Nhân tố ảnh hưởng tính hữu hiệu của hệ thống kiểm soát nội bộ doanh nghiệp phi tài chính tại thành phố Hồ Chí Minh

trol environment (CE), risk assessment (RA),
control activities (CA), information and communication (IC) and monitor-
ing (M) have a positive impact on the effectiveness of internal control
system with squared adjusted coefficient R2 = 0.575. 
Keywords: Internal control systems, Effectiveness, Firm Performance,
Enterprises.
PGS.TS. Hà Xuân Thạch*
Ths. Nguyễn Thị Mai Sang**
Nhân tố ảnh hưởng tính hữu hiệu 
của hệ thống kiểm soát nội bộ 
doanh nghiệp phi tài chính tại TP. HCM
* Khoa Kế Toán - Trường Đại học Kinh tế TP.HCM
** Nghiên cứu sinh Kế toán - Trường Đại học Kinh tế TP.HCM
Nhận: 20/6/2020
Biên tập: 01/7/2020 
Duyệt đăng: 11/7/2020
thuyết nền như lý thuyết uỷ nhiệm,
lý thuyết các bên có liên quan, lý
thuyết các cơ sở nguồn lực và
nhận diện kế thừa các nhân tố từ
nghiên cứu trước có liên quan, từ
đó thiết lập các giả thuyết nghiên
cứu và xây dựng mô hình nghiên
cứu. Tiến hành nghiên cứu sơ bộ
nhằm điều chỉnh thang đo theo
COSO 2016, vì các thang đo kế
thừa trong mô hình được thiết kế
theo COSO 2013.
Phương pháp chọn mẫu và thu
thập dữ liệu
Tác giả sử dụng phương pháp
chọn mẫu phi xác suất như kỹ
thuật chọn mẫu thuận tiện, bởi vì
trong nghiên cứu này, tác giả
không thể xác định khung mẫu
tổng số DN phi tài chính tại
TP.HCM. Cách này thường vận
dụng cho các nghiên cứu sơ bộ, dễ
dàng tiếp cận các đối tượng khảo
sát là các cá nhân ở các vị trí quan
trọng của DN thông qua người
quen, bạn bè, đồng nghiệp, các học
viên lớp cao học tại các trường mà
tác giả tham gia giảng dạy.
Kích thước mẫu: Nghiên cứu sơ
bộ tối thiểu là 100. Nghiên cứu
chính thức theo Bollen (1989) phải
có tối thiểu 5 quan sát trên mỗi
thông số ước lượng (tỷ lệ 5:1),
trong nghiên cứu này có 36 biến
quan sát nên cần cỡ mẫu tối thiểu
là 180.
Đối tượng nghiên cứu
Là các DNPTC ở TP.HCM,
thông qua các cá nhân được khảo
sát như giám đốc, phó giám đốc,
giám đốc tài chính, kế toán
trưởng, trưởng phòng, nhân viên
kế toán là những người am hiểu,
quan tâm và triển khai thực hiện
HTKSNB của DN.
Phương pháp kiểm định 
Dữ liệu thu thập được sau khi
được mã hóa và làm sạch, xử lý
bằng phần mềm SPSS 23 và
Smart_PLS 3.2.7, với các phân tích
sau: thống kê mô tả, kiểm định
thang đo bằng Cronbach’s Alpha,
EFA, đánh giá độ tin cậy của thang
đo (Giá trị hội tụ, Giá trị phân biệt),
phân tích mô hình cấu trúc tuyến
tính (SEM).
3. Giả thuyết và mô hình
nghiên cứu 
Căn cứ vào báo cáo COSO
2016, John Kang’aru Kinyua
(2016), Chen Xiaofang và Nie
Huili (2016), Chunli Liu và các
cộng sự (2017), Thach Ha Xuan và
Phuong Nguyen Thi Lan (2017),
Nguyễn Hoàng Phương Thanh
(2017), Trần Văn Tùng và các cộng
sự (2018), Từ Thanh Hoài và cộng
sự (2019) và các nền tảng lý
thuyết, tác giả đưa ra các giả thuyết
nghiên cứu:
Giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5:
lần lượt là MTKS, ĐGRR, HĐKS,
TT_TT, GS tổ chức tốt sẽ tác động
tích cực đến tính hữu hiệu của
HTKSNB của DN.
Giả thuyết H6: HTKSNB có
tính hữu hiệu tốt sẽ ảnh hưởng
tích cực đến hiệu quả hoạt động
của DN.
