Bài viết-ThS Đinh Thị Thu Hiền-NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN VIỆC TỔ CHỨC VẬN DỤNG KẾ TOÁN QUẢN TRỊ TRONG CÁC DOANH NGHIỆP DỆT MAY- KHẢO SÁT THỰC NGHIỆM TRÊN ĐỊA BÀN THÀNH PHỐ ĐÀ NẴNG
ThS Lê Thị Huyền Trâm – ThS Đinh Thị Thu Hiền
Khoa Kế toán – Đại học Duy Tân
Tóm tắt
Mục đích của nghiên cứu này là xác định các nhân tố ảnh hưởng và mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến việc tổ chức vận dụng Kế toán quản trị (KTQT) trong các doanh nghiệp dệt may. Thông qua phương pháp nghiên cứu định tính và nghiên cứu định lượng, dựa trên các kiểm định độ tin cậy Cronbach Alpha, kiểm định nhân tố khám phá EFA và phân tích hồi quy, kết quả của nghiên cứu đã xác định các nhân tố ảnh hưởng đến việc tổ chức vận dụng KTQT trong các doanh nghiệp Dệt may gồm: (1) Quy mô doanh nghiệp (QMDN), (2) Nhận thức về KTQT của người lãnh đạo (NTNLD), (3) Chất lượng nguồn nhân lực (CLNNL), (4) Mức độ cạnh tranh (MDCT)
Từ khóa Nhân tố, vận dụng, KTQT, doanh nghiệp Dệt may…
1. Giới thiệu
Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến việc tổ chức vận dụng Kế toán quản trị trong các doanh nghiệp đóng vai trò hết sức quan trọng giúp các DN có những định hướng trong việc vận dụng KTQT nhằm nâng cao hiệu quả trong hoạt động kinh doanh của đơn vị. Thành phố Đà Nẵng là trung tâm kinh tế - chính trị của miền Trung đang có tốc độ phát triển nhanh chóng trong những năm vừa qua, thu hút các DN trong và ngoài nước đầu tư vào địa bàn, góp phần vào sự phát triển chung của thành phố. Trong đó ngành dệt may tiếp tục là một trong những ngành có đóng góp quan trọng vào tăng trưởng sản xuất công nghiệp toàn thành phố, vào sự phát triển kinh tế của thành phố. Thực tế trong quá trình phát triển, ngành dệt may thành phố Đà Nẵng tuy có đóng góp nhiều trong việc góp phần làm tăng giá trị sản xuất, tăng thu lợi nhuận, góp phần giải quyết việc làm, tăng thu nhập, nâng cao đời sống nhưng cũng bộc lộnhiều hạn chế cần phải khắc phục. Với tầm quan trọng như vậy vận dụng KTQT trong các DN dệt may là một yêu cầu có ý nghĩa chiến lược
Từ trước đến nay có nhiều nghiên cứu về tổ chức vận dụng KTQT, tuy nhiên, chưa có nghiên cứu nào ở trong và ngoài nước xem xét về các nhân tố ảnh hưởng đến tổ chức vận dụng KTQT trong các doanh nghiệp dệt may. Đây là lý do mà bài viết này được thực hiện và trình bày trong nội dung các phần tiếp theo dưới đây.
2. Tổng quan về tổ chức vận dụng KTQT trong doanh nghiệp
2.1. Những nội dung cơ bản về KTQT
-Chi phí và các công cụ kỹ thuật KTQT: Với mục đích là kiểm soát chi phí phát sinh, KTQT thường sử dụng các kỹ thuật có liên quan như ABC, chi phí mục tiêu, chi phí chu kỳ sống, kế toán thông lượng và chi phí môi trường.
-Các kỹ thuật ra quyết định: Bao gồm phân tích chi phí - sản lượng- lợi nhuận, phân tích các nhân tố giới hạn, các quyết định về giá, các quyết định ngắn hạn và các rủi ro và tình trạng bất ổn.
-Lập dự toán ngân sách phục vụ chức năng hoạch định: Lập dự toán ngân sách là một công cụ làm cho quá trình lập kế hoạch được hiệu quả và cung cấp một phương tiện để theo dõi các hoạt động có vận hành theo kế hoạch hay không.
