tượng trùng lắp trong đo lường. Mặt khác, các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến – tổng (Corrected Item-Total Correlation) đều > 0.3 nên đảm bảo về độ tin cậy khi đo lường.
Một số biến quan sát như GD3, DL3, NL1, BC1 rơi vào trường hợp nếu loại các biến này hệ số Cronbach’s Alpha sẽ tăng lên so với hiện tại. Tuy nhiên, các biến này đều có hệ số tương quan biến tổng thỏa mãn điều kiện > 0.3 và hệ số Cronbach’s Alpha hiện tại cũng tương đối cao (đều > 0.7). Mặt khác, theo Nguyễn Đình Thọ (2011), nếu nội dung của biến có ý nghĩa quan trọng, không nhất thiết chỉ vì để tăng hệ số Cronbach’s Alpha mà loại đi một biến chất lượng. Vì vậy, luận án vẫn giữ lại các biến quan sát nêu trên để thực hiện các bước phân tích tiếp theo.
Kết quả thống kê mô tả các biến độc lập được trình bày trong Phụ lục 4.4a: Kết quả thống kê mô tả các biến độc lập.
4.3.3.2. Kết quả phân tích nhân tố khám phá
Sau khi phân tích độ tin cậy của thang đo, luận án sử dụng phương pháp phân tích nhân tố khám phá (EFA) nhằm xác định tập biến cần thiết có đủ điều kiện để tham gia vào bước chạy hồi quy tiếp theo hay không.
Đối với các biến độc lập, với phương pháp xoay nguyên góc (Varimax) các nhân tố, kết quả phân tích EFA các lần như sau:
* Kết quả phân tích EFA lần 1: được trình bày theo Phụ lục số 4.5: Kết quả KMO và Bartlett’s Test lần 1; Phụ lục số 4.6: Kết quả kiểm định mức độ giải thích của các biến quan sát (lần 1), Phụ lục 4.7: Ma trận xoay các nhân tố (lần 1).
- Hệ số KMO = 0.646 >0.5 (theo Phụ lục 4.5): Như vậy, dữ liệu là thích hợp để phân tích nhân tố khám phá.
- Hệ số Sig. (Bartlett’s Test) = 0.000 <0.05 (theo Phụ lục 4.5): cho thấy các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể và dữ liệu dùng để phân tích EFA là thích hợp.
- Eigenvalues = 1.107 > 1 (theo Phụ lục 4.6): đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố, chỉ những nhân tố có Eigenvalue >1 mới được giữ lại trong mô hình phân tích.
- Tổng phương sai trích = 74.59% > 50% (theo Phụ lục 4.6) : là đạt yêu cầu, các nhân tố giải thích được 74.59% biến thiên của dữ liệu.
- Biến quan sát DL5 có hệ số tải nhỏ hơn 0.5 (theo Phụ lục 4.7): nên loại biến này để phân tích EFA lần 2.
* Kết quả phân tích EFA lần 2:
- Hệ số KMO = 0.686 > 0.5 (theo Bảng 4.12): Như vậy, dữ liệu là thích hợp để phân tích nhân tố khám phá.
- Hệ số Sig. (Bartlett’s Test) = 0.000 < 0.05 (theo Bảng 4.12): cho thấy các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể và dữ liệu dùng để phân tích EFA là thích hợp.
- Eigenvalues = 1.096 >1 (theo Bảng 4.13): đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố, chỉ những nhân tố có Eigenvalue >1 mới được giữ lại trong mô hình phân tích.
- Tổng phương sai trích = 75.188% > 50% (theo Bảng 4.13): là đạt yêu cầu, các nhân tố giải thích được 75.188% biến thiên của dữ liệu.
- Các biến quan sát đều có hệ số tải lớn hơn 0.5 và không có trường hợp cross- loading (theo Bảng 4.14).
Bảng 4.12: Kết quả phân tích KMO và kiểm định Bartlett các biến độc lập (lần 2)
.686 | ||
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 6280.945 |
df | 378 | |
Sig. | .000 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Khái Quát Về Kiểm Toán Báo Cáo Tài Chính Các Công Ty Phi Tài Chính Niêm Yết Trên Thị Trường Chứng Khoán Việt Nam -
Kết Quả Nghiên Cứu Định Tính Về Các Nhân Tố Ảnh Hưởng Tới Khoảng Cách Kỳ Vọng Trong Kiểm Toán -
Kết Quả Kiểm Định Giả Thuyết Về Khoảng Cách Kỳ Vọng Trong Kiểm Toán -
Kết Quả Phân Tích Hồi Quy Và Kiểm Định Giả Thuyết -
Tóm Tắt Mô Hình Nhân Tố Ảnh Hưởng Tới Khoảng Cách Kỳ Vọng Trong Kiểm Toán -
Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách kỳ vọng trong kiểm toán báo cáo tài chính các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 21
Xem toàn bộ 184 trang tài liệu này.
