Đồ Thị Phân Tán Giữa Giá Trị Dự Đoán Và Phần Dư Từ Hồi Quy 73487

Model

Unstandardized Coefficients		Standardized Coefficients	Sig.	VIF
B	Std. Error
CV	0,081	0,036	0,106	0,024	1,083
R bình phương chưa chuẩn hóa: 0,536
R bình phương đã chuẩn hóa: 0,524
P(Anova): 0,000
Durbin – Watson: 1,902

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 174 trang tài liệu này.

(Nguồn: Xử lý khảo sát SPSS 20.0 của tác giả)

Kết quả phân tích hồi quy lần 1 cho thấy chưa có mối liên hệ rõ ràng giữa nhân tố TN và nhân tố phụ thuộc DD (Sig. là 0,205 > 0,05). Nhìn vào số liệu thống kê từ mẫu khảo sát, số lượng kế toán có tôn giáo hoặc tín ngưỡng chỉ chiếm 12,6% trong tổng số lượng đối tượng khảo sát, đồng nghĩa với việc 87,4% kế toán còn lại không có tôn giáo hoặc tín ngưỡng. Đây cũng chính là lý do lý giải cho việc nhân tố TN chưa có mối liên hệ rõ ràng với nhân tố phụ thuộc DD. Tác giả tiến hành loại nhân tố TN ra khỏi mô hình và chạy lại phân tích hồi quy lần 2.

4.7.2. Phân tích hồi quy đa biến lần 2

Bảng 4.37: Phân tích hồi quy đa biến lần 2

Model

Unstandardized Coefficients		Standardized Coefficients	Sig.	VIF
B	Std. Error		Sig.	VIF
(Constant)	0,278	0,233		0,234
MN	0,183	0,039	0,225	0,000	1,176
HV	0,189	0,036	0,246	0,000	1,101
PL	0,352	0,047	0,364	0,000	1,183
LV	0,218	0,038	0,277	0,000	1,166
CV	0,078	0,036	0,102	0,029	1,079
R bình phương chưa chuẩn hóa: 0,533

Model

Unstandardized Coefficients		Standardized Coefficients	Sig.	VIF
B	Std. Error
R bình phương đã chuẩn hóa: 0,523
P(Anova): 0,000
Durbin – Watson: 1,873

(Nguồn: Xử lý khảo sát SPSS 20.0 của tác giả)

4.7.3. Giả định tự tương quan

Kết quả phân tích hồi quy trên bảng 4.30 cho thấy 3 > hệ số Durbin – Watson = 1,873> 1, vì thế có thể kết luận không có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư. Nghĩa là, giả định này không vi phạm.

4.7.4. Giả định phương sai của sai số không đổi

Để kiểm định giả định phương sai của phần dư không đổi, ta sử dụng đồ thị phân tán của giá trị dự báo đã được chuẩn hóa (Std. Predicted value) và phần dư đã được chuẩn hóa (Std. Residual).

Ta có các đồ thị thể hiện độ phân tán của phần dư như sau:

(Nguồn: Xử lý khảo sát SPSS 20.0 của tác giả)

Hình 4.1: Đồ thị phân tán giữa giá trị dự đoán và phần dư từ hồi quy

Hình 4.1 cho thấy các giá trị phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên trong một phạm vi quanh trục 0 (giá trị trung bình của phần dư), nghĩa là phương sai của phần dư không đổi và chứng tỏ rằng không bị vi phạm giả định liên hệ tuyến tính.

4.7.5. Giả định về phân phối chuẩn của phần dư

Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa cho thấy phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (Mean bằng 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev. = 0,989). Do đó, có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư có phân phối chuẩn không bị vi phạm.

(Nguồn: Xử lý khảo sát SPSS 20.0 của tác giả)

Hình 4.2: Phân phối chuẩn của phần dư

4.7.6. Kiểm tra đa cộng tuyến

Đa cộng tuyến là hiện tượng xảy ra khi các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Điều này làm cho hệ số R bình phương và các hệ số hồi quy có sự sai lệch. Việc kiểm tra có đa cộng tuyến trong mô hình hay không được tiến hành bằng cách xem xét hệ số VIF. Ở đây, tất cả các hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2. Như vậy, trong mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến.

4.7.7. Hệ số R bình phương

Hệ số R bình phương giúp đo đạc mức độ phù hợp của mô hình với ý nghĩa là các biến độc lập giải thích được bao nhiêu phần trăm sự biến thiên của biến phụ thuộc. Ở đây hệ số R bình phương hiệu chỉnh ở kết quả phân tích hồi quy bằng 0,523 đạt yêu cầu. Như vậy, các biến độc lập giải thích được 52,3% (>50%) sự biến thiên của biến phụ thuộc DD.

Phương trình hồi quy có dạng:

Y = b + a1 X1+ a2X2+ a3 X3 + a4X4 + a5X5

Trong đó:

- Y: DD

- X1: MN

- X2: HV

- X3: PL

- X4: LV

- X5: CV

Mô hình hồi quy chưa chuẩn hóa: Y = 0,278 + 0,183X1 + 0,189X2 + 0,352X3 + 0,218X4 + 0,078X5

Mô hình hồi quy đã chuẩn hóa: Y = 0,225X1 + 0,246X2 + 0,364X3 + 0,277X4 + 0,102X5

Kết quả phân tích phương sai ANOVA cho sig = 0,000<0,05. Như vậy, mô hình hồi quy đa biến là phù hợp với dữ liệu được khảo sát.