Mô hình nghiên cứu ban đầu
(Hình 1).
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Nghiên cứu sơ bộ
Mẫu nghiên cứu sơ bộ là 100:
Tác giả thu thập dữ liệu từ người
quen, bạn bè, đồng nghiệp, các học
viên lớp cao học tại các trường mà
tác giả tham gia giảng dạy, họ đang
làm việc ở các DN phi tài chính tại
TP.HCM. 
Kiểm định thang đo bằng hệ số
tin cậy Cronbach’s Alpha
Kết quả phân tích độ tin cậy
thang đo cho thấy hệ số Cronbach’s
Alpha của tổng thể lớn hơn 0,6, vì
vậy không loại bỏ biến quan sát
nào, các thang đo đều đạt độ tin cậy
cần thiết cho việc kiểm định các giả
thuyết nghiên cứu (Bảng 1). 
Hình 1. Mô hình nghiên cứu đề xuất
Bảng 1: Kết quả hệ số Cronbach’s Alpha
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SPSS 23)
(Nguồn: Tác giả tổng hợp theo COSO 2016)
Tạp chí Kế toán & Kiểm toán số tháng 7/20208
Nghiên cứu trao đổi
Kết quả phân tích nhân tố
khám phá nhân tố EFA
Kết quả EFA của các khái niệm
nghiên cứu: MTKS, ĐGRR,
HĐKS, TT_TT, GS
Thực hiện EFA cho 30 biến
quan sát của 5 biến độc lập: MTKS,
ĐGRR, HĐKS, TT_TT, GS rút
trích thành 5 nhân tố, không có
biến nào có hệ số tải nhân tố nhỏ
hơn 0,4 để bị loại. Hệ số tải nhân tố
của các biến đều > 0,5, nên các
biến này có ý nghĩa thực tiễn. Hệ
số KMO = 0,793 > 0,5 nên EFA
phù hợp với dữ liệu. Thống kê Chi
– Square của Kiểm định Bartlett’s
đạt giá trị 2117,032 với mức ý
nghĩa (Sig. là 0,0000 < 0,05).
Phương sai trích đạt 67,751% lớn
hơn mức độ chấp nhận là 50%, tại
điểm dừng Eigenvalues = 2,121.
Năm nhân tố rút trích ra bao gồm:
- Nhân tố MTKS gồm: 10 biến
quan sát từ MTKS1, MTKS2,
MTKS3, MTKS4, MTKS5,
MTKS6, MTKS7, MTKS8,
MTKS9, MTKS10.
- Nhân tố ĐGRR gồm: 5 biến
quan sát DGRR1, DGRR2,
DGRR3, DGRR4, DGRR5.
- Nhân tố HĐKS gồm: 6 biến
quan sát từ HDKS1, HDKS2,
HDKS3, HDKS4, HDKS5,
HDKS6.
- Nhân tố TT_TT gồm: 5 biến
quan sát từ TT_TT1, TT_TT2,
TT_TT3, TT_TT4, TT_TT5.
- Nhân tố GS gồm: 4 biến quan
sát từ GS1, GS2, GS3, GS4.
Kết quả EFA cho khái niệm tính
hữu hiệu của HTKSNB (HH)
Kết quả EFA của HH có hệ số
KMO = 0,700 > 0,5 nên được chấp
nhận. Thống kê Chi – Square của
Kiểm định Bartlett’s đạt giá trị
99,230 với mức ý nghĩa (Sig. là
0,000 < 0,05). Phương sai trích đạt
72,357% lớn hơn ngưỡng chấp
nhận là 50%, vẫn là ba biến quan
sát từ HH1, HH2, HH3 và có hệ số
tải nhân tố đều lớn 0,4. 
Kết quả EFA cho khái niệm hiệu
quả hoạt động (HQHĐ)
Thực hiện EFA cho khái niệm
hiệu quả hoạt động cho thấy trị số
KMO = 0,745 đạt yêu cầu > 0,5 và
nhỏ hơn 1. Kết quả Kiểm định
Bartlett’s đạt giá trị 175,087 với
mức ý nghĩa (Sig. là 0,000 < 0,05).
Phương sai trích đạt 82,606% lớn
hơn mức độ chấp nhận là 50%, tại
điểm dừng Eigenvalues = 2,478.
