cứu (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Giá trị của Cronbach’s Alpha từ 0,8 đến gần 1 thì thang đo là tốt, từ 0,7 đến 0,8 là thang đo sử dụng được và 0,6 trở lên là có thể chấp nhận được trong trường hợp khái niệm đang nghiên cứu là mới hoặc được nghiên cứu trong bối cảnh mới (Hair và cộng sự, 1998). Trong quá trình xem xét, phân tích và loại bỏ các biến được cho là không phù hợp, Luận án tập trung vào hai hệ số: Cronbach’s alpha if Item Deleted và Item – total correlation (hệ số tương quan biến tổng). Với phạm vi của đề tài, mẫu nghiên cứu có kích thước là 250 đơn vị, Luận án giữ lại các thang đo có hệ số Cronbach’s alpha >= 0,6; hệ số Cronbach’s alpha If Item Deleted nhỏ hơn hệ số Cronbach’s alpha của biến tổng và có hệ số tương quan biến tổng
>=0,3.
Bảng 4.9: Tổng hợp kết quả đánh giá độ tin cậy thang đo thông qua khảo sát chính thức
Items (Biến quan sát) | Scale Mean if Item Deleted (Trung bình thang đo nếu loại biến) | Scale Variance if Item Deleted (Phương sai thang đo nếu loại biến) | Corrected Item- Total Correction (Hệ số tương quan biến tổng) | Cronbach’s Alpha if Item Deleted (Cronbach's Alpha nếu loại biến) |
Đặc điểm về cấu trúc hoạt động, quy mô của khách hàng - OPEC: Cronbach’s alpha = 0.899 | ||||
OPEC1 | 10.90 | 9.467 | .754 | .878 |
OPEC2 | 10.88 | 9.343 | .791 | .864 |
OPEC3 | 10.78 | 9.136 | .800 | .861 |
OPEC4 | 10.62 | 9.538 | .756 | .877 |
Đặc điểm về quy trình lập BCTC của khách hàng - FSCPL: Cronbach’s alpha = 0.876 | ||||
FSCPL1 | 10.54 | 10.193 | .709 | .850 |
FSCPL2 | 10.20 | 9.928 | .803 | .813 |
Có thể bạn quan tâm!
- Dnkt Có Số Nhân Viên Lớn Nhất Tại Việt Nam Năm 2018
- Kết Quả Nghiên Cứu Định Tính Khám Phá Các Nhân Tố Tác Động Tới Thời Gian Kiểm Toán Bctc Do Các Dnkt Thực Hiện Tại Việt Nam
- Phân Tích Kết Quả Thực Nghiệm Về Các Nhân Tố Ảnh Hưởng Đến Thời Gian Kiểm Toán Bctc Do Ktđl Thực Hiện Tại Việt Nam
- Phân Tích Nhân Tố Khám Phá Liên Quan Đến Thời Gian Kiểm Toán Bctc Do Các Dnkt Thực Hiện Tại Việt Nam
- Đánh Giá Mô Hình Các Nhân Tố Ảnh Hưởng Đến Thời Gian Kiểm Toán Bctc Do Kiểm Toán Độc Lập Thực Hiện Tại Việt Nam
- Số Lượng Khách Hàng Trong Năm 2018 Của Các Đối Tượng Tham Gia Khảo Sát
Xem toàn bộ 216 trang tài liệu này.
