Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha: Tất cả các biến quan sát của các biến độc lập đều có Corrected Item-Total Correlation lớn hơn 0.3. Hệ số Cronbach’s Alpha của thang đo lớn hơn 0.6, như vậy thang đo đảm bảo độ tin cậy. Qua kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng hệ số Cronbach’s Alpha, tất cả các thang đo tập hợp các biến quan sát đều đáp ứng độ tin cậy.
2.3.3. Phân tích nhân tố khám phá EFA (Exploratory Factor Analysis)
Mục đích của phân tích EFA là tóm tắt các biến quan sát vào một số nhân tố nhất định và tìm ra mối quan hệ giữa các biến với nhau. Hệ số KMO (Kaiser- Meyer-Olkin) là chỉ số được dùng để xem xét sự thích hợp của kích thước mẫu khi phân tích nhân tố. Trị số KMO càng lớn có ý nghĩa là cỡ mẫu phân tích nhân tố càng thích hợp. Tiêu chuẩn: 0.5 ≤ KMO ≤ 1 theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2007).
Kiểm định Bartlett có ý nghĩa thống kê (Sig. < 0,050): Đây là một đại lượng thống kê dùng để xem xét giả thuyết các biến không có tương quan trong tổng thể. Nếu kiểm định này có ý nghĩa thống kê (Sig. < 0.05) thì các biến quan sát có mối tương quan với nhau trong tổng thể.
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | .829 | |
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 831.274 |
df | 105 | |
Sig. | .000 | |
Có thể bạn quan tâm!
-
Bảng Phân Loại Chi Phí Theo Mục Đích, Công Dụng Kinh Tế Của Công Ty Cổ Phần Dược Phẩm Cửu Long -
Bảng Theo Dõi Và Tổng Hợp Chi Phí Theo Phòng Ban Nghiên Cứu Và Phát Triển Của Công Ty Cổ Phần Dược Phẩm Hậu Giang -
Trình Bày Thông Tin Kế Toán Doanh Thu, Chi Phí Và Kết Quả Kinh Doanh Trên Báo Cáo Tài Chính -
Định Hướng Phát Triển Và Yêu Cầu Hoàn Thiện Kế Toán Doanh Thu, Chi Phí Và Xác Định Kết Quả Kinh Doanh Tại Các Công Ty Dược Phẩm Niêm Yết Ở Việt Nam -
Điều Chỉnh Báo Cáo Tài Chính Lập Theo Vas Sang Báo Cáo Tài Chính Lập Theo Ifrs -
Hoàn Thiện Kế Toán Một Số Khoản Chi Phí Riêng Biệt
Xem toàn bộ 238 trang tài liệu này.
KMO = 0.829 > 0.5 nên phân tích nhân tố là phù hợp
Sig. (Bartlett’s Test) = 0.000 (sig. < 0.05) chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.
Comp onent | Initial Eigenvalues | Extraction Sums of Squared Loadings | Rotation Sums of Squared Loadings | ||||||
Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
1 | 4.924 | 32.825 | 32.825 | 4.924 | 32.825 | 32.825 | 3.340 | 22.268 | 22.268 |
2 | 2.228 | 14.854 | 47.679 | 2.228 | 14.854 | 47.679 | 2.646 | 17.638 | 39.906 |
3 | 1.668 | 11.121 | 58.800 | 1.668 | 11.121 | 58.800 | 2.193 | 14.620 | 54.526 |
1.420 | 9.470 | 68.270 | 1.420 | 9.470 | 68.270 | 2.062 | 13.744 | 68.270 | |
5 | .706 | 4.707 | 72.978 | ||||||
6 | .579 | 3.859 | 76.836 | ||||||
7 | .526 | 3.504 | 80.340 | ||||||
8 | .466 | 3.104 | 83.444 | ||||||
9 | .451 | 3.009 | 86.453 | ||||||
10 | .423 | 2.822 | 89.275 | ||||||
11 | .386 | 2.576 | 91.851 | ||||||
12 | .358 | 2.387 | 94.238 | ||||||
13 | .322 | 2.145 | 96.383 | ||||||
14 | .304 | 2.027 | 98.410 | ||||||
15 | .238 | 1.590 | 100.000 | ||||||
Extraction Method: Principal Component Analysis. | |||||||||
Tiếp tục kiểm định phương sai trích (% cumulative variance) của các yếu tố, ta thấy trong bảng tổng hợp phương sai được giải thích (Total Variance Explained), phương sai cộng dồn của các yếu tố (cumulative %) là 68,27%, thỏa mãn tiêu chuẩn phương sai trích phải >50% (Hair 2009, Đinh Phi Hổ 2012). Điều này chứng tỏ 68.270% biến thiên của dữ liệu được giải thích bởi 4 nhân tố.
