Biến QUYMO: Quy mô
DUTOAN: lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ.
ε: hệ số nhiễu
β: hệ số hồi quy
Kết quả cho thấy mô hình có độ phù hợp đạt yêu cầu (R2=0.815). Hệ số R2 hiệu chỉnh (Adjusted Square) trong mô hình này là 0,809 nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 80,9%. Điều này cũng có nghĩa là có 80,9% sự biến thiên lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ được giải thích chung bởi 5 biến độc lập trong mô hình.
Bảng 4.16: Kiểm tra độ phù hợp của mô hình Model Summaryb
Hệ sốR | Hệ sốR2 | Hệ số R2 - hiệu chỉnh | Sai số chuẩn của ước lượng | |
1 | 0.903a | 0.815 | 0.809 | 0.16180 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Các nhân tố ảnh hưởng đến lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ - 6 -
Kết Quả Khảo Sát Chuyên Gia Về Các Biến Trong Mô Hình Nghiên Cứu Đề Xuất -
Kết Quả Độ Tin Cậy Thang Đo Biến “Quy Trình Lập Dự Toán Ngân Sách” -
Mức Độ Tham Gia Dự Toán Ngân Sách Của Người Lao Động -
Theo Quý Chuyên Gia, Nhân Tố Nào Dưới Đây Ảnh Hưởng Đến Lập Dự Toán Ngân Sách Tại Các Đơn Vị Cục Dự Trữ Nhà Nước Khu Vực Đông Nam Bộ -
Các nhân tố ảnh hưởng đến lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ - 12
Xem toàn bộ 113 trang tài liệu này.
a. Biến độc lập: QUYMO, PCLD, MDTG, QUYTRINH, UNGDUNG
b. Biến phụ thuộc: DUTOAN
Kiểm định F về tính phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Kiểm định này cho chúng ta biết biến phụ thuộc có tương quan tuyến tính với toàn bộ các biến độc lập hay không.
Giả thuyết H0 là: β1 = β2 = β3 = β4 = β5 = 0 Kiểm định F và giá trị sig.
Nếu giả thuyết H0 bị bác bỏ, chúng ta có thể kết luận các biến đốc lập trong mô hình có thể giải thích được sự thay đổi của biến phụ thuộc, điều này đồng nghĩa mô hình xây dựng phù hợp với tập dữ liệu các biến.
Mô hình | Tổng bình phương | Bậc tự do | Trung bình bình phương | F | Sig. | |
1 | Hồi quy | 17.848 | 5 | 3.570 | 136.345 | 0.000b |
Phần dư | 4.058 | 155 | 0.026 | |||
Tổng | 21.906 | 160 | ||||
Bảng 4.17: Bảng phân tích ANOVA ANOVAa
a. Biến phụ thuộc: DUTOAN
b. Biến độc lập: QUYMO, PCLD, MDTG, QUYTRINH, UNGDUNG
Kết quả từ bảng 4.17, cho thấy giá trị Sig = .000(< 0.05) chứng tỏ rằng mô hình hồi quy xây dựng là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập được, và các biến đưa vào đều có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa 5% nên bác bỏ giả thuyết H0. Điều này có ý nghĩa là các biến độc lập trong mô hình có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc, tức là sự kết hợp của các biến độc lập có thể giải thích được sự thay đổi của biến phụ thuộc. Mô hình hồi quy tuyến tính bội được xây dựng phù hợp và có thể sử dụng được.
