Các nhân tố ảnh hưởng đến việc vận dụng kế toán quản trị chiến lược trong các doanh nghiệp Việt Nam
Tóm tắt
Mục đích chính của bài viết là đánh giá ảnh hưởng của các nhân tố đặc điểm doanh nghiệp, cơ cấu
tổ chức, chiến lược kinh doanh, định hướng thị trường và kỹ thuật công nghệ thông tin đến việc áp
dụng kế toán quản trị chiến lược (Strategic Management Accounting – SMA) tại các doanh nghiệp
(DN) Việt Nam. Dữ liệu khảo sát được thu thập từ 311 DN, phân bổ ở nhiều địa phương và hoạt
động trong các lĩnh vực kinh doanh khác nhau. Kết quả nghiên cứu cho thấy các nhân tố được khảo
sát đều ảnh hưởng đến mức độ áp dụng SMA, nhưng các kỹ thuật SMA cụ thể bị ảnh hưởng là khác
nhau. Cơ cấu tổ chức, chiến lược kinh doanh và định hướng thị trường ảnh hưởng đến việc áp dụng
các kỹ thuật SMA định hướng ra thị trường. Trong khi đó, các nhân tố đặc điểm DN, cơ cấu tổ chức,
định hướng thị trường, kỹ thuật công nghệ thông tin ảnh hưởng đến việc áp dụng các kỹ thuật SMA
hướng tới chi phí và đánh giá hiệu quả hoạt động. Mặt khác, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy, dù
số lượng DN áp dụng đầy đủ nội dung của các kỹ thuật SMA chưa cao, nhưng các DN Việt Nam đã
quan tâm và có sử dụng kế toán như công cụ để cung cấp thông tin định hướng chiến lược.
Trang 1
Trang 2
Trang 3
Trang 4
Trang 5
Trang 6
Trang 7
Trang 8
Trang 9
Trang 10
Tải về để xem bản đầy đủ
Tóm tắt nội dung tài liệu: Các nhân tố ảnh hưởng đến việc vận dụng kế toán quản trị chiến lược trong các doanh nghiệp Việt Nam
T, DG_CL, PT_SL (5 biến) Mức độ vận dụng SMA – Định hướng thị trường 7 SMA_2 CP_MTIEU, CP_TTINH, BCS, BENCH, CP_CHLUONG (5 biến) Mức độ vận dụng SMA – Định hướng chi phí và đánh giá hoạt động 4.2.3. Phân tích hồi quy tuyến tính Do mức độ vận dụng SMA được tách thành 2 thang đo mới nên: + Các giả thuyết từ H1 đến H5 được xem xét riêng cho từng nhóm kỹ thuật SMA, cụ thể: Giả thuyết H1a: Đặc điểm DN có tác động tỷ lệ thuận với việc áp dụng SMA - Định hướng thị trường; Giả thuyết H1b: Đặc điểm DN có tác động tỷ lệ thuận với việc áp dụng SMA - Định hướng chi phí và đánh giá hoạt động. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 59, 10/2020 20 SMA - Định hướng thị trường; Giả thuyết H4b: Mức độ định hướng thị trường có tác động tỷ lệ thuận với việc áp dụng SMA - Định hướng chi phí và đánh giá hoạt động. Giả thuyết H5a: Kỹ thuật công nghệ thông tin có tác động tỷ lệ thuận với việc áp dụng SMA - Định hướng thị trường; Giả thuyết H5b: Kỹ thuật công nghệ thông tin có tác động tỷ lệ thuận với việc áp dụng SMA - Định hướng chi phí và đánh giá hoạt động. + Mô hình nghiên cứu dự kiến ban đầu (Mô hình 1) được thay bằng 02 mô hình hồi quy: Giả thuyết H2a: Cơ cấu tổ chức có tác động tỷ lệ thuận với việc áp dụng SMA - Định hướng thị trường; Giả thuyết H2b: Cơ cấu tổ chức có tác động tỷ lệ thuận với việc áp dụng SMA - Định hướng chi phí và đánh giá hoạt động. Giả thuyết H3a: Chiến lược kinh doanh có tác động tỷ lệ thuận với việc áp dụng SMA - Định hướng thị trường; Giả thuyết H3b: Chiến lược kinh doanh có tác động tỷ lệ thuận với việc áp dụng SMA - Định hướng chi phí và đánh giá hoạt động. Giả thuyết H4a: Mức độ định hướng thị trường có tác động tỷ lệ thuận với việc áp dụng SMA_1 = β 0 + β1 ĐĐDN + β2 CCTC + β3 CLKD + β4 ĐHTT + β5 KTCN + ε (Mô hình 2a) SMA_2 = β 0 + β1 ĐĐDN + β2 CCTC + β3 CLKD + β4 ĐHTT + β5 KTCN + ε (Mô hình 2b) Trong đó: SMA_1: Mức độ vận dụng các kỹ thuật SMA_1; SMA_2: Mức độ vận dụng các kỹ thuật SMA_2; ĐĐDN: Đặc điểm DN ; CCTC: Cơ cấu tổ chức; CLKD: Chiến lược kinh doanh; ĐHTT: Định hướng thị trường; KTCN: Kỹ thuật công nghệ thông tin. 4.2.3.1. Kiểm định Mô hình hồi quy 2a Thực hiện phân tích hồi quy Mô hình 2a, giá trị phân tích hồi quy hầu hết đều đạt yêu cầu, riêng Sig kiểm định t hệ số hồi quy của biến CN = 0.214 > 0.05 và biến ĐĐDN = 0.088 > 0.05 nên phải loại ra khỏi mô hình. Loại hai biến CN và ĐĐDN ra khỏi mô hình, kết quả phân tích hồi quy như sau (Bảng 6): (i) Giá trị R2 hiệu chỉnh = 0.295: Biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh hưởng 29.5% sự thay đổi của biến phụ thuộc, còn lại 70.5% là do các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên; (ii) Hệ số Durbin- Watson = 1.812: Không có hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất xảy ra; (iii) Sig kiểm định F = 0.00 < 0.05: Mô hình hồi quy tuyến tính phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được; (iv) Sig kiểm định t hệ số hồi quy của các biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05: Các biến độc lập đều có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc, không có biến nào bị loại khỏi mô hình; (v) Tất cả giá trị sig mối tương quan hạng giữa ABSRES với các biến độc lập đều lớn hơn 0.05: Phương sai phần dư là đồng nhất, giả định phương sai không đổi không bị vi phạm; (vi) Các hệ số hồi quy đều lớn hơn 0: Các biến độc lập đưa vào phân tích hồi quy đều tác động cùng chiều tới biến phụ thuộc. Dựa vào độ lớn của hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta, thứ tự tác động từ mạnh nhất tới yếu nhất của các biến độc lập đến biến phụ thuộc SMA_1 là: CLKD (0.249) > ĐHTT (0.214) > CCTC (0.199). Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 59, 10/2020 21 Bảng 6. Kết quả phân tích hồi quy Mô hình 2a sau khi loại bỏ biến CN và biến DDDN Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 .543a .295 .288 .65135 1.812 a. Predictors: (Constant), CLKD, CCTC, ĐHTT b. Dependent Variable: SMA1 ANOVAa Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 54.582 3 18.194 42.884 .000b Residual 130.248 307 .424 Total 184.829 310 a. Dependent Variable: SMA1 b. Predictors: (Constant), CLKD, CCTC, ĐHTT Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. 95.0% Confidence Interval for B Collinearity Statistics B Std. Error Beta Lower Bound Upper Bound Tolerance VIF 1 (Constant) .560 .231 .214 2.418 .016 .104 1.015 DHTT .260 .074 .199 3.514 .001 .114 .405 .620 1.613 CCTC .223 .066 .249 3.400 .001 .094 .352 .667 1.499 CLKD .277 .065 4.285 .000 .150 .404 .678 1.475 Correlations ABSRES ĐHTT CCTC CLKD Spearman’s rho ABSRES Correlation Coefficient 1.000 .005 .071 -.105 Sig. (2-tailed) . .934 .209 .064 N 311 311 311 311 ĐHTT Correlation Coefficient .005 1.000 .536** .477** Sig. (2-tailed) .934 . .000 .000 N 311 311 311 311 CCTC Correlation Coefficient .071 .536** 1.000 .437** Sig. (2-tailed) .209 .000 . .000 N 311 311 311 311 CLKD Correlation Coefficient -.105 .477** .437** 1.000 