Ngoài ra, theo Gerbing và Anderson (1988), Eigenvalues = 1.420 > 1 tại nhân tố thứ 4, như vậy 4 nhân tố rút trích được từ EFA có ý nghĩa tóm tắt thông tin các biến quan sát đưa vào tốt nhất.
Component | ||||
1 | 2 | 3 | 4 | |
NS5 | .830 | |||
NS1 | .826 | |||
NS3 | .799 | |||
NS4 | .775 | |||
NS2 | .741 | |||
CS2 | .826 | |||
CS3 | .823 | |||
CS4 | .755 | |||
CS1 | .696 | |||
QM2 | .844 | |||
QM3 | .840 | |||
.791 | ||||
QT1 | .815 | |||
QT2 | .793 | |||
QT3 | .744 | |||
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. | ||||
a. Rotation converged in 5 iterations. | ||||
Tiếp tục với kết quả của phân tích nhân tố khám phá, có ma trận nhân tố xoay (Rotated component matrix) trong đó thể hiện các biến đặc trưng đều có hệ số tải nhân tố (Factor loading) lớn hơn 0,55. Có 4 nhân tố đại diện cho ảnh hưởng.
2.3.4. Phân tích tương quan (Correlation)
TT | CS | QM | NS | QT | ||
TT | Pearson Correlation | 1 | .611** | .403** | .618** | .598** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
N | 136 | 136 | 136 | 136 | 136 | |
CS | Pearson Correlation | .611** | 1 | .326** | .289** | .307** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .001 | .000 | ||
N | 136 | 136 | 136 | 136 | 136 | |
QM | Pearson Correlation | .403** | .326** | 1 | .232** | .179* |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .007 | .038 | ||
N | 136 | 136 | 136 | 136 | 136 | |
QT | Pearson Correlation | .598** | .307** | .179* | .389** | 1 |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .038 | .000 | ||
N | 136 | 136 | 136 | 136 | 136 | |
NS | Pearson Correlation | .618** | .289** | .232** | 1 | .389** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .001 | .007 | .000 | ||
N | 136 | 136 | 136 | 136 | 136 | |
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). | ||||||
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed). | ||||||
Phân tích tương quan (Correlation) giúp kiểm tra sự tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc trước khi chạy hồi quy. Sử dụng hệ số tương quan tuyến tính Pearson, nếu sig <0,05 nghĩa là hệ số tương quan giữa các biến thực sự có ý nghĩa thống kê. Nếu sig >0,05 ta có thể cho rằng giữa các biến này không có mối
tương quan tuyến tính. Ở đây ta chỉ cần chú ý đến hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập. Nếu biến độc lập nào thực sự có tương quan với biến phụ thuộc ta sẽ đưa vào chạy mô hình hồi quy ở bước sau.
Kết quả cho thấy tất cả các giá trị sig tương quan Pearson giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc đều nhỏ hơn 0.05. Như vậy các biến độc lập đều có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc.
2.3.5. Phân tích hồi quy tuyến tính đa biến(Multivariate Linear regression)
Model | Sum of Squares | df | Mean Square | F | Sig. | |
1 | Regression | 32.040 | 4 | 8.010 | 73.503 | .000b |
Residual | 14.276 | 131 | .109 | |||
Total | 46.316 | 135 | ||||
a. Dependent Variable: TT | ||||||
b. Predictors: (Constant), QT, QM, CS, NS | ||||||
Sig kiểm định F = 0.00 < 0.05, như vậy mô hình hồi quy có ý nghĩa.