10.19 | 10.638 | .774 | .828 | |
FSCPL4 | 10.63 | 10.225 | .659 | .872 |
Kiểm soát nội bộ của khách hàng - CR: Cronbach’s alpha = 0.894 | ||||
CR1 | 18.45 | 15.180 | .700 | .878 |
CR2 | 18.40 | 14.515 | .702 | .877 |
CR3 | 18.36 | 14.744 | .655 | .883 |
CR4 | 18.29 | 15.091 | .594 | .890 |
CR5 | 18.44 | 14.520 | .742 | .873 |
CR6 | 18.37 | 14.507 | .721 | .875 |
CR7 | 18.38 | 14.348 | .749 | .872 |
Rủi ro pháp lý liên quan đến DNKT và KTV - LR: Cronbach’s alpha = 0.859 | ||||
LR1 | 10.03 | 4.127 | .787 | .784 |
LR2 | 10.22 | 4.576 | .683 | .829 |
LR3 | 10.18 | 4.710 | .700 | .823 |
LR4 | 9.79 | 4.545 | .653 | .842 |
Kinh nghiệm của DNKT và KTV - EXP: Cronbach’s alpha = 0.859 | ||||
EXP1 | 9.42 | 10.421 | .731 | .809 |
EXP2 | 9.50 | 10.468 | .709 | .817 |
EXP3 | 9.40 | 10.828 | .658 | .838 |
EXP4 | 9.41 | 10.098 | .716 | .815 |
Tính chuyên nghiệp của DNKT và KTV - PRO: Cronbach’s alpha = 0.854 | ||||
PRO1 | 13.54 | 11.566 | .549 | .853 |
PRO2 | 13.59 | 8.974 | .715 | .815 |
PRO3 | 13.59 | 10.194 | .744 | .806 |
PRO4 | 13.64 | 11.138 | .557 | .851 |
13.63 | 9.406 | .804 | .787 | |
Năng lực nhân sự kiểm toán của DNKT - AC: Cronbach’s alpha = 0.825 | ||||
AC1 | 6.87 | 4.706 | .657 | .776 |
AC2 | 6.94 | 4.450 | .642 | .782 |
AC3 | 6.88 | 4.564 | .653 | .777 |
AC4 | 7.28 | 4.459 | .647 | .780 |
Thời gian kiểm toán - AT: Cronbach’s alpha = 0.887 | ||||
AT1 | 9.66 | 4.998 | .710 | .872 |
AT2 | 9.98 | 4.875 | .766 | .849 |
AT3 | 9.91 | 5.489 | .707 | .871 |
AT4 | 9.84 | 4.836 | .834 | .822 |
Nguồn: Kết quả từ phân tích của NCS từ phần mềm SPSS
Theo bảng phân tích trên, tất cả thang đo thành phần tương ứng với các biến thuộc mô hình nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến thời gian kiểm toán BCTC do KTĐL thực hiện tại Việt Nam đều đạt yêu cầu về độ tin cậy do có hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,6, đồng thời hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát trong từng thang đo thành phần đều lớn hơn 0,3.
Như vậy kết quả đánh giá giá trị thang đo thông qua hệ số Cronbach’s Alpha cho thấy các biến quan sát đã được xác định trước đây trong mô hình đều được giữ lại.
4.3.4. Xây dựng ma trận tương quan
Kiểm định hệ số tương quan Pearson dùng để kiểm tra mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Phân tích tương quan Pearson thể hiện bằng giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan (r) sẽ cho biết hai biến có mối tương quan tuyến tính chặt chẽ không. Giá trị hệ số tương quan (r) nằm trong khoảng từ (-1) đến (+1) và khi giá trị này bằng 0 thì có nghĩa hai biến độc lập sẽ không có mối tương quan với nhau và không giải thích được cho biến phụ thuộc. Nếu hệ số tương quan giữa các biến nhỏ, phân tích nhân tố có thể không thích hợp. Mức độ tương quan mạnh hay yếu giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc thể hiện hệ số tương quan Pearson (r). Bảng dưới thể hiện kết quả phân tích tương quan giữa các biến trong mô hình.