Sig. (2-tailed) .064 .000 .000 . N 311 311 311 311 **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 59, 10/2020 22 t hệ số hồi quy của các biến độc lập đều nhỏ ≤ 0.05: Các biến độc lập đều có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc, không có biến nào bị loại khỏi mô hình; (v) Tất cả giá trị sig mối tương quan hạng giữa ABSRES với các biến độc lập đều lớn hơn 0.05: Phương sai phần dư là đồng nhất, giả định phương sai không đổi không bị vi phạm; (vi) Các hệ số hồi quy đều lớn hơn 0: Các biến độc lập đưa vào phân tích hồi quy đều tác động cùng chiều tới biến phụ thuộc. Dựa vào độ lớn của hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta, thứ tự tác động từ mạnh nhất tới yếu nhất của các biến độc lập đến biến phụ thuộc SMA_2 là: CN (0.267) > DDDN (0.220) > CCTC (0.182)> DHTT (0.161). Với 5 giả thuyết từ H1b đến H5b, có 4 giả thuyết được chấp nhận H1b, H2b, H4b, H5b tương ứng: Đặc điểm DN, Cơ cấu tổ chức, Định hướng thị trường, Kỹ thuật công nghệ thông tin có ảnh hưởng đến mức độ vận dụng các kỹ thuật SMA- Định hướng chi phí và đánh giá hoạt động. Giả thuyết H3b phải loại ra khỏi mô hình hồi quy vì giá trị Sig tương quan Spearman giữa phần dư chuẩn hóa với nhân tố Chiến lược kinh doanh nhỏ hơn 0.05, nếu để lại sẽ làm kết quả của phương trình hồi quy không chính xác, dẫn đến lệch kết quả so với thực tế. Phương trình hồi quy chuẩn hóa: SMA_2 = 0.22*DDDN + 0.182*CCTC + 0.161*DHTT + 0.267*CN. Với 5 giả thuyết từ H1a đến H5a, có 3 giả thuyết được chấp nhận H2a, H3a, H4a, tương ứng: Cơ cấu tổ chức, Chiến lược kinh doanh và Định hướng thị trường có ảnh hưởng đến mức độ vận dụng các kỹ thuật SMA- định hướng thị trường. Giả thuyết H1a và H5a bị bác bỏ, nhân tố Đặc điểm doanh nghiệp và Kỹ thuật công nghệ thông tin không có ý nghĩa trong mô hình hồi quy. Phương trình hồi quy chuẩn hóa: SMA_1 = 0.199*CCTC + 0.249*CLKD + 0.214*ĐHTT. 4.2.3.2. Kiểm định Mô hình hồi quy 2b Thực hiện phân tích hồi quy Mô hình 2b, giá trị phân tích hồi quy cho kết quả đạt yêu cầu, tuy nhiên, giá trị sig mối tương quan hạng giữa ABSRES với biến CLKD = 0.047 < 0.05: giả định phương sai không đổi bị vi phạm nên phải loại ra khỏi mô hình. Loại biến CLKD ra khỏi mô hình, kết quả phân tích hồi quy như sau (Bảng 7): (i) Giá trị R2 hiệu chỉnh = 0.423: Biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh hưởng 42.3% sự thay đổi của biến phụ thuộc, còn lại 57.7% là do các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên; (ii) Hệ số Durbin-Watson = 2.026: Không có hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất xảy ra; (iii) Sig kiểm định F = 0.00 < 0.05: Mô hình hồi quy tuyến tính phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được; (iv) Sig kiểm định Bảng 7. Kết quả phân tích hồi quy Mô hình 2b sau khi loại bỏ biến CLKD Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 .656a .431 .423 .57480 2.026 a. Predictors: (Constant), DDDN, DHTT, CCTC, CN b. Dependent Variable: SMA2 ANOVAa Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 76.544 4 19.136 57.919 .000b Residual 101.101 306 .330 Total 177.646 310 a. Dependent Variable: SMA2 b. Predictors: (Constant), DDDN, DHTT, CCTC, CN Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 59, 10/2020 23 