Model | R | R Square | Adjusted R Square | Std. Error of the Estimate | Durbin-Watson |
1 | .832a | .692 | .682 | .33012 | 2.155 |
a. Predictors: (Constant), QT, QM, CS, NS | |||||
b. Dependent Variable: TT | |||||
Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình hồi quy với tập dữ liệu thông qua hệ số xác định mô hình R bình phương: Hệ số xác định (coefficient of determination) thường ký hiệu là R bình phương, một con số thống kê tổng hợp khả năng giải thích của một phương trình. Nó biểu thị tỷ lệ biến thiên của biến phụ thuộc do tổng mức biến thiên của các biến giải thích. R bình phương phải nằm giữa 0 và 1. Khi R bình phương càng gần 0, khả năng giải thích càng kém và điều ngược lại sẽ đúng khi các giá trị của nó tiến dần tới 1.
R bình phương hiệu chỉnh là 0.682 = 68,2%. Như vậy các biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh hưởng tới 68,2% sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Model | Unstandardized Coefficients | Standardized Coefficients | t | Sig. | Collinearity Statistics | |||
B | Std. Error | Beta | Tolerance | VIF | ||||
1 | (Constant) | .110 | .220 | .501 | .617 | |||
CS | .309 | .046 | .362 | 6.726 | .000 | .811 | 1.233 | |
QM | .113 | .040 | .145 | 2.796 | .006 | .872 | 1.147 | |
QT | .284 | .048 | .323 | 5.974 | .000 | .806 | 1.241 | |
NS | .289 | .044 | .354 | 6.542 | .000 | .803 | 1.246 | |
a. Dependent Variable: TT | ||||||||
Kết quả hồi quy cho thấy tất cả các biến đều có sự tác động lên biến phụ thuộc do sig kiểm định t của từng biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05. Hệ số VIF các biến độc lập đều nhỏ hơn 10, như vậy không có đa cộng tuyến xảy ra.
Như vậy phương trình hồi quy chuẩn hóa là:
TT = 0,11+ 0,362CS +0,145QM + 0,323QT+ 0,354NS
2.3.6. Thảo luận kết quả
Kết quả kiểm định mối quan hệ nhân quả giữa các khái niệm trong mô hình chuẩn hóa cho thấy sức ảnh hưởng của các nhân tố ảnh hưởng đến thông tin kế toán doanh thu, chi phí và kết quả kinh doanh trong các công ty dược phẩm niêm yết ở Việt Nam là rất khác nhau. Thông qua hệ số hồi quy chuẩn hóa ta có thể kết luận:
+ Biến Quy định, chính sách đối với doanh nghiệp CS có hệ số 0,362 quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc TT. Khi đánh giá nhân tố Quy định, chính sách đối với doanh nghiệp tăng thêm 1 điểm thì chất lượng thông tin kế toán doanh thu, chi phí và kết quả kinh doanh trong các công ty dược phẩm niêm yết ở Việt Nam tăng thêm 0,362 điểm.
+ Biến Nhân sự kế toán NS có hệ số 0,354 quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc TT. Khi đánh giá nhân tố Nhân sự kế toán tăng thêm 1 điểm thì chất lượng thông tin kế toán doanh thu, chi phí và kết quả kinh doanh trong các công ty dược phẩm niêm yết ở Việt Nam tăng thêm 0,354 điểm.
+ Biến Quan điểm của nhà quản trị doanh nghiệp QT có hệ số 0,323 quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc TT. Khi đánh giá nhân tố Quan điểm của nhà quản trị
doanh nghiệp tăng thêm 1 điểm thì chất lượng thông tin kế toán doanh thu, chi phí và kết quả kinh doanh trong các công ty dược phẩm niêm yết ở Việt Nam tăng thêm 0,323 điểm.