Hiệu quả hoạt động vẫn rút trích 3
biến quan sát từ HQHD1, HQHD2,
HQHD3 và có hệ số tải nhân tố đều
lớn 0,4.
Qua kết quả phân tích của mẫu
nghiên cứu sơ bộ, cho kết luận rằng
các nhân tố và thang đo trong mô
hình là chấp nhận, không phát hiện
mới hoặc loại bỏ nhân tố, các thang
đo phù hợp có độ tin cậy để chuyển
sang giai đoạn nghiên cứu chính
thức. Tuy nhiên, trong quá trình
khảo sát mẫu nghiên cứu sơ bộ, tác
giả nhận được một số góp ý từ đối
tượng khảo sát và từ đó điều chỉnh
từ ngữ cho 2 thang đo thuộc nhân
tố ĐGRR được rõ ràng hơn.
4.2. Kết quả nghiên cứu Mẫu
nghiên cứu chính thức: Tác giả
khảo sát chính thức tại các DN phi
tài chính ở TP.HCM từ tháng
8/2019 đến tháng 12/2019 với
khoảng 500 mẫu phát ra, thực tế
thu về 328 bảng, khi phân loại sơ
bộ loại bỏ các bảng đánh cùng mức
trả lời, trả lời không hết câu hỏi
trong bảng. Kết quả còn 281 bảng
của 211 công ty đưa vào nghiên
cứu, trong đó có 70 công ty được 2
bảng khảo sát, chọn 2 bảng ở 2 vị
trí khác nhau là quản lý và kế toán
(Bảng 2).
Bảng 3 cho thấy các đáp viên
đánh giá về 6 khái niệm nghiên
cứu, gồm MTKS, ĐGRR, HĐKS,
TT_TT, GS, HH và HQHĐ, cao
hơn mức ở giữa của thang đo Likert
5 điểm, gần giá trị 4 – đồng ý
nhiều, cho thấy các nhân tố này
được đánh giá tốt. Khái niệm GS
được các đối tượng đánh giá mức
độ thấp nhất với giá trị trung bình
= 2,6032, so với các khái niệm
nghiên cứu khác.
Bảng 2: Thống kê chi tiết về vị trí công việc của mẫu nghiên cứu
chính thức
Bảng 3: Thống kê mô tả các khái niệm nghiên cứu trong nghiên
cứu chính thức
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SPSS 23)
Tạp chí Kế toán & Kiểm toán số tháng 7/2020 9
Nghiên cứu trao đổi
Kiểm tra mô hình đo lường
Đánh giá độ tin cậy và giá trị
thang đo 
Độ tin cậy của các thang đo kết
quả được đánh giá bằng hệ số
Cronbach’s Alpha, CR (độ tin cậy
tổng hợp) và phương sai trích trung
bình AVE. Kết quả bảng trên cho
thấy các khái niệm nghiên cứu
chính thức đều đạt độ tin cậy, các
hệ số này đều > 0,70. Độ tin cậy
tổng hợp (CR) của các thang đo
đều vượt ngưỡng đề xuất 0,70, do
đó các thang đo đều đạt độ nhất
quán nội tại (Bảng 4). 
Kiểm tra giá trị hội tụ của thang
đo
Tiếp tục kiểm tra giá trị hội tụ
(Convergent validity), tác giả tiến
hành xem xét hệ số tải (outer load-
ings) của các biến quan sát và
phương sai trích trung bình (AVE)
của các biến tiềm ẩn. Kết quả cho
thấy, tất cả các biến tiềm ẩn đều có
AVE > 0,50. Do đó, tính hợp lệ giá
trị hội tụ của tất cả cấu trúc được
chấp nhận. 
Kiểm tra giá trị phân biệt của
thang đo
Theo Fornell và Larcker
(1981), tác giả đã so sánh căn bậc
hai của giá trị AVE của biến tiềm
ẩn với các mối tương quan cao
nhất với các biến tiềm ẩn khác. Hệ
số ma trận Fornell – Larcker cho
thấy, các hệ số đều lớn hơn các hệ
số trong cùng 1 cột. Do đó, các
khái niệm thang đo đều đạt độ giá
trị phân biệt.
Tiếp tục kiểm tra hệ số tải chéo
(the cross loadings) của các biến
quan sát trên biến tiềm ẩn mà nó đo
lường lớn hơn nhiều so với tất cả
các hệ số tải của nó trên các biến
tiềm ẩn khác. Do đó, hệ số tải chéo
được chấp nhận.
