Các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng thông tin kế toán quản trị trong các doanh nghiệp chế biến thủy sản

Nam 
 200 
Alpha; Phân tích nhân tố khám phá (EFA) với phương pháp Principal Component và phép 
quay Varimax; Phân tích hồi quy đa biến bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS). 
Để sử dụng được công cụ phân tích EFA thì kích thước mẫu phải lớn. Theo Hair và 
công sự (1998) cho rằng, kích thước mẫu tối thiểu gấp 5 lần tổng biến quan sát (n ≥ 5m, với m 
là số biến quan sát trong mô hình). Trong nghiên cứu này, tổng biến quan sát là 34, vậy n ≥ 5 
x 34 = 170. Thực tế, số liệu được thu thập bằng phương pháp chọn mẫu thuận tiện 220 doanh 
nghiệp chế biến thủy sản trên địa bàn tỉnh Tiền Giang và Trà Vinh, thông qua việc phỏng vấn 
trực tiếp hoặc gửi email từ tháng 6/2018 đến tháng 8/2018. Sau khi loại đi các phiếu trả lời 
không đầy đủ thông tin, kết quả có 208 quan sát hợp lệ được đưa vào phần mềm SPSS để 
phân tích. 
4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận 
4.1. Đánh giá độ tin cậy của thang đo 
Nhóm tác giả sử dụng hệ số Cronbach’s Alpha để kiểm định thang đo. Hệ số 
Cronbach’s Alpha từ 0.8 đến gần 1 thì thang đo là tốt; từ 0.7 đến gần 0.8 là sử dụng được; từ 
0.6 trở lên là có thể sử dụng được trong trường hợp khái niệm đo lường là mới hoặc mới đối 
với người trả lời trong bối cảnh nghiên cứu. Kết quả trong Bảng 1. 
Bảng 1. Hệ số Cronbach’s Alpha 
STT Thang đo Hệ số tương quan biến tổng thấp nhất 
Cronbach’s 
Alpha Ghi chú 
1 PCLD 0.363 0.796 
2 HTTT 0.487 0.931 Loại biến X10 
3 VHCC 0.562 0.893 
4 KSNB 0.497 0.849 
5 TDNV 0.345 0.800 
6 CLTT 0.329 0.715 
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2018 
Các thang đo có hệ số Cronbach’s Alpha > 0.7 và hệ số tương quan biến tổng thấp 
nhất > 0.3 đều đạt yêu cầu để tiếp tục phân tích ở những bước sau. Tóm lại, qua kiểm định 
Cronbach’s Alpha, mô hình có 6 thang đo đảm bảo chất lượng với 33 biến đặc trưng. 
4.2. Phân tích các nhân tố và hiệu chỉnh mô hình 
Nhóm tác giả tiến hành phân tích nhân tố EFA để kiểm định các biến trong từng thang 
đo. Phân tích nhân tố EFA là thích hợp cho dữ liệu thực tế khi 0.5 < trị số KMO < 1. Mức ý 
nghĩa của kiểm định Bartlett < 0.05, các biến quan sát có tương quan tuyến tính với nhân tố 
đại diện. Trị số phương sai tích lũy nhất thiết phải > 50% thì đạt yêu cầu về mức độ giải thích 
của các biến quan sát đối với nhân tố. 
Thực hiện phân tích nhân tố EFA, các biến quan sát có hệ số tải nhân tố dưới 0.5 lần 
lượt bị loại bỏ. Kết quả kiểm định Bartlett, chỉ số KMO và trị số phương sai tích lũy của các 
biến trong thang đo thể hiện ở Bảng 2. 
n trÞ - Kinh nghiÖm quèc tÕ vµ thùc tr¹ng ë ViÖt Nam 
 201
Bảng 2. KMO and Bartlett’s Test, Cumulative % 
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .740 
Approx. Chi-Square 4022.065 
Df 210 
Bartlett's Test of Sphericity 
Sig. .000 
Cumulative % 75.382 
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2018 
Theo Bảng 2, chỉ số KMO = 0.740 và giá trị Sig = 0.000, cho thấy phân tích nhân tố 
khám phá là thích hợp cho dữ liệu thực tế và các biến quan sát có tương quan tuyến tính với 
nhân tố đại diện. Nghiên cứu đã rút trích được 5 nhân tố với phương sai tích lũy đạt được là 
75.382%, với các hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0.5. 