+ Biến Quy mô sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp QM có hệ số 0,145 quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc TT. Khi đánh giá nhân tố Quy mô sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp tăng thêm 1 điểm thì chất lượng thông tin kế toán doanh thu, chi phí và kết quả kinh doanh trong các công ty dược phẩm niêm yết ở Việt Nam tăng thêm 0,145 điểm.
Như vậy với 4 nhân tố ảnh hưởng đến kế toán doanh thu, chi phí và kết quả kinh doanh trong các công ty dược phẩm niêm yết ở Việt Nam theo mức độ ảnh hưởng từ lớn nhất đến nhỏ nhất lần lượt là: Quy định, chính sách đối với doanh nghiệp; Nhân sự kế toán; Quan điểm của nhà quản trị doanh nghiệp; Quy mô sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp. Tuy vậy, mô hình với 4 nhân tố đại diện nhưng chỉ phản ánh được 68,2% vấn đề nghiên cứu, có nghĩa là sẽ còn các nhân tố khác, biến quan sát khác có thể cũng ảnh hưởng đến kế toán doanh thu, chi phí và kết quả kinh doanh trong các công ty dược phẩm niêm yết ở Việt Nam nhưng chưa được nghiên cứu này bao quát trong mô hình nghiên cứu hiện tại do bị giới hạn bởi phạm vi, thời gian nghiên cứu.
2.4. Đánh giá thực trạng kế toán doanh thu, chi phí và xác định kết quả kinh doanh tại các công ty dược phẩm niêm yết ở Việt Nam
2.4.1. Những kết quả đạt được
- Thứ nhất: Đa số công ty dược phẩm niêm yết được khảo sát đều tổ chức bộ máy kế toán tương đối chặt chẽ phù hợp với đặc điểm sản xuất kinh doanh dược phẩm. Số lượng nghiệp vụ kinh tế phát sinh lớn nhưng vẫn đảm bảo việc ghi nhận doanh thu đúng theo nguyên tắc kế toán và theo dõi một cách có hệ thống.
- Thứ hai: Kế toán doanh thu, chi phí và xác định kết quả kinh doanh về cơ bản đều tuân thủ Chuẩn mực kế toán Việt Nam và Chế độ kế toán ban hành tại Thông tư số 200/2014/TT-BTC ngày 22/12/2014 của Bộ Tài chính. Việc theo dõi và ghi chép các nghiệp vụ kinh tế tương đối chi tiết theo từng loại hoạt động.
- Thứ ba: Về chứng từ kế toán sử dụng và luân chuyển chứng từ khi có nghiệp vụ kinh tế phát sinh đều được phản ánh kịp thời và đầy đủ. Các chứng từ sử dụng để phản ánh nghiệp vụ bán hàng đều thực hiện đúng chế độ tài chính quy định.
- Thứ tư: Hệ thống BCTC của các công ty khảo sát đã cung cấp được những thông tin cơ bản về doanh thu, chi phí và kết quả kinh doanh trong kỳ báo cáo.
2.4.2. Những hạn chế còn tồn tại
- Thứ nhất: Kế toán doanh thu, chi phí của một số hợp đồng với khách hàng có những điểm riêng biệt chưa được quy định cụ thể trong VAS và chế độ kế toán hiện hành. Dẫn đến một số khoản mục doanh thu, chi phí chưa được ghi nhận và phản ánh sát với bản chất trên BCTC ở thời điểm cuối kỳ. Cụ thể là:
Chưa phân bổ giá trị nhận về một cách hợp lý cho từng nghĩa vụ riêng biệt trong hợp đồng để phản ánh doanh thu.
Chưa có ước tính kế toán phù hợp để phản ánh doanh thu ghi nhận trong kỳ đối với hợp đồng có giá thanh toán thay đổi.
Chưa kết hợp các hợp đồng có nghĩa vụ liên quan để phân bổ và ghi nhận hợp lý khoản nhận về từ các nghĩa vụ phát sinh.