(Nguồn: tổng hợp từ xử lý dữ liệu bằng SPSS20)
Bảng 4.13: Kết quả kiểm định mức độ giải thích của các biến độc lập (lần 2)
Initial Eigenvalues | Extraction Sums of Squared Loadings | |||||
Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
1 | 8.152 | 28.109 | 28.109 | 8.152 | 28.109 | 28.109 |
2 | 3.104 | 10.705 | 38.814 | 3.104 | 10.705 | 38.814 |
3 | 2.453 | 8.459 | 47.273 | 2.453 | 8.459 | 47.273 |
4 | 2.246 | 7.746 | 55.019 | 2.246 | 7.746 | 55.019 |
5 | 1.855 | 6.396 | 61.414 | 1.855 | 6.396 | 61.414 |
6 | 1.396 | 4.815 | 66.229 | 1.396 | 4.815 | 66.229 |
7 | 1.318 | 4.545 | 70.775 | 1.318 | 4.545 | 70.775 |
8 | 1.107 | 3.818 | 74.593 | 1.107 | 3.818 | 74.593 |
9 | .867 | 2.990 | 77.583 | |||
10 | .801 | 2.763 | 80.347 | |||
11 | .734 | 2.532 | 82.878 | |||
12 | .691 | 2.382 | 85.260 | |||
13 | .645 | 2.225 | 87.486 | |||
14 | .514 | 1.771 | 89.257 | |||
15 | .441 | 1.521 | 90.778 | |||
16 | .401 | 1.384 | 92.162 | |||
17 | .368 | 1.271 | 93.433 | |||
18 | .328 | 1.132 | 94.565 | |||
19 | .282 | .973 | 95.538 | |||
20 | .256 | .883 | 96.421 | |||
21 | .211 | .727 | 97.148 | |||
22 | .194 | .669 | 97.817 | |||
23 | .156 | .537 | 98.354 | |||
24 | .138 | .475 | 98.829 | |||
25 | .094 | .324 | 99.153 | |||
26 | .089 | .308 | 99.461 | |||
27 | .076 | .260 | 99.721 | |||
28 | .042 | .146 | 99.867 | |||
29 | .039 | .133 | 100.000 |
(Nguồn: tổng hợp từ xử lý dữ liệu bằng SPSS20)
Component | ||||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | |
CM1 | .790 | |||||||
BC2 | .783 | |||||||
CM2 | .660 | |||||||
BC3 | .605 | |||||||
BC4 | .571 | |||||||
BC1 | .517 | |||||||
DL2 | .941 | |||||||
DL4 | .781 | |||||||
DL1 | .776 | |||||||
DL3 | .540 | |||||||
NL2 | .798 | |||||||
NL4 | .780 | |||||||
NL3 | .759 | |||||||
NL1 | .593 | |||||||
NC2 | .738 | |||||||
KVQM2 | .732 | |||||||
KVQM1 | .711 | |||||||
NC1 | .576 | |||||||
GD2 | .808 | |||||||
GD1 | .681 | |||||||
GD3 | .648 | |||||||
NC3 | .808 | |||||||
NC4 | .757 | |||||||
KVQM5 | .725 | |||||||
KVQM3 | .599 | |||||||
KVQM4 | .587 | |||||||
CM4 | .768 | |||||||
CM3 | .626 |
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
a. Rotation converged in 11 iterations.