Như vậy, các nhân tố được rút trích giải thích được 75.382% biến thiên của các biến 
quan sát. Điều này cho thấy, phân tích nhân tố là phù hợp. Bảng 3, trình bày ma trận các nhân 
tố đã xoay. 
Bảng 3. Rotated Component Matrixa 
Component 
 1 2 3 4 5 
X1 .867 
X2 .768 
X3 .906 
X5 .700 
X6 .970 
X7 .986 
X8 .978 
X11 .981 
X12 .896 
X13 .924 
X14 .701 
X15 .741 
X16 .882 
X17 .928 
X18 .815 
X19 .888 
X20 .674 
X21 .843 
X22 .695 
X23 .883 
X25 .923 
Extraction Method: Principal Component Analysis. 
 Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. 
a. Rotation converged in 5 iterations. 
 Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2018 
 Theo Bảng 3, nghiên cứu rút trích được 5 nhóm nhân tố là hệ thống thông tin KTQT 
(X6, X7, X8 và X11), văn hóa và cơ cấu tổ chức (X12-X16), trình độ nhân viên kế toán 
n trÞ - Kinh nghiÖm quèc tÕ vµ thùc tr¹ng ë ViÖt Nam 
 202 
(X21,X22, X23 và X25), hệ thống KSNB (X17-X20) và phong cách lãnh đạo chuyển đổi (X1, 
X2, X3 và X5). Từ kết quả phân nhóm nhân tố, mô hình được hiệu chỉnh thể hiện trong Hình 
2. 
Hình 2. Mô hình nghiên cứu hiệu chỉnh 
Phong cách lãnh đạo chuyển 
đổi 
(X1, X2, X3,X5) 
Hệ thống thông tin 
KTQT 
(X6, X7, X8, X11) 
 Hệ thống KSNB 
(X17-X20) 
Trình độ nhân viên 
kế toán 
(X21, X22, X23, X25) 
Chất lượng 
thông tin 
KTQT trong 
các doanh 
nghiệp chế 
biến thủy sản 
(X26-X34) 
Văn hóa và cơ cấu tổ 
chức 
(X12-X16) 
4.3. Mô hình hồi quy tuyến tính 
 Phân tích hồi quy nhằm xây dựng mô hình, xác định các nhân tố ảnh hưởng đến chất 
lượng thông tin KTQT trong các doanh nghiệp chế biến thủy sản như thế nào. Các biến độc 
lập là 5 nhân tố được đo lường bằng số trung bình của các biến quan sát trong mỗi nhân tố, 
biến phụ thuộc là số trung bình của các biến quan sát về chất lượng thông tin KTQT trong các 
doanh nghiệp chế biến thủy sản. 
Theo kết quả phân tích hồi quy đa biến, hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.720, tức là 72% sự 
thay đổi của biến phụ thuộc chất lượng thông tin KTQT (CLTT) được giải thích bởi các biến 
độc lập PCLD, HTTT, VHCC, KSNB, TDNV; còn lại 28% được giải thích bởi các biến ngoài 
mô hình và sai số ngẫu nhiên. Đây là một tỷ lệ giải thích khá cao, chứng tỏ các thang đo trong 
mô hình nghiên cứu là phù hợp. 
Chỉ số Durbin-Watson (DW) của mô hình nghiên cứu = 1.341, nằm trong khoảng 
1<DW<3 và rất gần 2, do đó mô hình không có hiện tượng tự tương quan. 