Mô hình | Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số chuẩn hóa | tstat | Sig. | Thống kê đa cộng tuyến | |||
Beta | Sai số chuẩn | Beta | Hệ số Tolerance | Hệ số VIF | ||||
1 | (Constant) | -0.721 | 0.208 | -3.473 | 0.001 | |||
PCLD | 0.246 | 0.023 | 0.380 | 10.492 | 0.000 | 0.911 | 1.098 | |
UNGDUNG | 0.325 | 0.037 | 0.326 | 8.884 | 0.000 | 0.888 | 1.126 | |
QUYTRINH | 0.194 | 0.021 | 0.336 | 9.361 | 0.000 | 0.930 | 1.076 | |
MDTG | 0.279 | 0.023 | 0.438 | 12.339 | 0.000 | 0.947 | 1.056 | |
QUYMO | 0.203 | 0.020 | 0.357 | 9.934 | 0.000 | 0.927 | 1.079 | |
Bảng 4.18: Bảng kết quả hồi quy Coefficientsa
Nhìn vào bảng kết quả hồi quy ta thấy hệ số Sig của 5 nhân tố độc lập Ứng dụng công nghệ thông tin trong dự toán, Quy trình lập dự toán ngân sách, Mức độ tham gia dự toán ngân sách của người lao động, Quy mô đều < 5% và hệ số phóng đại phương sai VIF rất thấp (<2) điều này chứng tỏ hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra với các biến độc lập.
Phương trình hồi quy:
DUTOAN = 0.38PCLD + 0.326UNGDUNG + 0.336QUYTRINH + 0.438MDTG + 0.357QUYMO
Để so sánh mức độ ảnh hưởng từng nhân tố độc lập đối với lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ ta căn cứ vào hệ số Beta chuẩn hóa. Theo đó, nhân tố nào có trọng số Beta chuẩn hóa càng lớn có nghĩa là nhân tố đó ảnh hưởng càng mạnh đến biến phụ thuộc. Ta thấy, ở phương trình hồi quy, trong 5 nhân tố ảnh hưởng lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ thì nhân tố Mức độ tham gia dự toán ngân sách của người lao động ảnh hưởng mạnh nhất đến lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ với Beta = 0,438; nhân tố Phong cách lãnh đạo ảnh hưởng mạnh thứ hai với hệ số Beta = 0.38; nhân tố Quy mô ảnh hưởng mạnh thứ ba với hệ số Beta = 0.357; nhân tố tiếp theo Quy trình lập dự toán ngân sách ảnh hưởng thứ tư với hệ số Beta = 0.336; nhân tố Ứng dụng công nghệ thông tin trong dự toán ảnh hưởng thứ năm với hệ số Beta = 0,326.
4.3 Kiểm định các giả thiết cần thiết trong mô hình phân tích hồi quy
4.3.1 Kiểm định giả thuyết về ý nghĩa của các hệ số hồi quy.
Có 5 nhân tố được đề xuất trong mô hình, và có 5 nhân tố có mối quan hệ tuyến tính với lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ. Vì vậy, cần thiết phải kiểm định giả thuyết về ý nghĩa của các hệ số hồi quy này để đi đến kết luận mối quan hệ và mức độ tác động của các nhân tố trên.
Giả thuyết:
H0 là: β1 = β2 = β3 = β4 = β5 = 0
H1 là: β1 = β2 = β3 = β4 = β5 ≠ 0 Với mức ý nghĩa α = 5%
Kiểm định giả thuyết về ý nghĩa các hệ số hồi quy, trong Bảng 4.15, các giá trị t tương ứng với sig < 0.05. Vì vậy, bác bỏ giả thuyết H0 và kết luận rằng các biến độc lập Phong cách lãnh đạo, Ứng dụng công nghệ thông tin trong dự toán, Quy trình lập dự toán ngân sách, Mức độ tham gia dự toán ngân sách của người lao động, Quy mô ảnh hưởng đến lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ.
4.3.2 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Cộng tuyến và trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Vấn đề của hiện tượng đa cộng tuyến là chúng cung cấp cho mô hình những thông tin giống nhau rất khó tách rời ảnh hưởng của từng biến độc lập đến biến phụ thuộc. Nó làm tăng độ lệch chuẩn của các hệ số hồi quy và làm giảm giá trị thống kê t của kiểm định ý nghĩa của chúng nên các hệ số có khuynh hướng kém ý nghĩa hơn khi không có đa cộng tuyến. Để dò tìm hiện tượng đa cộng tuyến ta phải tính độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor- VIF).
