FINANCIAL TECHNOLOGY AND OTHER RELATING ISSUES
5. Kết quả nghiên cứu
5.1. Thống kê mẫu nghiên cứu
Bảng 1: Thống kê sinh viên trường đại học khảo sát Đại học Thương mại Học viện Tài chính
Năm 1 56 39
Năm 2 60 23
Năm 3 25
Năm 4
Tổng 141 62
Tỷ lệ 69,5% 30.5%
Nguồn: Phân tích dữ liệu Trường Đại học Thương mại tuyển sinh chuyên ngành kế toán công từ năm 2019 nên đến thời gian khảo sát sinh viên chuyên ngành kế toán công đang học từ năm 1 đến năm 3. Số lượng phiếu thu về 141 phiếu (chiếm tỷ lệ 69,5%) cho 3 khóa học. Trường Học viện Tài chính tuyển sinh chuyên ngành kế toán công từ năm 2012 và số phiếu thu về là 62 phiếu (chiếm tỷ lệ 30,5%).
5.2. Kiểm định độ tin cậy của thang đo
Sau khi thu thập dữ liệu, nghiên cứu đã phân tích độ tin cậy của các thang đo trong mô hình bằng hệ số Cronbach's alpha.
Bảng 2: Bảng phân tích thang đo
STT Các biến độc lập
Hệ số Crobach
Alpha
Hệ số tương quan biến tổng
1
BANTHAN Bản thân
0.846
BANTHAN1 Tôi muốn trở thành kế toán viên trong đơn vị công .588 BANTHAN2 Tôi có thành tích môn học liên quan tính toán .668 BANTHAN3 Tôi thích các môn học liên quan đến tính toán .714 BANTHAN4 Tôi ham học hỏi và có óc sáng tạo trong học tập .644
BANTHAN5 Tôi là người cẩn thận, tỉ mỉ, trung thực .654
2 TRUONG Đặc điểm trường đại học 0.800
STT Các biến độc lập
Hệ số Crobach
Alpha
Hệ số tương quan biến tổng TRUONG1 Tôi chọn kế toán công vì chất lượng đào tạo của
trường đại học .602
TRUONG2 Tôi chọn kế toán công vì danh tiếng của trường đại
học .679
TRUONG3 Điểm chuẩn chuyên ngành kế toán công phù hợp với
bản thân .611
TRUONG4 Trường đại học có chi phí đào tạo phù hợp .562
3
NGANH Đặc điểm ngành học
0.846
NGANH1 Kế toán công phù hợp với bản thân .728
NGANH2 Kế toán công là ngành nghề có tính ổn định .706
NGANH3 Kế toán công có khả năng thăng tiến .696
NGANH4 Kế toán công có vai trò quan trọng trong các đơn vị
công .610
NGANH5 Nhu cầu làm việc trong ngành kế toán công cao .513
4
MOIQH Các mối quan hệ
0.779
MOIQH1 Tôi chọn ngành học do định hướng của gia đình .579
MOIQH2 Tôi chọn ngành học do sự lựa chọn của bạn bè .514
MOIQH3 Tôi chọn ngành học do tư vấn của giáo viên .698
MOIQH4 Gia đình có truyền thống/người thân làm trong lĩnh
vực kế toán .549
5
XH Xã hội
0.874
XH1 Tôi biết kế toán qua truyền hình, mạng xã hội .721
XH2 Cơ hội việc làm tăng do hội nhập kinh tế .716
XH3 Kế toán có sự cạnh tranh cao .640
XH4 Nhu cầu nguồn nhân lực kế toán công ngày càng tăng .860
6
MOI Tính mới của chuyên ngành
0.707 MOI1 Sinh viên đại học, cao đẳng ngành Kế toán công
chiếm tỷ lệ nhỏ .532
MOI2 Sinh viên chuyên ngành kế toán công có thể linh hoạt
chủ động thích ứng cả ở đơn vị công và tư .556
MOI3 Chuyên ngành mới tạo sự hứng thú cho bản thân .486
7