Kết quả phân tích ở bảng hệ số
Heterotrait- Monotrait Ratio
(HTMT) cho thấy tính hợp lệ của
giá trị phân biệt được thiết lập
trên cơ sở tỷ lệ tương quan giữa
hệ số HTMT, các giá trị của các
biến tiềm ẩn đều thấp hơn 0,85,
do đó hệ số HTMT đạt được giá
trị phân biệt.
Đánh giá độ phù hợp của mô
hình với dữ liệu 
Để đánh giá độ phù hợp của mô
hình với dữ liệu thì Henseler và
cộng sự (2016) đã đề xuất các hệ số
bao gồm: hệ số SRMR (Standard-
ized root mean square residual) với
ngưỡng 0,08; hệ số RMStheta với
ngưỡng 0,12. Kết quả phân tích
như sau: 
- Hệ số SRMR = 0,066 < 0,08 
- Hệ số RMStheta = 0,12 trong
ngưỡng 0,12 qui định.
Các kết quả của quá trình phân
tích dữ liệu nghiên cứu, khẳng định
thang đo đảm bảo giá trị, giá trị
phân biệt, giá trị hội tụ, đảm bảo độ
tin cậy và mô hình phù hợp cao với
dữ liệu thu thập. 
Kiểm tra mô hình cấu trúc
Đánh giá hiện tượng đa cộng
tuyến
Tác giả phân nhóm mô hình cấu
trúc thành 2 mô hình nhỏ như sau:
Mô hình 1: Biến phụ thuộc Tính
hữu hiệu của HTKSNB; các biến
độc lập gồm: MTKS, ĐGRR,
HĐKS, TT_TT và GS. Mô hình 2:
Biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt
động và biến độc lập là HH. Kết
quả cho thấy, mô hình 1 và 2 hoàn
toàn không xảy ra hiện tượng đa
cộng tuyến do các biến độc lập đều
có hệ số VIF < 2.
Đánh giá mức độ hệ số xác định
R2
Kết quả kiểm định mô hình cấu
trúc quan sát Hình 2.
Kết quả (Hình 2) cho thấy hệ số
xác định của khái niệm MTKS,
ĐGRR, HĐKS, TT_TT và GS có
Bảng 4: Kết quả hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha và CR (độ tin cậy
tổng hợp)
Hình 2: Kết quả mô hình cấu trúc
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SmartPLS3.2.7)
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SmartPLS3.2.7)
Tạp chí Kế toán & Kiểm toán số tháng 7/202010
Nghiên cứu trao đổi
R2 hiệu chỉnh là 0,575 (hay 57,5%)
thể hiện khả năng dự báo của mô
hình là trung bình, các nhân tố độc
lập giải thích được 57,5% tính hữu
hiệu của HTKSNB. Với hệ số R2
hiệu chỉnh của khái niệm HQHĐ là
0,278 (hay 27,8%) cao hơn ngưỡng
chấp nhận ở mức 0,19 thể hiện khả
năng dự báo của mô hình là phù
hợp trên cơ sở mẫu so với tổng thể.
Giá trị ảnh hưởng ước lượng của
các biến trong giả thuyết nghiên
cứu nằm trong khoảng 0,161 –
0,530, với p < 0,05. Các biến trong
mô hình đều có ý nghĩa thống kê,
các giả thuyết từ H1 đến H6 đều
được chấp nhận.
4.3. Bàn luận kết quả nghiên
cứu
Kết quả phân tích định lượng
cho thấy, các nhân tố MTKS,
ĐGRR, HĐKS, TT_TT và GS có
tác động tích cực đến tính hữu hiệu
của HTKSNB trong các DN phi tài
chính ở TP.HCM. Kết quả này phù
hợp với kết quả của Chen Xiaofang
và Nie Huili (2016), Chunli Liu và
các cộng sự (2017), Thach Ha
Xuan và Phuong, Nguyen Thi Lan
(2018)... (Bảng 5).
Kết quả phân tích định lượng
cho thấy, tính hữu hiệu của HTK-
SNB có ảnh hưởng tích cực đến
hiệu quả hoạt động với hệ số
đường dẫn là 0,530. Kết quả này
phù hợp với các nghiên cứu John
Kang’aru Kinyua (2016), Đặng
Thúy Anh (2017), Từ Thanh Hoài
và cộng sự (2019)
Tuy nhiên, trong nghiên cứu
này, khác với các nghiên trước,
ngoài việc giúp nhà quản trị thấy rõ
từng thành phần KSNB tác động
trực tiếp đến tính hữu hiệu HTK-
SNB, qua đó còn cho thấy mức độ
tác động gián tiếp từng thành phần
KSNB và cả tính hữu hiệu của
HTKSNB đến kết quả hoạt động tại
DN một cách cụ thể.