Bảng 4.10: Ma trận tương quan giữa các biến – Correlations Matrix
OPEC | FSCPL | CR | LR | EXP | PRO | AC | AT | ||
OPEC | Pearson Correlation | 1 | .283** | .187** | .396** | -.531** | -.294** | -.288** | .558** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .003 | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
FSCPL | Pearson Correlation | .283** | 1 | .274** | .298** | -.267** | -.046 | -.036 | .493** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .468 | .572 | .000 | ||
CR | Pearson Correlation | .187** | .274** | 1 | .229** | -.262** | -.238** | -.031 | .402** |
Sig. (2-tailed) | .003 | .000 | .000 | .000 | .000 | .627 | .000 | ||
LR | Pearson Correlation | .396** | .298** | .229** | 1 | -.493** | -.160* | -.368** | .553** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .011 | .000 | .000 | ||
EXP | Pearson Correlation | -.531** | -.267** | -.262** | -.493** | 1 | .366** | .416** | -.718** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
PRO | Pearson Correlation | -.294** | -.046 | -.238** | -.160* | .366** | 1 | .174** | -.435** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .468 | .000 | .011 | .000 | .006 | .000 | ||
AC | Pearson Correlation | -.288** | -.036 | -.031 | -.368** | .416** | .174** | 1 | -.385** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .572 | .627 | .000 | .000 | .006 | .000 | ||
AT | Pearson Correlation | .558** | .493** | .402** | .553** | -.718** | -.435** | -.385** | 1 |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 |
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Nguồn: Kết quả phân tích của NCS từ phần mềm SPSS
Ma trận trên cho biết tương quan giữa biến phụ thuộc Thời gian kiểm toán (AT) với từng biến độc lập. Mức độ tương quan giữa biến EXP (Kinh nghiệm của DNKT và KTV) và biến phụ thuộc AT (Thời gian kiểm toán) là mạnh nhất và có ảnh hưởng ngược chiều với biến phụ thuộc AT. Kết quả phân tích tương quan cho thấy giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập có mối liên hệ ở giá trị sig<0.05 (có ý nghĩa thống kê).
4.3.5 Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
4.3.5.1 Phân tích nhân tố khám phá liên quan đến các nhân tố tác động đến thời gian kiểm toán BCTC do các DNKT thực hiện tại Việt Nam
Kiểm định KMO và Kiểm định Barlett
Bảng dưới đây trình bày kết quả của kiểm định Barlett và KMO để xác định tính thích hợp của việc áp dụng thủ tục phân tích nhân tố khám phá EFA (Exploratory Factor Analysis) đối với các nhân tố ảnh hưởng đến thời gian kiểm toán BCTC. Trị số của KMO lớn (giữa 0.5 và 1) là điều kiện đủ để phân tích nhân tố là thích hợp, nếu trị số này nhỏ hơn 0,5 thì phân tích nhân tố có khả năng không thích hợp với các dữ liệu.
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định KMO và kiểm định Barlett
KMO and Bartlett's Test | ||
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | .841 | |
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 4775.984 |
df | 496 | |
Sig. | .000 |
Nguồn: Kết quả phân tích của NCS từ phần mềm SPSS
Kết quả kiểm định cho thấy KMO = 0,841 thỏa mãn điều kiện KMO > 0,5 nghĩa là phân tích nhân tố ở đây phù hợp với các dữ liệu đã có. Đồng thời kết quả kiểm định Barlett cũng thể hiện mức ý nghĩa bằng 0,000 < 0.05 có thể giải thích các biến quan sát có tương quan tuyến tính trong mỗi thang đo nhân tố. Do đó, các nhân tố mới hình thành hoàn toàn độc lập với nhau và đủ điều kiện để phân tích nhân tố bằng kiểm định EFA (Hair và cộng sự, 2006).
Kiểm định phương sai cộng dồn (phương sai trích - % cumulative variance)
Theo Gerbing và Anderson (1988), phương sai cộng dồn cho biết phần trăm thay đổi của các nhân tố được giải thích bởi các biến quan sát (thành phần) của nhân tố.