Kết quả đo lường ta thấy độ chấp nhận của biến khá cao, tuy nhiên hệ số phóng đại phương sai VIF rất thấp (<2), điều này chứng tỏ hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra với các biến độc lập.
4.3.3 Kiểm định về phân phối chuẩn của phần dư
Mô hình hồi quy tuyến tính chỉ thực sự phù hợp với các dữ liệu quan sát khi phần dư có phân phối chuẩn với trung bình bằng 0 và phương sai không đổi. Cách này thực hiện bằng cách xây dựng biểu đồ Histogram và biểu đồ P– P Plot.
Kết quả trong biểu đồ tần số Histogram cho thấy một đường cong phân phối chuẩn đặt chồng lên biểu đồ tần số. Với độ lệch chuẩn Std.Dev = 0,984 và Mean = 0, ta có thể kết luận rằng, giả thiết phân phối chuẩn có phần dư không bị vi phạm. Để củng cố cho kết luận này, chúng ta xem thêm biểu đồ P-P Plot của phần dư chuẩn hóa, các điểm quan sát không phân tán xa đường chéo kỳ vọng, nên ta có thể kết luận giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
4.3.4. Kiểm định về tính độc lập của phần dư
Đại lượng thống kê Durbin- Waston (d) có thể dùng để kiểm định tương quan của các sai số liên quan.
Giả thuyết H0: Hệ số tương quan tổng thể của các phần dư = 0.
Đại lượng d có giá trị biến thiên từ 0 đến 4. Nếu các phần dư không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau, giá trị d sẽ gần bằng 2. Kết quả cho thấy d được chọn rơi vào miền chấp nhận giả thuyết không có tương quan chuỗi bậc nhất (d = 2,015 gần bằng 2). Do vậy, giả định về tính độc lập của sai số không bị vi phạm.
Bảng 4.19: Kết quả chạy Durbin-Watson
Hệ sốR | Hệ sốR2 | Hệ số R2 - hiệu chỉnh | Sai số chuẩn của ước lượng | Durbin-Watson | |
1 | 0.903a | 0.815 | 0.809 | 0.16180 | 2.015 |
a. Biến độc lập: QUYMO, PCLD, MDTG, QUYTRINH, UNGDUNG
b. Biến phụ thuộc: DUTOAN
4.4 Kiểm tra các giả định mô hình hồi quy bội
Kiểm tra các giả định sau:
- Phương sai của sai số (phần dư) không đổi.
- Các phần dư có phân phối chuẩn.
- Không có mối tương quan giữa các biến độc lập.
Nếu các giả định này bị vi phạm thì các ước lượng không đáng tin cậy nữa (Hoàng Trọng - Mộng Ngọc, 2008).
4.4.1 Kiểm định giả định phương sai của sai số (phần dư) không đổi
Hình 4.1: Đồ thị phân tán giữa giá trị dự đoán và phần dư từ hồi quy ( trang 110)
Hình 4.1 cho thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục O (là quanh giá trị trung bình của phần dư) trong một phạm vi không đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư không đổi.
4.4.2 Kiểm tra giả định các phần dư có phân phối chuẩn
Phần dư có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do như sử dụng sai mô hình, phương sai không phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích… (Hoàng Trọng - Mộng Ngọc, 2008). Biểu đồ tần số (Histogram, Q-Q plot, P-P plot) của các phần dư (đã được chuẩn hóa) được sử dụng để kiểm tra giả định này.