5. Kết luận và hàm ý
Tác giả đã giải quyết được hai
mục tiêu nghiên cứu gồm: Có tác
động tích cực giữa các thành phần
KSNB đến tính hữu hiệu của HTK-
SNB, từ đó có ảnh hưởng tích cực
của từng thành phần, của tính hữu
hiệu HTKSNB (biến trung gian)
đến hiệu quả hoạt động tại các DN
phi tài chính ở TP.HCM.
Kết quả cho thấy MTKS,
ĐGRR, HĐKS có tác động trực
tiếp tăng tính hữu hiệu HTKSNB
và ảnh hưởng lớn đến hiệu quả hoạt
động của DN. Nhân tố còn lại
TT_TT tác động cũng tương đối
lớn, còn GS tác động thấp nhất. Từ
đó cho thấy các DN phi tài chính ở
TP.HCM chưa quan tâm đúng mức
đến công tác GS để tăng tính hữu
hiệu HTKSNB, nên nhân tố này tác
động yếu nhất đến hiệu quả hoạt
động của DN. Thiết nghĩ, các DN
cần cải thiện thêm nhân tố này. 
Tài liệu tham khảo
1. Chen Xiaofang, Nie Huili, 2016. Re-
search on the Internal Control of Small and
Medium Manufacturing Enterprises under
Comprehensive Risk Management, Proceed-
ings of the 8th International Conference on
Innovation & Management, Pp.680 – 684.
2. Chunli Liu, Bin Lin và Wei Shu
(2017), Employee quality, monitoring envi-
ronment and internal control, China Journal
of Accounting Research 10, Pp. 51–70.
3. Longzhu Jiang, 2017. A Study on Im-
pact of Internal Control on Accounting In-
formation Quality and Their Relationships.
Revista de la Facultad de Ingeniería U.C.V.,
Vol. 32, No.11, Pp.534-540.
4. Thach, Ha Xuan and Phuong, Nguyen
Thi Lan (2018), The Influence of Internal
Control System on the Effectiveness of Risk
Management in Tourism Companies of
Khanh Hoa Province, International Re-
search Journal of Finance and Economics
ISSN 1450-2887 Issue 163.
5. Đặng Thúy Anh, 2017. Nghiên cứu
KSNB trong các DN xây dựng niêm yết trên
thị trường chứng khoán Việt Nam. Luận án
Tiến sĩ. Trường Đại học Kinh tế Quốc dân.
6. Nguyễn Hoàng Phương Thanh, 2017.
KSNB theo COSO 2013 và mối quan hệ với
HQHĐ của các DN. Tạp chí Kế toán &
Kiểm toán tháng 5/2017, Trang 51 – 58.
7. Nguyễn Thị Thủy và Nguyễn Tuấn,
2017. Đo lường mức độ ảnh hưởng các
nhân tố đến tính hữu hiệu của HTKSNB tại
các DN chế biến thủy sản tỉnh Khánh Hòa,
Tạp chí Kế toán & Kiểm toán, Số tháng
4/2017, Pp. 44 – 49.
8. Hà Xuân Thạch và Nguyễn Thị Mai
Sang, 2016. Nghiên cứu về ảnh hưởng của
các nhân tố thuộc HTKSNB đến chất lượng
kiểm soát rủi ro trong các công ty xây dựng
tại TP.HCM. Hội nghị quốc tế về kế toán và
tài chính 2016, Trang 132 – 144. 
9. Từ Thanh Hoài và Nguyễn Phong
Nguyên, 2019. Trách nhiệm xã hội DN: Vai
trò điều tiết hoạt động KSNB ở các DN tại
VN. Tạp chí nghiên cứu kinh tế và kinh
doanh Châu Á (JABES), Số 30 (7), Trang 21
– 42..
Bảng 5: Kết quả tác động trực tiếp và gián tiếp của các khái niệm NC
(Nguồn: Tổng hợp của tác giả)
Tạp chí Kế toán & Kiểm toán số tháng 7/2020 11
Nghiên cứu trao đổi