cộng 7 nhân tố được rút trích từ 24 biến quan sát.
Nhân tố thứ nhất : gồm 4 biến quan sát (VHDN1, VHDN4, VHDN3, VHDN2) được nhóm lại bằng hàm tính giá trị trung bình (Mean) và đặt lại tên là VHDN.
Nhân tố thứ hai : gồm 4 biến quan sát (CKHB1, CKHB3, CKHB2, CKHB4) được nhóm lại bằng hàm tính giá trị trung bình (Mean) và đặt lại tên là CKHB.
Nhân tố thứ ba : gồm 4 biến quan sát (CLCT2, CLCT1, CLCT3, CLCT5) được nhóm lại bằng hàm tính giá trị trung bình (Mean) và đặt lại tên là CLCT.
Nhân tố thứ tư : gồm 3 biến quan sát (CPTC4, CPTC2, CPTC1) được nhóm lại bằng hàm tính giá trị trung bình (Mean) và đặt lại tên là CPTC.
Nhân tố thứ sáu : gồm 3 biến quan sát (CNTT4, CNTT1, CNTT2) được nhóm lại bằng hàm tính giá trị trung bình (Mean) và đặt lại tên là CNTT.
Nhân tố thứ sáu : gồm 3 biến quan sát (TDNV1, TDNV3, TDNV2) được nhóm lại bằng hàm tính giá trị trung bình (Mean) và đặt lại tên là TDNV.
4.2.4.2. Phân tích khám phá thang đo áp dụng kế toán quản trị
Kết quả kiềm định Bartlett trong bảng kiểm định KMO and Bartlett’s với sig= 0.000 < 0.05, nghĩa là các biến quan sát có tương quan với nhân tố đại diện. Với hệ số 0.5 < KMO = 0.760 < 1 cho thấy phân tích nhân tố khám phá phù hợp với dữ liệu thực tế.
Tại mức Eigenvalues= 2.545 đã rút trích được một từ năm biến quan sát với phương sai trích bằng 50.9% lớn hơn 50% cho thấy phân tích EFA cho các biến quan sát thuộc nhân tố biến phụ thuộc là phù hợp. Điều này có nghĩa 50.9% sự biến thiên của các nhân tố là do các biến quan sát. Kết quả phân tích như bảng 4.4 sau (xem thêm phụ lục 4.3c):
Bảng 4.4 Kết quả phân tích nhân tố AD
Biến quan sát Nhân tố 1 AD1 .769 AD5 .725 AD4 .722 AD3 .709 AD2 .636
Nguồn : kết quả phân tích SPSS
4.2.5. Phân tích hồi quy
Ta có mơ hình hồi quy dạng:
AD =β0 + β1*VHDN + β2*CKHB + β3*CLCT+ β4*CPTC+ β5*QMDN+ β6*CNTT + β7*TDNV
AD: Biến phụ thuộc: Áp dụng kế toán quản trị
Các biến độc lập : VHDN (văn hóa doanh nghiệp), CKHB (cam kết và hiểu biết của người chủ/người điều hành về KTQT), CLCT (chiến lược cạnh tranh), CPTC ( chi phí tổ chức cơng tác KTQT), QMDN(quy mơ doanh nghiệp), CNTT(cơng nghệ thơng tin), TDNV(trình độ nhân viên kế toán)
β: Hệ số hồi quy từng phần
4.2.5.1. Phân tích tương quan
Truy xuất từ kết quả phân tích phần mềm SPSS 22 tác giả đưa ra bảng phân tích tương quan các nhân tố như bảng 4.6 sau (xem phụ lục 5, bảng số 5.1):
Bảng 4.5 Ma trận tương quan giữa các nhân tố
AD QMDN CLCT CKHB VHDN CPTC CNTT TDNV AD 1 QMDN .330** 1 CLCT .237** .018 1 CKHB .350** -.114 .075 1 VHDN .549** .034 .252** .084 1 CPTC .325** -.029 .112 -.156* .282** 1 CNTT .382** .008 .115 .066 .202** .013 1 TDNV .025 .038 .015 .001 .008 -.132 .071 1 **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Nguồn : Truy xuất từ kết quả phân tích SPSS
4.2.5.2. Phân tích hồi quy
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội được truy suất từ phần mềm phân tích spss như bảng 4.7 sau (xem phụ lục 5, bảng 5.2):
Bảng 4.6 Kết quả phân tích hồi quy bội
Model
Hệ số hồi qui chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi qui
đã chuẩn hóa t Sig.