- Phục vụ chức năng kiểm soát: phân tích biến động chi phí phục vụ chức năng kiểm soát hoạt động, Kế toán trách nhiệm phục vụ chức năng kiểm soát quản lý
2.2. Các nhân tố ảnh hưởng đến tổ chức vận dụng KTQT trong các doanh nghiệp
Có nhiều nghiên cứu chỉ ra rằng các nhân tố ảnh hưởng đến việc vận dụng KTQT có tác động tích cực đến bộ máy quản lý tại các Doanh nghiệp: Quy mô doanh nghiệp, Nhận thức về KTQT của người lãnh đạo, Chất lượng nguồn nhân lực, Mức độ cạnh tranh.
Trên cơ sở mục tiêu của nghiên cứu, dựa vào các lý thuyết nền về các nhân tố ảnh hưởng đến việc tổ chức vận dụng KTQT trong các doanh nghiệp Dệt mayGiả thiết H1 - Các DN có quy mô càng lớn thì khả năng vận dụng KTQT thành công càng cao.
Giả thiết H2 - Các DN có người chủ/người điều hành DN có hiểu biết về KTQT, đánh giá cao tính hữu ích của các công cụ kỹ thuật KTQT thì khả năng vận dụng KTQT càng cao
Giả thiết H3 - Các DN có chất lượng nguồn nhân lực càng cao, nhân viên kế toán có chứng chỉ nghề hoặc bằng cấp kế toán chuyên nghiệp thì khả năng vận dụng KTQT thành công cao hơn
Giả thiết H4 - Các DN hoạt động trong thị trường có mức độ cạnh tranh càng cao thì khả năng vận dụng KTQT thành công cao hơn..
Giả thiết H5 - Các DN có chiến lược kinh doanh linh hoạt thì khả năng vận dụng KTQT càng cao
3. Dữ liệu thu thập và phương pháp nghiên cứu
Dữ liệu thu thập từ cuộc khảo sát được tiến hành trong năm 2020 với ý kiến của các nhà quản lý trong các doanh nghiệp Dệt may tại TP Đà Nẵng. Sau khi loại đi các phiếu khảo sát không hợp lệ, còn lại tổng số 284 phiếu đạt độ tin cậy để đưa vào phân tích.
4. Kết quả và bàn luận
Trong nghiên cứu này, tác giả đã đề xuất mô hình gồm 5 biến độc lập (gồm có 23 biến quan sát) và 1 biến phụ thuộc (3 biến quan sát).
* Kiểm định độ tin cậy của thang đo
Để kiểm tra độ tin cậy của thang đo, tác giả sử dụng kiểm định Cronbach's Anpha. Qua các phân tích kiểm định Cronbach’s Alpha đối với các thang đo. Mô hình đã loại bỏ 2 biến quan sát không đảm bảo chất lượng là biến CLNNL1 và CLNNL4, còn lại 5 thang đo đảm bảo chất lượng tốt, với 21 biến đặc trưng. Tổng hợp các thang đo đạt chất lượng thể hiện ở bảng 1
Bảng 1. Bảng tổng hợp kết quả kiểm định chất lượng thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến việc tổ chức vận dụng KTQT
|
Thang đo |
Trung bình thang đo nếu loại biến |
Phương sai thang đo nếu loại biến |
Tương quan biến tổng |
Cronbach Alpha nếu loại biến |
|
Quy mô doanh nghiệp, α=0.846 |
||||
|
QMDN1 |
10.7430 |
7.640 |
.715 |
.790 |
|
QMDN2 |
10.6796 |
7.802 |
.675 |
.807 |
|
QMDN3 |
10.6549 |
7.902 |
.639 |
.823 |
|
QMDN4 |
10.7570 |
7.697 |
.699 |
.797 |
|
Nhận thức về KTQT của người lãnh đạo, α=0.880 |
||||
|
NTNLD1 |
15.0915 |
8.628 |
.733 |
.849 |
|
NTNLD2 |
15.0176 |