Thông qua mô hình hồi quy ta thấy được nhân tố PL có ảnh hưởng mạnh nhất đến nhân tố phụ thuộc DD với hệ số Beta đã chuẩn hóa là 0,364. Tiếp theo là các nhân tố LV (β = 0,277), HV (β = 0,246), MN (β = 0,225) và cuối cùng là nhân tố CV (β = 0,102).

Như vậy, các giả thuyết H1, H2, H4, H5, H6 được chấp nhận tại mức ý nghĩa 5% (độ tin cậy 95%).

4.8. Bàn luận kết quả nghiên cứu

Sử dụng thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến đạo đức nghề nghiệp kế toán sau khi được kiểm định để đo lường giá trị tác động của các nhân tố này và đạo đức nghề nghiệp kế toán. Kết quả được được phân tích, giải thích như sau:

Mức độ thâm niên

Giả thuyết H1: Mức độ thâm niên có ảnh hưởng cùng chiều đến đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa. Nhân tố “Mức độ thâm niên” có mức ý nghĩa thống kê ở mức 1% (sig. = 0,000), với giá trị β = 0,225> 0, điều này chứng tỏ rằng giả thuyết H1 được chấp nhận. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu “Mức độ thâm niên” của người làm kế toán

càng cao thì đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa càng cao.

Trình độ học vấn

Giả thuyết H2: Trình độ học vấn có ảnh hưởng cùng chiều đến đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa. Nhân tố “Trình độ học vấn” có mức ý nghĩa thống kê ở mức 1% (sig. = 0,000), với giá trị β = 0,246> 0, điều này chứng tỏ rằng giả thuyết H2 được chấp nhận. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu “Trình độ học vấn” của người làm kế toán càng cao thì đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa càng cao.

Môi trường pháp lý

Giả thuyết H4: Môi trường pháp lý có ảnh hưởng cùng chiều đến đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa. Nhân tố “Môi trường pháp lý” có mức ý nghĩa thống kê ở mức 1% (sig. = 0,000), với giá trị β = 0,364> 0, điều này chứng tỏ rằng giả thuyết H4 được chấp nhận. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu “Môi trường pháp lý” của Việt Nam càng rõ ràng và đầy đủ thì đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa càng cao.

Môi trường làm việc

Giả thuyết H5: Môi trường làm việc có ảnh hưởng cùng chiều đến đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa. Nhân tố “Môi trường làm việc” có mức ý nghĩa thống kê ở mức 1% (sig. = 0,000), với giá trị β = 0,277> 0, điều này chứng tỏ rằng giả thuyết H5 được chấp nhận. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu “Môi trường làm việc” của người làm kế toán càng trung thực, minh bạch, nghiêm khắc và công bằng thì đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa càng cao.

Quan hệ công việc

Giả thuyết H6: Quan hệ công việc có ảnh hưởng cùng chiều đến đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa. Nhân tố “Quan hệ công việc” có mức ý nghĩa thống kê ở mức 1% (sig. = 0,029), với giá

trị β = 0,102> 0, điều này chứng tỏ rằng giả thuyết H6 được chấp nhận. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu “Quan hệ công việc” của người làm kế toán càng rõ ràng, công tâm thì đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa càng cao.

KẾT LUẬN CHƯƠNG 4

Trong chương 4, nghiên cứu này đã trình bày toàn bộ kết quả của nghiên cứu định lượng thực hiện trên mẫu nghiên cứu 238 người làm kế toán. Kết quả đánh giá sơ bộ thang đo bằng hệ số Cronbach Alpha đã cho phép tác giả loại đi 2 biến quan sát LV3, LV4 do vi phạm độ tin cậy. Sau khi thực hiện phân tích nhân tố khám phá EFA, kết quả đánh giá các thang đo được tạo ra sau khi EFA đều đạt giá trị và giải thích được 52,3% sự biến thiên của dữ liệu sử dụng cho phân tích hồi quy bội.

Kết quả phân tích hồi quy đa biến biểu diễn mối quan hệ tuyến tính giữa các nhân tố ảnh hưởng đến đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán theo phương pháp Enter được thực hiện. Kết quả hồi quy cho thấy đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán phụ thuộc vào 5 nhân tố theo mức độ ảnh hưởng giảm dần như sau: Môi trường pháp lý (β = 0,364); môi trường làm việc (β = 0,277); trình độ học vấn (β = 0,246); mức độ thâm niên (β = 0,225) và quan hệ công việc (β = 0,102). Kết quả phân tích hồi quy với hệ số R bình phương đã hiệu chỉnh là 0,523 cho thấy mô hình đã giải thích được 52,3% sự biến thiên của biến phụ thuộc đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán. Do đó, các giả thuyết H1, H2, H4, H5, H6 được chấp nhận.

Thảo luận kết quả nghiên cứu với 13 chuyên gia như trong nghiên cứu định tính khẳng định sự phù hợp của mô hình và vị thế của các nhân tố ảnh hưởng đến đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán. Theo đó, đây là cơ sở để đối chiếu vị thế và giá trị thực trạng của từng nhân tố ảnh hưởng đến đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán. Kết quả cho thấy, đạo đức nghề nghiệp của nhân viên kế toán chỉ trên mức trung bình đồng thời chưa có sự tương xứng giữa giá trị vị thế và giá trị thực trạng. Đây là cơ sở để đề xuất một số kiến nghị trong chương sau.