Bảng 4. Model Summaryb 
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the 
Estimate 
Durbin-Watson 
1 .842a .738 .720 .23974 1.341
a. Predictors: (Constant). TDNV, VHCC, PCLD, HTTT, KSNB 
b. Dependent Variable: CLTT 
Kết quả kiểm định về mức ý nghĩa thể hiện trong Bảng 5. 
n trÞ - Kinh nghiÖm quèc tÕ vµ thùc tr¹ng ë ViÖt Nam 
 203
Bảng 5. ANOVAa 
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 
Regression 39.735 5 7.947 103.393 .000b 
Residual 14.911 194 .077 
1 
Total 54.647 199 
a. Dependent Variable: CLTT 
b. Predictors: (Constant), TDNV, VHCC, PCLD, HTTT, KSNB 
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2018 
Giá trị F = 103.393 với Sig. = 0.000 < 0.01, có thể kết luận rằng các biến PCLD, 
HTTT, VHCC, KSNB, TDNV có tương quan tuyến tính với biến CLTT (độ tin cậy 99%). Kết 
quả phân tích các hệ số hồi qui của mô hình thể hiện trong Bảng 6. 
Bảng 6. Coefficientsa 
Unstandardized 
Coefficients 
Standardized 
Coefficients Collinearity Statistics 
Model 
B Std. Error Beta 
t Sig. 
Tolerance VIF 
(Constant) .894 .196 4.557 .000 
PCLD .074 .022 .125 3.302 .001 .983 1.017
HTTT .373 .020 .715 18.844 .000 .978 1.023
VHCC -.066 .030 -.082 -2.167 .031 .981 1.019
KSNB .163 .047 .133 3.505 .001 .976 1.025
1 
TDNV .207 .024 .323 8.485 .000 .971 1.030
a. Dependent Variable: CLTT 
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2018 
Các biến PCLD, HTTT, KSNB và TDNV có Sig. < 0.01 nên các biến này đều tương 
quan có ý nghĩa với chất lượng thông tin KTQT (độ tin cậy 99%). Các biến này đều có hệ số 
phóng đại phương sai (VIF) < 2, nên không có hiện tượng đa cộng tuyến. Biến VHCC có Sig. 
> 0.01 nên nó không có ý nghĩa về mặt thống kê trong mô hình nghiên cứu. 
Các biến PCLD, HTTT, KSNB và TDNV có hệ số β > 0 nên chúng đều tác động cùng 
chiều với CLTT. Từ kết quả phân tích, phương trình hồi quy ước lượng các nhân tố ảnh 
hưởng đến chất lượng thông tin KTQT trong các doanh nghiệp chế biến thủy sản: 
CLTT = 0.894 + 0.125*PCLD + 0.715*HTTT + 0.133*KSNB + 0.323*TDNV – 
0.082*VHCC + ε 
Trong đó các biến PCLD, HTTT, KSNB và TDNV là có ý nghĩa thống kê với mức độ 
ảnh hưởng lần lượt là 12.5%, 71.5%, 13.3% và 32.3%. Kết quả kiểm định phương sai số dư 
thể hiện trong Bảng 7. 
n trÞ - Kinh nghiÖm quèc tÕ vµ thùc tr¹ng ë ViÖt Nam 
 204 
Bảng 7. Correlations 
 ABSRES PCLD HTTT KSNB TDNV 
Correlation 
Coefficient 1.000 -.129 -.267 -.033 .003 
Sig. (2-tailed) . .068 .094 .639 .970 ABSRES 
N 208 208 208 208 208 
Correlation 
Coefficient -.129 1.000 .020 .086 .029 
Sig. (2-tailed) .068 . .783 .226 .681 PCLD 
N 208 208 208 208 208 
Correlation 
Coefficient -.267 .020 1.000 -.022 .102 
Sig. (2-tailed) .094 .783 . .754 .150 HTTT 
N 208 208 208 208 208 
Correlation 
Coefficient -.033 .086 -.022 1.000 .083 
Sig. (2-tailed) .639 .226 .754 . .245 KSNB 
N 208 208 208 208 208 
Correlation 
Coefficient .003 .029 .102 .083 1.000 
Sig. (2-tailed) .970 .681 .150 .245 . 
Spearm
an's rho 
TDNV 
N 208 208 208 208 208 
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ số liệu khảo sát, 2018 
Theo kết quả kiểm định, các biến PCLD, HTTT, KSNB và TDNV đều có Sig. > 0.05 
(theo tương quan hạng Spearman), như vậy mô hình nghiên cứu có phương sai số dư không 
thay đổi. 