8.851 |
.736 |
.849 |
|
NTNLD3 |
14.9824 |
8.865 |
.686 |
.860 |
|
NTNLD4 |
15.0739 |
8.853 |
.729 |
.851 |
|
NTNLD5 |
15.1021 |
8.346 |
.689 |
.862 |
|
Chất lượng Nguồn nhân lực, α=0.812 |
||||
|
CLNNL2 |
15.9049 |
4.956 |
.549 |
.791 |
|
CLNNL3 |
15.9155 |
4.827 |
.692 |
.749 |
|
CLNNL5 |
15.9085 |
4.734 |
.722 |
.740 |
|
CLNNL6 |
15.7746 |
4.967 |
.553 |
.789 |
|
CLNNL7 |
15.8486 |
4.913 |
.512 |
.805 |
|
Mức độ cạnh tranh, α=0.829 |
||||
|
MDCT1 |
11.5000 |
5.735 |
.716 |
.759 |
|
MDCT2 |
11.5704 |
5.702 |
.614 |
.805 |
|
MDCT3 |
11.5282 |
5.762 |
.617 |
.803 |
|
MDCT4 |
11.5634 |
5.787 |
.686 |
.772 |
|
Chiến lược kinh doanh, α=0.718 |
||||
|
CLKD1 |
7.6303 |
2.142 |
.564 |
.605 |
|
CLKD2 |
7.6831 |
1.751 |
.539 |
.645 |
|
CLKD3 |
7.6162 |
2.195 |
.530 |
.642 |
|
Vận dụng KTQT, α=0.821 |
||||
|
VDKTQT1 |
7.3662 |
1.010 |
.666 |
.763 |
|
VDKTQT2 |
7.3697 |
.990 |
.647 |
.783 |
|
VDKTQT3 |
7.3979 |
.975 |
.715 |
.714 |
Sau khi phân tích Cronbach Alpha, 21 biến được đưa vào để phân tích nhân tố.
* Kiểm định tính thích hợp của EFA
|
KMO and Bartlett's Test |
||
|
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. |
.802 |
|
|
Bartlett's Test of Sphericity |
Approx. Chi-Square |
2384.938 |
|
df |
210 |
|
|
Sig. |
.000 |
|
Hình 2. Kiểm định về tính thích hợp của phương pháp và dữ liệu thu thập (KMO and Bartlett's Test)
Hệ số KMO = 0,802, thỏa mãn điều kiện: 0,5 < KMO < 1, phân tích nhân tố khám phá là thích hợp cho dữ liệu thực tế.
* Kiểm định tương quan của các biến quan sát trong thước đo đại diện
Kiểm định Barlett có Sig.<=0,05, nghĩa là các biến quan sát có tương quan tuyến tính với nhân tố đại diện.
* Kiểm định mức độ giải thích của các biến quan sát đối với nhân tố
|
Total Variance Explained |
|||||||||
|
Component |
Initial Eigenvalues |
Extraction Sums of Squared Loadings |
Rotation Sums of Squared Loadings |
||||||
|
Total |
% of Variance |
Cumulative % |
Total |
% of Variance |
Cumulative % |
Total |
% of Variance |
Cumulative % |
|
|
1 |
4.183 |
19.917 |
19.917 |
4.183 |
19.917 |
19.917 |
3.406 |
16.220 |
16.220 |
|
2 |
2.997 |
14.269 |
34.187 |
2.997 |
14.269 |
34.187 |
2.926 |
13.932 |
30.152 |
|
3 |
2.796 |
13.314 |
47.501 |
2.796 |
13.314 |
47.501 |
2.784 |
13.259 |
43.411 |
|
4 |
2.015 |
9.597 |
57.098 |
2.015 |
9.597 |
57.098 |
2.665 |
12.691 |
56.101 |
|
5 |
1.768 |
8.417 |
65.514 |
1.768 |
8.417 |
65.514 |
1.977 |
9.413 |
65.514 |
|
6 |
.717 |
3.414 |
68.928 |
|
|
|
|
|
|
|
7 |
.686 |
3.269 |
72.197 |
|
|
|
|
|
|
|
8 |
.642 |
3.059 |
75.255 |
|
|
|
|
|
|
|
9 |
.552 |
2.629 |
77.884 |
|
|
|
|
|
|
|
10 |
.546 |
2.601 |
80.485 |
|
|
|
|
|
|
|
11 |
.488 |
2.324 |
82.809 |
|
|
|
|
|
|
|
12 |
.483 |
2.298 |
85.107 |
|
|
|
|
|
|
|
13 |
.456 |
2.170 |
87.277 |
|
|