Thống kê đa cộng
B Std. Error Beta Tolerance V I F 1 (Constant) .487 .209 2.326 .021 VHDN .176 .023 .355 7.614 .000 .828 1 . 2 0 8 CKHB .217 .025 .385 8.779 .000 .936 1 . 0 6 8 CLCT .021 .019 .048 1.088 .278 .926 1 . 0 8 0 QMDN .187 .022 .367 8.543 .000 .980 1 . 0 2 1 CNTT .139 .022 .271 6.216 .000 .947 1 . 0 5 6 TDNV .013 .022 .026 .606 .545 .974 1 . 0 2 6 CPTC .139 .022 .289 6.331 .000 .863 1 . 1 5 9 Nguồn : Kết quả phân tích SPSS
Kết quả cho thấy các biến VHDN, CKHB, QMDN, CNTT, CPTC có tác động tích cực lên mơ hình ( sig nhỏ hơn 0.05 và hệ số beta dương). Các biến CLCT, TDNV khơng tác động lên mơ hình.
Giả thuyết H1: Quy mơ doanh nghiệp có tác động cùng chiều đến việc áp
dụng KTQT trong doanh nghiệp. Nhân tố QMDN có tác động tích cực tới AD ở mức ý nghĩa 1% (p-value nhỏ hơn 0.01 và hệ số beta dương) cho thấy nếu QMDN tăng sẽ làm cho AD tăng lên và ngược lại nếu QMDN giảm cũng làm cho AD giảm theo.
Giả thuyết H3: Cam kết và hiểu biết của người chủ/người điều hành DN có
ảnh hưởng tích cực đến việc áp dụng KTQT trong doanh nghiệp. Kết quả kiểm định cho thấy nhân tố CKHB có tác động tích cực tới AD ở mức ý nghĩa 1% (p- value nhỏ hơn 0.01 và hệ số beta dương) cho thấy nếu CKHB tăng sẽ làm cho AD tăng lên và ngược lại nếu CKHB giảm cũng làm cho AD giảm theo.
Giả thuyết H4: Văn hóa doanh nghiệp có tác động cùng chiều đến việc áp
dụng KTQT trong doanh nghiệp. Kết quả kiểm định cho thấy nhân tố VHDN có tác động tích cực tới AD ở mức ý nghĩa 1% (p-value nhỏ hơn 0.01 và hệ số beta
dương) cho thấy nếu VHDN tăng sẽ làm cho AD tăng lên và ngược lại nếu VHDN giảm cũng làm cho AD giảm theo.
Giả thuyết H5: Chi phí cho việc tổ chức hệ thống KTQT có tác động cùng
chiều đến việc áp dụng KTQT trong doanh nghiệp. Kết quả kiểm định cho thấy nhân tố CPTC có tác động tích cực tới AD ở mức ý nghĩa 1% (p-value nhỏ hơn 0.01 và hệ số beta dương) cho thấy nếu CPTC tăng sẽ làm cho AD tăng lên và ngược lại nếu CPTC giảm cũng làm cho AD giảm theo.
Giả thuyết H7: Công nghệ thơng tin trong DN có ảnh hưởng tích cực đến
việc áp dụng KTQT trong doanh nghiệp. Kết quả kiểm định cho thấy nhân tố CNTT có tác động tích cực tới AD ở mức ý nghĩa 1% (p-value nhỏ hơn 0.01 và hệ số beta dương) cho thấy nếu CNTT tăng sẽ làm cho AD tăng lên và ngược lại nếu CNTT giảm cũng làm cho AD giảm theo.
Dựa vào hệ số beta chuẩn hóa cho thấy mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến khả năng áp dụng KTQT : nhân tố CKHB có tác động mạnh nhất lên AD (β = 0.385), nhân tố tác động mạnh tiếp theo là QMDN (β = .367), tiếp tới là nhân tố VHDN (β = 0.355), tiếp tới là nhân tố CPTC (β = 0.289) và nhân tố CNTT có tác động yếu nhất trong 5 nhân tố tới AD (β = 0.271).