Chưa đánh giá phù hợp về phạm vi và giá thanh toán của việc sửa đổi hợp đồng để xác định khoản mục nhận về đối với các nghĩa vụ phải thực hiện trong tương lai.
Chưa ghi nhận doanh thu một cách thận trọng trên có sở các ước tính có thể thực hiện đối với các hợp đồng bán hàng có kèm quyền trả lại.
- Thứ hai: Kế toán ghi nhận chi phí đối với một số hoạt động riêng biệt còn chưa phù hợp với bản chất phát sinh, cụ thể: Trong hoạt động R&D, chưa theo dõi chi tiết được chi phí giữa giai đoạn nghiên cứu và triển khai theo từng dự án để có cơ sở ghi nhận giá trị TSCĐ vô hình hình thành; trong việc phát hành cổ phiếu ESOP, chưa phản ánh đầy đủ chi phí trên cơ sở xác định giá trị hợp lý của công cụ vốn được cam kết.
- Thứ ba: Dù đã có lộ trình theo quy định của Bộ Tài chính về việc áp dụng bắt buộc IFRS từ năm 2025 tuy nhiên các công ty cổ phần dược phẩm niêm yết
chưa có kế hoạch để triển khai đối với công tác kế toán nói chung và công tác kế toán doanh thu, chi phí và xác định kết quả kinh doanh nói riêng.
- Thứ tư: Thông tin về doanh thu, chi phí và kết quả kinh doanh phản ánh trên BCTC mới là những thông tin cơ bản theo yêu cầu bắt buộc. Chưa có những thông tin bổ sung để phản ánh rõ hơn về cấu thành và quá trình thay đổi của các chỉ tiêu này như: Diễn giải sâu hơn về cấu phần doanh thu, chi phí và kết quả kinh doanh dựa vào bản chất hình thành; trình bày cụ thể các ước tính thực hiện và giả định ảnh hưởng đến việc ghi nhận doanh thu, chi phí; nguyên tắc phân bổ các khoản nhận về của các loại hợp đồng riêng biệt.
2.4.3. Phân tích nguyên nhân hạn chế
Trên cơ sở những kết quả đạt được và hạn chế còn tồn tại qua đánh giá thực trạng, tác giả kết hợp với kết quả nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến thông tin kế toán doanh thu, chi phí và xác định kết quả kinh doanh tại các công ty dược phẩm niêm yết ở Việt Nam để rút ra những nguyên nhân chủ yếu gắn với các nhân tố có mức độ ảnh hưởng lớn. Từ đó phân tích và làm rõ những nguyên nhân này làm cơ sở đưa ra những giải pháp phù hợp, tương ứng và lộ trình huy động các nguồn lực để thực hiện các giải pháp theo thứ tự hợp lý để giải quyết tốt nhất những hạn chế đã nêu. Gồm:
- Thứ nhất: Các nguyên nhân thuộc về nhân tố “Quy định, chính sách đối với doanh nghiệp”, đây cũng là nhân tố có ảnh hưởng nhất trong 04 nhân tố đã nghiên cứu:
(1) Các chính sách kinh tế vĩ mô chưa thống nhất trong đó quy định pháp lý về kế toán, hệ thống chuẩn mực kế toán, chế độ kế toán và cơ chế tài chính còn chưa hoàn chỉnh nên việc vận dụng còn gặp nhiều khó khăn. Trong đó đề án áp dụng IFRS đã có lộ trình ban hành, tuy nhiên chưa có phương án triển khai cụ thể và chưa ban hành các văn bản quy định, hướng dẫn liên quan làm cơ sở cho việc triển khai đối với các doanh nghiệp nói chung và các công ty dược phẩm niêm yết nói riêng.
(2) Việc vận dụng Chuẩn mực kế toán Việt Nam trong kế toán doanh thu, chi phí và xác định kết quả kinh doanh còn có nhiều điểm chưa tương đồng hoặc mới áp dụng được một phần so với IAS/ IFRS. Bên cạnh đó, chưa có các quy định đầy