Cơ cấu tổ chức và Định hướng thị trường có ảnh hưởng tích cực đến mức độ áp dụng của tất cả các kỹ thuật SMA được khảo sát. Trong khi đó, nhân tố Chiến lược kinh doanh chưa chứng minh được là có ảnh hưởng đến mức độ áp của các kỹ thuật SMA nhằm cung cấp thông tin chi phí và phân tích hiệu quả hoạt động, nhưng lại có ảnh hưởng mạnh nhất đối với việc áp dụng các kỹ thuật SMA hướng ra thị trường. Tương tự như vậy, nhân tố Đặc điểm doanh nghiệp và nhân tố Kỹ thuật công nghệ chưa thể hiện có ảnh hưởng đến mức độ áp dụng của các kỹ thuật SMA hướng ra thị trường, nhưng hai nhân tố này có ảnh hưởng rất mạnh đến việc áp dụng các kỹ thuật SMA hướng đến chi phí và phân tích hiệu quả hoạt động. 5. Kết luận Mặc dù số lượng doanh nghiệp áp dụng hoàn toàn kỹ thuật SMA còn hạn chế, nhưng đa số các kỹ thuật SMA đều được áp dụng bình quân trên 50% nội dung như mô tả. Các doanh nghiệp đã hướng tới việc áp dụng kế toán quản trị như là một công cụ để cung cấp thông tin phục vụ cho việc đưa ra các quyết định chiến lược của công ty. Các nhân tố Đặc điểm doanh nghiệp, Cơ cấu tổ chức, Chiến lược kinh doanh, Định hướng thị trường, Kỹ thuật công nghệ thông tin có ảnh hưởng đến mức độ áp dụng kỹ thuật SMA tại các doanh nghiệp Việt Nam nói chung, tuy nhiên có thay đổi giữa các nhóm kỹ thuật khác nhau. Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. 95.0% Confidence Interval for B Collinearity Statistics B Std. Error Beta Lower Bound Upper Bound Tolerance VIF 1 (Constant) .310 .203 1.527 .128 -.089 .709 DHTT .192 .067 .161 2.853 .005 .060 .324 .582 1.719 CN .280 .062 .267 4.531 .000 .159 .402 .537 1.863 CCTC .199 .062 .182 3.207 .001 .077 .321 .580 1.724 DDDN .170 .039 .220 4.389 .000 .094 .246 .737 1.356 a. Dependent Variable: SMA2 Correlations ABSRES DHTT CN CCTC DDDN Spearman’s rho ABSRES Correlation Coefficient 1.000 -.063 -.009 -.014 .026 Sig. (2-tailed) . .268 .879 .808 .653 N 311 311 311 311 311 DHTT Correlation Coefficient -.063 1.000 .582** .536** .366** Sig. (2-tailed) .268 . .000 .000 .000 N 311 311 311 311 311 CN Correlation Coefficient -.009 .582** 1.000 .584** .443** Sig. (2-tailed) .879 .000 . .000 .000 N 311 311 311 311 311 CCTC Correlation Coefficient -.014 .536** .584** 1.000 .482** Sig. (2-tailed) .808 .000 .000 . .000 N 311 311 311 311 311 DDDN Correlation Coefficient .026 .366** .443** .482** 1.000 Sig. (2-tailed) .653 .000 .000 .000 . N 311 311 311 311 311 **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 59, 10/2020 24 Tài liệu tham khảo Narver, J. C., and Slater, S. F. (1990). The Effect of a Market Orientation on Business Profitability. Journal of Marketing, 54(4), 20. doi:10.2307/1251757 Isa, C. R., and Foong, S.-Y. (2005). Adoption of advanced manufacturing technology (AMT) and management accounting practices: the case of manufacturing firms in Malaysia. World Review of Science, Technology and Sustainable Development, 2(1), 35. doi:10.1504/wrstsd.2005.006726 Cadez, S. (2006). A Cross-Industry Comparison Of Strategic Management Accounting Practices: An Exploratory Study. Economic and business review for Central and South-Eastern Europe, 8 (3), 279- 298. Cadez, S., and Guilding, C. (2008). An exploratory investigation of an integrated