4.2.5.3. Kiểm định sự phù hợp của mô hình và hiện tượng đa cộng tuyến
Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
Kết quả phân tích hồi quy ( bảng 4.) cho thấy R2 hiệu chỉnh bằng 0.661, nghĩa là mức độ phù hợp của mơ hình là 66.1%. Nói chính xác, 7 nhân tố VHDN, CKHB, CTCT, QMDN, CNTT, TDNV, CPTC giải thích được 66.1% sự thay đổi của biến phụ thuộc là áp dụng KTQT , còn 33.9 % xuất phát từ các nhân tố khác. Bảng tổng kết hệ số hồi quy chuẩn hóa và mức ý nghĩa của từng nhân tố được trình bày theo bảng 4.7 dưới đây (xem phụ lục 5, bảng 5.2):
Bảng 4.7 Tổng hợp kết quả phân tích hồi quy bội
Yếu tố / Chỉ tiêu Hệ số hồi
hóa VHDN 0.355 0.000*** CKHB 0.385 0.000*** CLCT 0.048 0.278 QMDN 0.367 0.000*** CNTT 0.271 0.000*** TDNV 0.026 0.545 CPTC 0.289 0.000*** Số quan sát 196
Kết quả kiểm định ANOVA (sig.)
0.000*** Hệ số xác định R2 66.1%
Nguồn : Tổng hợp kết quả từ phân tích SPSS
Kết quả nhận được kiểm định ANOVA (phụ lục 5, bảng 5.2b) cho thấy trị số thống kê F là 52.324 với giá trị Sig. rất nhỏ (=0.000 < 0.01). Như vậy, có thể kết luận rằng mơ hình hồi quy bội thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp cho việc rút ra kết quả nghiên cứu. Tức là, mơ hình đưa ra là phù hợp với dữ liệu thực tế, các biến độc lập có quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc.
Hiện tượng đa cộng tuyến
Kết quả từ bảng 4.6 cho thấy, các VIF đều nhỏ hơn 10 cho thấy mơ hình khơng tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến.
4.2.5.4. Phương trình hồi quy tuyến tính bội
Với dữ liệu thu được trong phạm vi nghiên cứu đề tài và dựa vào bảng 4.7 thì phương trình hồi quy bội thể hiện những nhân tố ảnh hưởng đến áp dụng KTQT có dạng:
AD = 0.355*VHDN + 0.385*CKHB + 0.367*QMDN + 0.271CNTT + 0.289CPTC
Trong đó:
AD: Biến phụ thuộc: Áp dụng kế toán quản trị
Các biến độc lập : VHDN (văn hóa doanh nghiệp), CKHB (cam kết và hiểu biết của người chủ/người điều hành doanh nghiệp), QMDN (quy mô doanh nghiệp),
CNTT (cơng nghệ thơng tin), CPTC (chi phí tổ chức cơng tác kế tốn quản trị)
4.3. Bàn luận kết quả nghiên cứu
Thương mại điện tử những tiến bộ to lớn về công nghệ, đặc biệt là công nghệ thông tin đã tạo ra bước ngoặt mới cho sự phát triển kinh tế-xã hội toàn cầu. Thương mại điện tử đã và đang giúp các doanh nghiệp, đặc biệt là các doanh nghiệp vừa và nhỏ, có những bước tiến mới trong quá trình hoạt động sản xuất như tiết kiệm chi phí tìm hiểu đối tác, giao dịch và ký kết hợp đồng, mở rộng thị trường tới rất nhiều khu vực trên thế giới mà khơng mất q nhiều chi phí và nhân lực…
Bài nghiên cứu sử dụng phần mềm SPSS 22.0 để phân tích mơ hình hồi quy tuyến tính, phân tích ảnh hưởng của 7 nhân tố độc lập đến áp dụng kế tốn quản trị. Sau khi phân tích, ta nhận thấy :
Cam kết và hiểu biết của người chủ/người điều hành doanh nghiệp:
Kết quả nghiên cứu cho thấy, nhân tố cam kết và hiểu biết của người chủ/người điều hành doanh nghiệp về kế toán quản trị có ảnh hưởng mạnh nhất đến khả năng áp dụng KTQT . Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Kamilah Ahmad (2012), Trần Ngọc Hùng (2016), Đào Khánh Trí (2015). Kết quả nghiên cứu cho thấy người chủ/người điều hành doanh nghiệp càng am hiểu về kế toán đặc biệt là kế toán quản trị và có cam kết kiểm sốt chặt chẽ chi phí, tăng trưởng doanh thu, lợi nhuận để giúp doanh nghiệp ngày càng phát triển thì việc áp dụng kế tốn quản trị vào cơng tác kế tốn và kiểm sốt chi phí càng dễ thực hiện hơn.