|
|
|
|
|
14 |
.436 |
2.077 |
89.354 |
|
|
|
|
|
|
|
15 |
.395 |
1.880 |
91.234 |
|
|
|
|
|
|
|
16 |
.372 |
1.773 |
93.007 |
|
|
|
|
|
|
|
17 |
.341 |
1.626 |
94.633 |
|
|
|
|
|
|
|
18 |
.316 |
1.503 |
96.137 |
|
|
|
|
|
|
|
19 |
.299 |
1.423 |
97.559 |
|
|
|
|
|
|
|
20 |
.276 |
1.315 |
98.874 |
|
|
|
|
|
|
|
21 |
.236 |
1.126 |
100.000 |
|
|
|
|
|
|
|
Extraction Method: Principal Component Analysis. |
|||||||||
Hình 3. Kiểm định mức độ giải thích của các biến quan sát đối với nhân tố ảnh hưởng đến việc tổ chức vận dung KTQT trong các DN Dệt may
Cột Cumulative cho biết trị số phương sai trích là 65,514%, điều này có nghĩa là 65,514%, thay đổi của các nhân tố được giải thích bởi các biến quan sát.
Kết quả của mô hình EFA
Sử dụng phương pháp xoay nguyên góc (Varimax) các nhân tố. Kết quả các lần xoay nhân tố được thể hiện như sau:
|
Rotated Component Matrixa |
|||||
|
|
Component |
||||
|
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
|
|
NTNLD1 |
.835 |
|
|
|
|
|
NTNLD2 |
.829 |
|
|
|
|
|
NTNLD4 |
.824 |
|
|
|
|
|
NTNLD5 |
.793 |
|
|
|
|
|
NTNLD3 |
.789 |
|
|
|
|
|
CLNNL5 |
|
.847 |
|
|
|
|
CLNNL3 |
|
.825 |
|
|
|
|
CLNNL6 |
|
.715 |
|
|
|
|
CLNNL2 |
|
.713 |
|
|
|
|
CLNNL7 |
|
.687 |
|
|
|
|
QMDN4 |
|
|
.842 |
|
|
|
QMDN1 |
|
|
.842 |
|
|
|
QMDN2 |
|
|
.811 |
|
|
|
QMDN3 |
|
|
.790 |
|
|
|
MDCT1 |
|
|
|
.838 |
|
|
MDCT4 |
|
|
|
.819 |
|
|
MDCT3 |
|
|
|
.780 |
|
|
MDCT2 |
|
|
|
.761 |
|
|
CLKD1 |
|
|
|
|
.833 |
|
CLKD2 |
|
|
|
|
.780 |
|
CLKD3 |
|
|
|
|
.777 |
Hình 4. Ma trận nhân tố xoay (Rotated Component Matrixa)
* Kiểm định tương quan từng phần của hệ số hồi quy
|
Coefficientsa |
||||||||
|
Model |
Unstandardized Coefficients |
Standardized Coefficients |
t |
Sig. |
Collinearity Statistics |
|||
|
B |
Std. Error |
Beta |
Tolerance |
VIF |
||||
|
1 |
(Constant) |
.269 |
.240 |
|
1.123 |
.262 |
|
|
|
quy mo doanh nghiep |
.158 |
.024 |
.300 |
6.636 |
.000 |
.955 |
1.047 |
|
|
nhan thuc nguoi lanh dao |
.174 |
.031 |
.265 |
5.688 |
.000 |
.901 |
1.110 |
|
|
chat luong nguon nhan luc |
.174 |
.039 |
.197 |
4.432 |
.000 |
.985 |
1.015 |
|
|
muc do canh tranh |
.203 |
.029 |
.331 |
7.020 |
.000 |
.878 |
1.139 |
|
|
chien luoc kinh doanh |
.191 |
.032 |
.267 |
5.964 |
.000 |
.975 |
1.026 |
|
|
a. Dependent Variable: van dung ke toan quan tri |
||||||||
Hình 5. Kiểm định tương quan từng phần của các hệ số hồi quy (Coefficientsa)
Hình. 5, cột mức ý nghĩa (Sig.) cho thấy: Tất cả các biến đều có Sig. <0,01. Như vậy, Quy mô Doanh nghiệp (QMDN), Nhậ thức người lãnh đạo (NTNLD), Chất lượng nguồn nhận lực (NTNNL), Mức độ cạnh tranh (MDCT), Chiến lược kinh doanh (CLKD), tương quan có ý nghĩa với việc tổ chức vận dụng KTQT trong các doanh nghiệp Dệt may với độ tin cậy 45.8%. Các yếu tố ảnh hưởng trực tiếp đến tổ chức vận dụng KTQT trong các doanh nghiệp Dệt may như sau:
|
* Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình:
Mức độ giải thích của mô hình
|
Model Summaryb |
||||||||||||
|
Model |
R |
R Square |
Adjusted R Square |
Std. Error of the Estimate |
Change Statistics |
Durbin-Watson |
|
|||||
|
R Square Change |
F Change |
df1 |
df2 |
Sig. F Change |
|
|
||||||
|
1 |
.677a |
.458 |
.448 |
.35439 |
.458 |
46.974 |
5 |
278 |
.000 |
2.055 |
|
|
|
a. Predictors: (Constant), chien luoc kinh doanh, chat luong nguon nhan luc, nhan thuc nguoi lanh dao, quy mo doanh nghiep, muc do canh tranh |
||||||||||||
|
b. Dependent Variable: van dung ke toan quan tri |
||||||||||||
Hình 6. Kiểm định mức độ giải thích của mô hình (Model Summaryb)
|
Hình 6 cho thấy, R2 Hiệu chỉnh (Adjusted R Square) là 0,458. Như vậy, 45,8% việc tổ chức vận dụng KTQT trong các doanh nghiệp Dệt may được thể hiện thông quan 5 biến độc lập. Mức độ phù hợp
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
Hình 7. Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình (phương sai – ANOVA)
Hình 7, Sig. <0,01, có thể kết luận rằng mô hình đưa ra phù hợp với dữ liệu thực tế. Hay nói cách khác, các biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc với mức độ tin cậy 45,8%
Bảng 2. Tầm quan trọng của các nhân tố ảnh hưởng đến việc tổ chức vận dụng KTQT trong các Doanh nghiệp Dệt may
|
STT |
Biến độc lập |
Giá trị |
Tỷ trọng |
Thứ tự ảnh hưởng |
|
1 |
Quy mô doanh nghiệp |
0,300 |
22,1 |
2 |
|
2 |
Nhận thức người lãnh đạo |
0,265 |
19,5 |
4 |
|
3 |
Chất lượng nguồn nhân lực |
0,197 |
14,4 |
5 |
|
4 |
Mức độ cạnh tranh |
0,331 |
24,34 |
1 |
|
5 |
Chiến lược kinh doanh |
0,267 |
19,6 |
3 |
|
|
Tổng |
1,36 |
100% |
|
Thông qua kiểm định, có thể khẳng định rằng các nhân tố ảnh hưởng đến tổ chức vận dụng KTQT trong các doanh nghiệp Dệt may theo thứ tự tầm quan trọng là: “Mức độ cạnh tranh”, “Quy mô doanh nghiệp”, “Chiến lược kinh doanh”, “Nhận thức người lãnh đạo”, “Chất lượng nguồn nhân lực”.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Allan J. C., & Burdett, A. L. (1995). Interest Group Politics, Congressional Quarterly Press, 89.
Angella, A., & Eno, L. I. (2009). Evaluation of Internal Control Systems: A Case Study from Uganda, International Research Journal of Finance and Economics, 27(2009), 125-144.
Basel committee of Supervision. (1998). Framework for internal control systems in Banking organization.
Beck, T., A. Demirguc-Kunt, & R. Levine. (2003). Law, Endownment and Finance, Journal of Financial Economics, 70, 137-181.
Calomiris, C. W., & Kahn, C. M. (1991). The Role of demandable debt in structuring optimal bank arrangements, American economic Review, 81(3), 497-513.