Bảng 4.12: Tổng phương sai được giải thích (Total Variance Explained)
Initial Eigenvalues | Extraction Sums of Squared Loadings | Rotation Sums of Squared Loadings | |||||||
Total | % of Variance | Cumulativ e % | Total | % of Variance | Cumulativ e % | Total | % of Variance | Cumulativ e % | |
1 | 8.269 | 25.840 | 25.840 | 8.269 | 25.840 | 25.840 | 4.418 | 13.806 | 13.806 |
2 | 3.909 | 12.215 | 38.054 | 3.909 | 12.215 | 38.054 | 3.312 | 10.351 | 24.157 |
3 | 3.101 | 9.692 | 47.746 | 3.101 | 9.692 | 47.746 | 3.144 | 9.826 | 33.982 |
4 | 2.342 | 7.318 | 55.065 | 2.342 | 7.318 | 55.065 | 3.057 | 9.553 | 43.536 |
5 | 1.781 | 5.565 | 60.629 | 1.781 | 5.565 | 60.629 | 2.851 | 8.910 | 52.446 |
6 | 1.592 | 4.975 | 65.604 | 1.592 | 4.975 | 65.604 | 2.755 | 8.608 | 61.054 |
7 | 1.257 | 3.930 | 69.534 | 1.257 | 3.930 | 69.534 | 2.714 | 8.480 | 69.534 |
8 | .844 | 2.636 | 72.170 | ||||||
9 | .788 | 2.463 | 74.633 | ||||||
10 | .726 | 2.267 | 76.900 | ||||||
11 | .619 | 1.933 | 78.833 | ||||||
12 | .586 | 1.830 | 80.663 | ||||||
13 | .520 | 1.625 | 82.289 | ||||||
14 | .500 | 1.562 | 83.850 | ||||||
15 | .472 | 1.474 | 85.325 | ||||||
16 | .436 | 1.363 | 86.688 | ||||||
17 | .417 | 1.304 | 87.991 |
.388 | 1.212 | 89.203 | |
19 | .376 | 1.175 | 90.378 |
20 | .359 | 1.122 | 91.500 |
21 | .325 | 1.014 | 92.515 |
22 | .311 | .971 | 93.485 |
23 | .286 | .892 | 94.378 |
24 | .271 | .846 | 95.224 |
25 | .252 | .787 | 96.011 |
26 | .242 | .755 | 96.766 |
27 | .218 | .680 | 97.446 |
28 | .213 | .665 | 98.111 |
29 | .183 | .571 | 98.682 |
30 | .166 | .519 | 99.201 |
31 | .139 | .434 | 99.635 |
32 | .117 | .365 | 100.000 |
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Nguồn: Kết quả phân tích của NCS từ phần mềm SPSS
Trị số phương sai cộng dồn ở bảng trên cho biết tổng phương sai được giải thích là 69,534% có nghĩa các biến quan sát giải thích được 69,534% sự thay đổi của các yếu tố và thỏa mãn điều kiện phương sai trích phải lớn hơn 50%. Các yếu tố đại diện có Eigenvalues thấp nhất bằng 1,257 > 1 đều đảm bảo tiêu chuẩn.
Kết quả mô hình EFA
Trong phân tích nhân tố sử dụng phép trích thành phần chính với phép quay vuông góc Varimax như trong bảng dưới đây.
Bảng 4.13: Kết quả phân tích nhân tố EFA
Rotated Component Matrixa
Component | |||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | |
CR7 | .827 | .880 | |||||
CR5 | .803 | ||||||
CR6 | .788 | ||||||
CR2 | .786 | ||||||
CR1 | .770 | ||||||
CR3 | .737 | ||||||
CR4 | .664 | ||||||
PRO5 | .874 | ||||||
PRO3 | .843 | ||||||
PRO2 | .798 | ||||||
PRO4 | .677 | ||||||
PRO1 | .670 | ||||||
OPEC1 | .834 | ||||||
OPEC2 | .831 | ||||||
OPEC3 | .823 | ||||||
OPEC4 | .778 | ||||||
FSCPL2 |