Hiện nay, mặc dù doanh nghiệp TMĐT và Home-shopping chiếm một tỷ trọng tương đối lớn và có vị trí hết sức quan trọng đối với sự phát triển của nền kinh tế nhưng công tác tổ chức kế toán quản trị tại các doanh nghiệp này nhìn chung vẫn chưa thực hiện tốt. Nội dung tổ chức công tác kế toán quản trị chưa được áp dụng tốt nhất vào cơng tác kế tốn cũng như hỗ trợ cho nhà quản trị trong việc quản lý doanh nghiệp, đa số áp dụng ở các nội dung kế toán quản trị về chi phí, hỗ trợ ra quyết định và một phần dự toán, chưa áp dụng các nội dung như hệ
thống đánh giá thành quả hay kế toán quản trị chiến lược. Sỡ dĩ như vậy là do nhiều nguyên nhân khác nhau, trong đó nguyên nhân nổi bật là do chính người chủ/người điều hành doanh nghiệp chưa có mối quan tâm sâu sắc và chưa hiểu biết hết được tầm quan trọng và tầm ảnh hưởng của cơng tác kế tốn quản trị trong việc hỗ trợ điều hành quản lý và giúp doanh nghiệp đạt được các mục tiêu và sứ mệnh của mình.
Trong điều kiện thực tế hiện nay thì đa số các người chủ/người điều hành doanh nghiệp có rất ít kiến thức về kế tốn quản trị và chưa đạt được mức độ hài hịa cao giữa kế tốn và quản trị, chưa đáp ứng tốt yêu cầu kết nối giữa chiến lược doanh nghiệp và quản trị chiến lược. Điều này dẫn đến thơng tin kế tốn cung cấp cho nhà quản lý chưa được đánh giá cao, chưa thực sự phù hợp với chiến lược và mục tiêu đề ra.
Quy mô doanh nghiệp
Kết quả nghiên cứu cho thấy, quy mô doanh nghiệp tác động cùng chiều đến khả năng áp dụng KTQT, tức là quy mô doanh nghiệp càng lớn thì khả năng áp dụng càng lớn hơn. Kết quả nghiên cứu này hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu Magdy Abdel Kader và Robert Luther (2008), Kamilah Ahmad (2012), Ardiansyah Rasyid & Elizabeth Sugiarto & Wilson Kosasih (2017), Trần Ngọc Hùng (2016), Bùi Thị Nhân (2015), Nguyễn Ngọc Vũ (2017). Các doanh nghiệp quy mơ càng lớn, thì nhu cầu sử dụng vốn càng cao nên yêu cầu họ phải kiểm sốt tốt tài sản của mình cũng như sử dụng nguồn vốn tốt mang lại hiệu quả kinh doanh tốt cho doanh nghiệp. Quy mô doanh nghiệp càng lớn, doanh nghiệp càng có tiềm lực kinh tế để đầu tư cho bộ máy kế toán, hệ thống phần mềm kế tốn, đồng thời chấp nhận chi phí cao để tuyển dụng đội ngũ kế tốn viên trình độ cao.
Đối với các doanh nghiệp lớn, để có những cơng cụ hỗ trợ trong việc kiểm sốt tốt chi phí, có được bộ phận cố vấn giỏi trong việc đưa ra quyết định thì họ thường đầu tư mạnh vào việc hệ thống kế toán quản trị như bộ phận phân tích báo cáo, hệ thống kiểm sốt chi phí, hệ thống hỗ trợ cho việc ra quyết định... Việc đào tạo và tuyển dụng nhân viên kế toán ở các doanh nghiệp có quy mơ lớn thường rất chặt
chẽ, nhiều yêu cầu đối với nhân viên như chun mơn, kinh nghiệm, trình độ học vấn.
Chiến lược cạnh tranh
Kết quả nghiên cứu cho thấy chiến lược cạnh tranh khơng có ý nghĩa thống kê với việc áp dụng kế toán quản trị trong doanh nghiệp. Kết quả này ngụ ý rằng mức độ áp dụng KTQT trong các doanh nghiệp không phụ thuộc vào việc doanh nghiệp đang theo đuổi chiến lược cạnh tranh nào. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Magdy Abdel Kader và Robert Luther (2008)
Văn hóa doanh nghiệp
Kết quả nghiên cứu cho thấy, nhân tố văn hóa doanh nghiệp tác động lớn đến