Tóm lại, thông qua các hệ số như R2 hiệu chỉnh = 0.720, Sig.F = 0.000, không có 
phương sai số dư thay đổi, không có hiện tượng tự tương quan và đa cộng tuyến, nên có thể 
kết luận mô hình là phù hợp để giải thích các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng thông tin 
KTQT trong các doanh nghiệp chế biến thủy sản. 
4.4. Thảo luận 
 Qua kết quả nghiên cứu cho thấy, các nhân tố hệ thống thông tin KTQT, trình độ nhân 
viên kế toán, hệ thống KSNB và phong cách lãnh đạo chuyển đổi đều có tác động cùng chiều 
với chất lượng thông tin KTQT trong các doanh nghiệp chế biến thủy sản theo thứ tự ảnh 
hưởng giảm dần. Kết quả này là phù hợp với nghiên cứu của Trần Ngọc Hùng (2017), 
Nguyễn Văn Hải và Vũ Mạnh Chiến (2018). 
Trong bối cảnh công nghiệp 4.0, xu hướng đầu tư cho công nghệ ngày càng phổ biến. 
Lựa chọn hệ thống thông tin KTQT phù hợp với nhu cầu và khả năng về chi phí đầu tư là điều 
mà doanh nghiệp chế biến thủy sản cần xem xét. Các công cụ KTQT hiện đại sẽ là một lợi thế 
lớn trong quá trình hội nhập cho các doanh nghiệp chế biến thủy sản. 
 Các nhân viên kế toán có đủ trình độ chuyên môn là một nhân tố quan trọng tác động 
đến chất lượng thông tin KTQT. Hiện nay, các doanh nghiệp chế biến thủy sản quy mô lớn 
luôn có phòng kế toán chuyên biệt, thường tuyển dụng nhân viên kế toán có đủ trình độ 
chuyên môn giúp nâng cao chất lượng thông tin KTQT. Ngược lại, các doanh nghiệp chế biến 
n trÞ - Kinh nghiÖm quèc tÕ vµ thùc tr¹ng ë ViÖt Nam 
 205
thủy sản quy mô nhỏ phải thuê nhân viên kế toán không chắc có đủ trình độ chuyên môn nên 
chất lượng thông tin KTQT còn nhiều hạn chế. 
 Nhân tố hệ thống KSNB là nhân tố tác động mạnh thứ ba đến chất lượng thông tin 
KTQT trong các doanh nghiệp chế biến thủy sản. Việc xây dựng hệ thống KSNB hữu hiệu sẽ 
cung cấp một sự đảm bảo cho các hoạt động và chức năng của hệ thống thông tin KTQT. Từ 
đó, nâng cao chất lượng thông tin KTQT trong các doanh nghiệp. 
 Các doanh nghiệp chế biến thủy sản phần lớn có xuất xứ từ hộ kinh doanh gia đình, 
nên việc vận dụng phong cách lãnh đạo chuyển đổi hoàn toàn khả thi. Việc lãnh đạo truyền 
cảm hứng, sử dụng ảnh hưởng để kích thích sự phát triển cá nhân, gắn kết cá nhân với tập 
thể, sẽ giúp quá trình vận dụng các công cụ kỹ thuật KTQT tốt hơn. Từ đó, nâng cao chất 
lượng thông tin KTQT để hỗ trợ quá trình ra quyết định trong doanh nghiệp. 
5. Kết luận 
 Kết quả của nghiên cứu này là hoàn chỉnh các thang đo, kiểm định mô hình và xác 
định được các nhân tố cũng như mức độ ảnh hưởng của chúng đến chất lượng thông tin 
KTQT trong các doanh nghiệp chế biến thủy sản. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng có bốn nhân 
tố ảnh hưởng tích cực đến chất lượng thông tin KTQT trong các doanh nghiệp. Đó là các nhân 
tố hệ thống thông tin KTQT, trình độ nhân viên kế toán, hệ thống KSNB và phong cách lãnh 
đạo chuyển đổi. 