QĐ QĐ chọn học chuyên ngành KTC
0.817
QĐ1 Tôi đã tìm hiểu rất kỹ về chuyên ngành KTC .568
QĐ2 Tôi đã so sánh nội dung chương trình đào tạo chuyên
ngành KTC tại các trường đại học khác nhau .662
QĐ3 Tôi đã suy nghĩ rất kỹ khi chọn ngành KTC .544
QĐ4 Tôi hài lòng với việc lựa chọn chuyên ngành KTC .622
QĐ5 Tôi sẽ quyết tâm hoàn thành khóa học chuyên ngành
KTC dù khó khăn và thử thách .640
Nguồn: Phân tích dữ liệu Như vậy, toàn bộ các biến trong mô hình qua dữ liệu được thu thập từ khảo sát chính thức đều có hệ số Cronbach Alpha lớn (đều lớn hơn 0,7), đạt từ 0,707 đến 0,874. Đồng thời, tất cả các biến quan sát cho các biến độc lập và phụ thuộc đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3 (thấp nhất 0,486). Điều này cho thấy các thang đo đạt tính tin cậy cần thiết. Qua
kết quả phân tích ở trên, toàn bộ 30 quan sát cho 6 biến độc lập và 3 quan sát cho biến phụ thuộc trong mô hình phù hợp và đủ điều kiện cho các bước phân tích tiếp theo của nghiên cứu.
5.3. Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Từ kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo ở phần trên, phân tích EFA được thực hiện với phương pháp trích hệ số là Component Analysis và phép xoay Varimax. Việc phân tích nhân tố trước tiên được tiến hành trên 25 biến quan sát của các biến độc lập ảnh hưởng đến quyết định chọn học chuyên ngành kế toán công của sinh viên khối Kinh tế trên địa bàn Hà Nội. Kết quả từ SPSS cho hệ số KMO bằng 0,5 <0,838 <1,0 chứng tỏ sự phù hợp của mô hình EFA; Giá trị kiểm định Bartlett có ý nghĩa đối với Sig. = 0,000; số lượng các nhân tố trích được là 6, tương đồng với mô hình lý thuyết ban đầu xây dựng, tổng phương sai trích đạt 65,519%, trọng số các nhân tố đều lớn hơn 0,5. Như vậy phân tích EFA thích hợp với các dữ liệu và các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể, nên được sử dụng cho phân tích tiếp theo.
Thực hiện phân tích EFA của biến phụ thuộc “Quyết định chọn học chuyên ngành kế toán công” thì hệ số KMO = 0,799 và kiểm định Bartlett’s Test có Sig. = 0,000 thích hợp với các dữ liệu, các biến tương quan với nhau trong tổng thể. Hệ số tải nhân tố của các biến thang đo đều lớn hơn 0,5 và phương sai trích đạt 57,879%.
5.4. Phân tích hồi quy đa biến Kiểm định hệ số tương quan
Sau quá trình thực hiện kiểm định thang đo nghiên cứu tiến hành tính toán nhân số của nhân tố (giá trị của các nhân tố trích được trong phân tích EFA) bằng cách tính trung bình cộng của các biến quan sát thuộc nhân tố tương ứng. Các nhân tố được trích ra trong phân tích nhân tố được sử dụng cho phân tích hồi quy đa biến để kiểm định mô hình nghiên cứu và các giả thuyết kèm theo. Các kiểm định giả thiết thống kê đều áp dụng mức ý nghĩa 5%.