contingency model of strategic management accounting. Accounting, Organizations and Society, 33(7-8), 836–863. doi:10.1016/j.aos.2008.01.003lơ. Rosli, M. H., Said, J., and Mohd, F. (2014). Factors that influence the use of Strategic Management Accounting (SMA) in Malaysian Government-Linked companies (GLCs). Malaysian Accounting Review, 13(2), 23-46. Available at: Pavlatos, O. (2015). An empirical investigation of strategic management accounting in hotels. International Journal of Contemporary Hospitality Management, 27(5), 756–767. doi:10.1108/ijchm-12-2013-0582. Kalkhouran, A. A. N., Rasid, S. Z. A., Sofian, S., and Nedaei, B. H. N. (2015). A Conceptual Framework for Assessing the Use of Strategic Management Accounting in Small and Medium Enterprises. Global Business and Organizational Excellence, 35(1), 45–54. doi:10.1002/joe.21644. Cinquini, L., and Tenucci, A. (2010). Strategic management accounting and business strategy: A loose coupling?. Journal of Accounting & Organizational Change, 6(2), 228-259. doi:10.1108/18325911011048772. Gordon, L. A., and Narayanan, V. K. (1984). Management accounting systems, perceived environmental uncertainty and organization structure: An empirical investigation. Accounting, Organizations and Society, 9(1), 33–47. doi:10.1016/0361-3682(84)90028-x. Guilding, C., Cravens, K.S., and Tayles, M. (2000). An International Comparison Of Strategic Manangement Accounting Practices. Management Accounting Research, 11, 113 – 135. doi: 10.1006/mare.1999.0120. Guilding, C., and McManus, L. (2002). The incidence, perceived merit and antecedents of customer accounting: an exploratory note. Accounting, Organizations and Society, 27(1-2), 45–59. doi:10.1016/ s0361-3682(01)00030-7. Langfield‐Smith, K. (2008). Strategic management accounting: how far have we come in 25 years? Accounting, Auditing & Accountability Journal, 21(2), 204–228. doi:10.1108/09513570810854400 Lord, B. R. (1996). Strategic Management Accounting: The Emperor’s New Clothes? Management Accounting Research, 7(3), 347–366. doi:10.1006/mare.1996.0020. Ojra, J. (2014). Strategic Management Accounting Practices in Palestinian Companies: Application of Contingency Theory Perspective. PhD Thesis, University of East Anglia. Available at: https://core. ac.uk/download/pdf/29107927.pdf. Otley, D. (2016). The contingency theory of management accounting and control: 1980–2014. Management Accounting Research, 31, 45–62. doi:10.1016/j.mar.2016.02.001. Roslender, R., and Hart, S. J. (2003). In search of strategic management accounting: theoretical and field study perspectives. Management Accounting Research, 14(3): 255–279. doi:10.1016/s1044- 5005(03)00048-9. Thủ tướng Chính phủ. (2018). Quyết định số 27/2018/QĐ-Ttg Quyết định Ban hành Hệ thống ngành kinh tế Việt Nam. Available at: Viện Nghiên cứu quản lý kinh tế Trung ương, Bộ Kế hoạch và Đầu tư, Đại học Unu-Wider, Viện Khoa học Lao động và Xã hội. (2016). Báo cáo đặc điểm môi trường kinh doanh Việt Nam: Kết quả điều tra doanh nghiệp nhỏ và vừa năm 2015. Available at: https://www.wider.unu.edu/sites/default/files/ SME2015-report-Vietnamese.pdf.
File đính kèm:
- cac_nhan_to_anh_huong_den_viec_van_dung_ke_toan_quan_tri_chi.pdf