 Nghiên cứu này có một số hạn chế và đó cũng là hướng phát triển cho các nghiên cứu 
tiếp theo. Theo kết quả nghiên cứu, nhân tố văn hóa và cơ cấu tổ chức không có ý nghĩa về 
mặt thống kê, các nhân tố trong mô hình chỉ giải thích được 72% chất lượng thông tin KTQT 
trong các doanh nghiệp chế biến thủy sản. Như vậy, vẫn còn các nhân tố khác không được 
nghiên cứu tác động đến 28% mà các nghiên cứu tiếp theo có thể phát triển. Phạm vi của 
nghiên cứu chỉ là các doanh nghiệp chế biến thủy sản trên địa bàn tỉnh Tiền Giang và Trà 
Vinh với 208 quan sát. Các nghiên cứu tiếp theo có thể tăng kích thước mẫu hoặc mở rộng 
phạm vi nghiên cứu cho các doanh nghiệp chế biến thủy sản trong cả nước.‡ 
------------------------------ 
Tài liệu tham khảo 
A.A. Atkinson, Thorne and Hilton (2012). Management Accounting: information for creating and managing 
value 5th edition. McGraw-Hill Irwin. 
Arens A., Best P., Shailer G., Fiedler B., Elder R. and Beasley M. (2010). Auditing, assurance services and 
ethics in Australia: an integrated approach. Pearson Education Australia. 
Cho J., I. Park and Michel J. W. (2011). How does leadership affect information systems success? The role of 
transformational leadership. Informational Management, Vol. 48 (7): 270-277. 
Đào Thúy Hà (2015). Hoàn thiện KTQT chi phí trong các doanh nghiệp sản xuất thép ở Việt Nam. Luận án tiến 
sĩ, ĐH Kinh Tế Quốc Dân, Hà Nội. 
Hassan S., Jati M. K. K and Lazan A. M. (2012). Transformational leadership and the use of management 
accounting information system in airlines industry. The proceeding 2012 of IEEE Symposium, Humanities, 
Science and Management Research, IEEE Kualalumpua Malaysia. 
L. Smith, Th. Hellen and Hilton R. W. (2009). Management Accounting: Information for creating and managing 
value 5th edition. McGraw-Hill Irwin. 
Lê Thị Minh Huệ (2016). Hoàn thiện hệ thống KTQT chi phí trong các doanh nghiệp mía đường trên địa bàn 
tỉnh Thanh Hóa. Luận án tiến sĩ, Học viện Tài chính, Hà Nội. 
n trÞ - Kinh nghiÖm quèc tÕ vµ thùc tr¹ng ë ViÖt Nam 
 206 
Nguyễn Văn Hải và Vũ Mạnh Chiến (2018). Các nhân tố tổ chức tác động tới chất lượng thông tin KTQT chi phí 
trong các doanh nghiệp da giầy Việt Nam. Kỷ yếu hội thảo quốc gia: Nghiên cứu và đào tạo kế toán, kiểm toán, 
trang 183-200. Trường ĐH công nghiệp Hà Nội. 
Salehi M., Rostami V. And Mogadam A. (2010). Usefulness of accounting information system in emerging 
economy: Empirical evidence of Iran. International Journal of Economics and Finance, 2(2): 186-195. 
Stair, R. M. and Reynolds, G. W. (2011). Principles of Information Systems 10th edition. Course Technology, 
USA. 
Syler R. A. (2003). Exploring the fit of organizational culture traits and information technology infrastructure 
flexibility: A partial least squares latent variable modeling approach. 
William Jr. M., Glover S. And Prawitt D. (2016). Auditing and assurance services: A systematic approach. 
McGraw-Hill Education. 
Trần Ngọc Hùng (2017). Giải pháp nâng cao chất lượng thông tin KTQT trong các doanh nghiệp Việt Nam. Kỷ 
yếu hội thảo khoa học: Kế toán-kiểm toán và kinh tế Việt Nam với cuộc cách mạng công nghiệp 4.0, trang 453-
462. Trường ĐH Quy Nhơn. 
------------------------------