Bảng 3: Phân tích tương quan Correlations
BANTHA N
TRUON G
NGAN
H DDXH MOI MOIQH QD
BANTHAN
Pearson
Correlation 1 .387** .343** .551** .006 .328 .410**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .931 .000 .000
N 203 203 203 203 203 203
TRUONG
Pearson
Correlation 1 .327** .381** -.044 .158** .307
Sig. (2-tailed) .000 .000 .538 .024 .000
N 203 203 203 203 203
NGANH
Pearson
Correlation 1 .519** .064 .366** .392**
Sig. (2-tailed) .000 .363 .000 .000
N 203 203 203 203
XH
Pearson
Correlation 1 .097 .424** .447**
Sig. (2-tailed) .170 .000 .000
N 203 203 203
MOI
Pearson
Correlation 1 .031 .065
Sig. (2-tailed) .663 .356
N 203 203
MOIQH
Pearson
Correlation 1** .431*
Sig. (2-tailed) .000
N 203
QD
Pearson
Correlation 1**
Sig. (2-tailed)
N
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Nguồn: Phân tích dữ liệu Bảng 3 cho thấy rằng hệ số tương quan giữa “QĐ” với các biến như sau : biến độc lập
“BANTHAN” (Pearson = 0,410); biến độc lập “TRUONG” (Pearson = 0,307) ; biến độc lập
“NGANH” (Pearson = 0,392); với biến “XH” (Pearson = 0,447); với biến “MOIQH” (Pearson
= 0.431); biến “MOI” (Person = 0,065). Như vậy, biến độc lập tính mới của chuyên ngành (MOI) do không có mối tương quan ( giá trị Pearson Correlation rất thấp và sig. lớn không có ý nghĩa thống kê) nên không phù hợp đưa vào mô hình hồi quy tuyến tính để đánh giá tác động của các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định của người học. Các biến còn lại có thể đưa vào để giải thích cho quyết định chọn học chuyên ngành kế toán công của sinh viên các trường đại học khối Kinh tế trên địa bàn Hà Nội.
Phân tích hồi quy
Sau khi phân tích tương quan tuyến tính giữa các biến, nghiên cứu thực hiện kiểm định hồi quy tuyến tính thông qua việc đưa các biến độc lập phù hợp vào kiểm định phương trình hồi quy tuyến tính. Dựa trên kết quả xử lý dữ liệu từ tệp dữ liệu khảo sát của tác giả thông qua SPSS, mô hình hồi quy chuẩn hóa thể hiện mối quan hệ tuyến tính giản đơn giữa các biến như sau:
QĐ = 0.162BANTHAN + 0.252MOIQH + 0.136NGANH + 0.111TRUONG + 0.138XH Phương trình trên được đưa ra từ kết quả của hệ số các nhân tố tương ứng trong kết quả kiểm định phương trình hồi quy tuyến tính từ dữ liệu thu thập được trong nghiên cứu như bảng dưới đây:
Bảng 4: Hệ số trong phương trình hồi quy tuyến tính
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa
t Pvalue Collinearity Statistics
B Sai số chuẩn Beta Tolerance VIF
(Constant) 1.523 .255 4.010 .000
BANTHAN .169 .076 .162 2.254 .027 .648 1.542
TRUONG .096 .058 .111 1.656 .096 .783 1.272
NGANH .115 .060 .136 1.899 .057 .683 1.462
XH .103 .060 .138 1.656 .086 .528 1.874
MOIQH .212 .056 .252 3.793 .000 .778 1.285
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R
Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson
1 .569a .324 .307 .51541 1
Nguồn: Phân tích dữ liệu Kết quả cho thấy hệ số R2 (R Square) có giá trị là 0,324 cho thấy mô hình nghiên cứu với 5 biến độc lập giải thích được 32,4% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Bên cạnh đó, hệ số VIF (Variance Inflation Factor) của các nhân tố độc lập trong mô hình đều có giá trị thấp và nhỏ hơn 2.2 (từ 1,272 đến 1,874), theo đó không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình. Đồng thời các giá trị Sig. của các hệ số của các nhân tố độc lập trong mô hình đều nhỏ hơn 0,05. Căn cứ vào hệ số Beta chuẩn hóa, ta thấy có 5 yếu tố ảnh hưởng dương đến quyết định chọn học chuyên ngành kế toán công của sinh viên chính quy thuộc các trường đại học khối Kinh tế địa bàn Hà Nội, bao gồm: Bản thân, các mối quan hệ; đặc điểm ngành nghề; đặc điểm trường đại học và xã hội. Vì vậy, các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 được đề xuất trong mô hình lý thuyết đều được chấp nhận. Giả thuyết H6 không được chấp nhận.