Committee of Sponsoring Organisations of the Treadway Commission (COSO). (1992). Internal control-integrated framework. New York, NY: AICPA.
Committee of Sponsoring Organisations of the Treadway Commission (COSO). (2013). The 2013 Internal Control – Integrated Framework. New York, NY: AICPA
D'Aquila, J. M. (1998). Is the control environment related to financial reporting decisions? Hagan School of Business, New York. NY.
Diamond, D. W. (1984). Financial Intermediation and delegated monitoring, Review of economic Studies LTD, 393-414. http://www.jstor.org/stable/2297430
Doyle, J., Ge, W., & McVay, S. (2007). Determinants of weaknesses in internal control over financial reporting. Journal of Accounting and Economics, 44, 193-223. http://dx.doi.org/10.1016/j.jacceco.2006.10.003
Ge, W., & McVay, S. (2005). The disclosure of material weaknesses in internal control after the Sarbanes-Oxley Act. Accounting Horizons, 19(3), 137-158. http://dx.doi.org/10.2308/acch.2005.19.3.137.
Hevesi, G. (2005). Internal Control Standards in New York States Government. Retrieved from http://www.osc.ny.us/audit/control/standards.htm2009june6.
Jenkinson, N. (2008). Strengthening Regimes for Controlling Liquidity Risks: Some Lessons from the Recent Turmoil. London: the Euromoney Conference on Liquidity and Funding Risk Management. Retrieved from http://www.bis.org/review/r080425f.pdf
Kaufmann, D., Kraay, A., & Mastruzzi, M. (2009). Governance matters VIII: Aggregate and individual governance indicators 1996-2008, World bank policy research, working paper 4280.
Kenjegalieva, A., & Simper, R. (2011). Aproductivity analysic of Central and Eastern European banking taking into acount risk decomposition and environmental variables, Research in International Business and Finance, 25(1), 26-38. http://dx.doi.org/10.1016/j.ribaf.2010.05.003
Kopp, L. S., & O’Donnell, Ed. (2005). The Influence of a Business-process Focus on Category Knowledge and Internal Control Evaluation. Accounting, Organizations and Society, 30, 423–434. http://dx.doi.org/10.1016/j.aos.2004.03.004
Lannoye, M. A. (1999). Evaluation of internal Controls. Retrieved from http://www.michighan.gov/documents/gf_master1_26775_7.pdf.
Muhota, K. (2005). Check list for an internal Audit.Giving Hope to World of Need. USA.
Ofori, W. (2011). Effectiveness of Internal Control System: A perception or Reality.
Rae, K., & Subramaniam, N. (2008). Quality of Internal Control Procedures: Antecedents and Moderating Effect on Organizational Justice and Employee Fraud. Managerial Auditing Journal, 23(2), 104-124. http://dx.doi.org/10.1108/02686900810839820
Ramos, M. (2004). Evaluate the Control Environment: Documentation Is Only a Start; Now it's All about Asking Questions. Journal of Accounting, 197, 75-78. Retrieved from http://saskatoonlibrary.ca/eds/item?dbid=edsgis&an=edsgcl.118443317
Rawls, J. A. (1971). Theory of justice, N.Y: 60. Robert, M. B. & Abbie, J. S. (2003). Transparency, Financial Accounting Information and Corporate Governance: New York Economic Policy Review, 9(1), 65-87.
Spinger, L. M. (2004). Management’s Responsibility for Internal Control. Retrieved from http://www.whitehouse.gov/omb/index.html.
Steihoff. (2001). Internal Control Management and Evaluation Tool. United States General Accounting Office. Retrieved from http://www.gao.gov/assets/80/76615.pdf
Sultana, R., & Haque, M. E. (2011). Evaluation of Internal Control Structure: Evidence from Six Listed Banks in
Bangladesh, ASA University Review, 5(1), 69-81. Retrieved from http://www.asaub.edu.bd/data/asaubreview/v5n1sl4.pdf
Walker, D. M. (1999). Standards for Internal Control in Federal Government. Retrieved from http://www.gao.gov/special.pubs/ai00021p.pdf Zingales's. (1998). Corporate Governance. The New Palgrave Dictionary of Economics and the Law, 1-20. http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.46906