Hình 4.2: Đồ thị P-P Plot của phần dư – đã chuẩn hóa (trang 109)
Kết quả từ biểu đồ tần số P-P plot cho thấy các điểm phân tán xung quanh được kỳ vọng. Cũng cho thấy giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Hình 4.3: Đồ thị Histogram của phần dư – đã chuẩn hóa (trang 108)
Kết quả từ biểu đồ tần số Histogram của phần dư cho thấy, phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean lệch với 0 vì số quan sát khá lớn, độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.984). Điều này có nghĩa là giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
4.5 Bàn luận kết quả nghiên cứu
- Phong cách lãnh đạo: Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố này có tác động cùng chiều đến lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ (β =0.380). Kết quả này là hoàn toàn phù hợp với thực tế, đồng thời, kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Thanh Định (2018).
- Ứng dụng công nghệ thông tin trong dự toán: Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố này có tác động cùng chiều đến lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ (β =0.326). Trên thực tế thì máy
móc, trang thiết bị, phần mềm hỗ trợ rất nhiều cho con người trong công việc. Đối với lập dự toán ngân sách cơ sở vật chất sẽ hỗ trợ con người trong việc cập nhật dữ liệu, liên kết dữ liệu, kết xuất dữ liệu và cho ra báo cáo dự toán hiệu quả trong thời gian sớm nhất. Đồng thời, kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Beatrice Njeru Warue và Thuo Vivian Wanjira (2013).
- Quy trình lập dự toán ngân sách: Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố này có tác động cùng chiều đến lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ (β =0.336). Để dự toán ngân sách được hoàn chỉnh và phù hợp với thực tế, đơn vị cần hoàn thiện lại quy trình dự toán ngân sách. Trong quy trình này phải phân chia từng giai đoạn trong quá trình dự toán ngân sách và các công việc cụ thể trong từng giai đoạn, có như vậy mới góp phần nâng cao hiệu quả dự toán ngân sách tại đơn vị. Đồng thời, kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Zweni, A. G. (2017).
- Mức độ tham gia dự toán ngân sách của người lao động: Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố này có tác động cùng chiều đến lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ (β =0.438). Đồng thời, kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Thanh Định (2018). Thực tế thì con người luôn là nhân tố đóng vai trò rất quan trọng trong mọi hoạt động của tổ chức, mỗi phòng ban, cá nhân đều nắm giữ các dữ liệu, thông tin cần thiết cho việc lập dự toán, chính vì vậy tham gia dự toán ngân sách của người lao động có vai trò vô cùng quan trọng trong chất lượng, cũng như hiệu quả dự toán.
- Quy mô: Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố này có tác động cùng chiều đến lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ (β =0.357). Kết quả nghiên cứu này là hoàn toàn phù hợp với thực tế về quy mô của các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ liên quan đến số lượng, chủng loại cũng như sự tần suất, quy mô các hoạt động mua, bán dự trữ hàng hóa tại đơn vị này. Đồng thời, kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Kenneth A. Merchant (1981).
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Trong chương 4 tác giả đã trình bày các nhân tố tác động đến lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ, đánh giá mức độ tác động của từng nhân tố thông qua kết quả kiểm định các thang đo các biến trong mô hình nghiên cứu, phân tích nhân tố khám phá EFA và kiểm định mô hình hồi quy. Kết quả kiểm định cho thấy các thang đo đều đạt được độ tin cậy qua kiểm định Cronbach’s alpha và EFA. Kết quả sau khi chạy Cronbach’s alpha và EFA và kết quả chạy hồi quy cho thấy 5 nhân tố là Phong cách lãnh đạo, Ứng dụng công nghệ thông tin trong dự toán, Quy trình lập dự toán ngân sách, Mức độ tham gia dự toán ngân sách của người lao động, Quy mô , đều có ảnh hưởng cùng chiều đến lập dự toán ngân sách tại các đơn vị Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ. Chương cuối cùng sẽ tóm tắt toàn bộ nghiên cứu, những hàm ý cũng như những hạn chế của nghiên cứu này và đề nghị những hướng nghiên cứu tiếp theo.