(Nguồn: tổng hợp từ xử lý dữ liệu bằng SPSS20)
Từ kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA, từ 7 nhân tố ban đầu, các nhân tố được phân nhóm và sắp xếp lại thành 8 nhân tố, cụ thể như sau:
Mã hóa nhân tố | Tên nhân tố | Biến quan sát | Ghi chú | |
1 | BC | Chuẩn mực về báo cáo kiểm toán | CM1, CM2, BC1, BC2, BC3, BC4 | Giữ nguyên tên |
2 | DL | Tính độc lập của kiểm toán viên | DL1, DL2, DL3, DL4 | Giữ nguyên tên |
3 | NL | Năng lực của kiểm toán viên | NL1, NL2, NL3, NL4 | Giữ nguyên tên |
4 | KVQMTN | Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về trách nhiệm của kiểm toán viên | KVQM1, KVQM2, NC1, NC2 | Điều chỉnh tên |
5 | GD | Giáo dục, đào tạo về kiểm toán của người sử dụng thông tin | GD1, GD2, GD3 | Giữ nguyên tên |
6 | NC | Nhu cầu của người sử dụng thông tin | NC3, NC4 | Giữ nguyên tên |
7 | KVQMCB | Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về cảnh báo của kiểm toán | KVQM3, KVQM4, KVQM5 | Điều chỉnh tên |
8 | CMKS | Chuẩn mực kiểm toán chưa đầy đủ | CM3, CM4 | Giữ nguyên tên |
Như vậy trong số 8 nhân tố trên, các nhân tố 1, 2,3,5,6, 8 được giữ nguyên như ban đầu, các nhân tố 4, 7 có sự thay đổi về biến quan sát cũng như tên nhân tố. Luận án tiếp tục sử dụng Cronbach’s Alpha để kiểm chứng lại độ tin cậy các thang đo của tập biến độc lập mới, kết quả như sau:
khoảng cách kỳ vọng trong kiểm toán sau điều chỉnh
Scale Mean if Item Deleted | Scale Variance if Item Deleted | Corrected Item-Total Correlation | Cronbach's Alpha if Item Deleted | |
1. Chuẩn mực về báo cáo kiểm toán (BC): Cronbach’s Alpha = 0.814 | ||||
BC1 | 19.21 | 7.469 | .492 | .806 |
BC2 | 19.39 | 8.114 | .611 | .784 |
BC3 | 19.50 | 6.994 | .626 | .773 |
BC4 | 19.23 | 7.572 | .508 | .800 |
CM1 | 19.63 | 7.274 | .632 | .772 |
CM2 | 19.43 | 7.404 | .638 | .772 |
2. Tính độc lập của kiểm toán viên (DL): Cronbach’s Alpha = 0.825 | ||||
DL1 | 11.12 | 5.554 | .567 | .817 |
DL2 | 11.26 | 4.620 | .874 | .670 |
DL3 | 10.74 | 6.475 | .457 | .855 |
DL4 | 10.99 | 4.651 | .735 | .738 |
3. Năng lực của kiểm toán viên (NL): Cronbach’s Alpha = 0.801 | ||||
NL1 | 12.65 | 2.781 | .506 | .804 |
NL2 | 12.59 | 2.433 | .751 | .684 |
NL3 | 12.84 | 2.751 | .521 | .797 |
NL4 | 12.45 | 2.518 | .699 | .710 |
4. Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về trách nhiệm của kiểm toán viên (KVQMTN): Cronbach’s Alpha = 0.818 | ||||
KVQM1 | 11.78 | 3.481 | .699 | .742 |
KVQM2 | 11.75 | 3.464 | .725 | .728 |
NC1 | 11.67 | 4.414 | .546 | .811 |
NC2 | 11.50 | 4.428 | .612 | .787 |
5. Giáo dục, đào tạo về kiểm toán của người sử dụng thông tin (GD): Cronbach’s Alpha = 0.769 | ||||
GD1 | 7.42 | 1.600 | .578 | .717 |
GD2 | 7.42 | 1.390 | .727 | .542 |
GD3 | 7.02 | 1.753 | .515 | .782 |
Scale Mean if Item Deleted | Scale Variance if Item Deleted | Corrected Item-Total Correlation | Cronbach's Alpha if Item Deleted | |
6. Nhu cầu của người sử dụng thông tin (NC): Cronbach’s Alpha = 0.817 | ||||
NC3 | 4.10 | .648 | .700 | . |
NC4 | 4.13 | .467 | .700 | . |
7. Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về cảnh báo của kiểm toán (KVQMCB): Cronbach’s Alpha = 0.783 | ||||
KVQM3 | 7.63 | 2.011 | .622 | .707 |
KVQM4 | 7.68 | 1.884 | .634 | .691 |
KVQM5 | 7.83 | 1.809 | .611 | .719 |
8. Chuẩn mực kiểm toán chưa đầy đủ (CM): Cronbach’s Alpha = 0.730 | ||||
CM3 | 4.03 | .660 | .576 | . |
CM4 | 3.92 | .583 | .576 | . |
(Nguồn: tổng hợp từ xử lý dữ liệu bằng SPSS20)
Kết quả Bảng 4.16 cho thấy tất cả 8 nhân tố đều có hệ số Cronbach’s Alpha > 0.7, các thang đo đều có hệ số tương quan biến – tổng > 0.3.
Căn cứ vào kết quả của phân tích nhân tố khám phá EFA và đánh giá độ tin cậy thang đo Cronbach’s Alpha, luận án điều chỉnh mô hình và các giả thuyết nghiên cứu như sau:
Đối với mô hình và giả thuyết nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách kỳ vọng trong kiểm toán báo cáo tài chính các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam:
- Về các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý:
H2’.1: Chuẩn mực về báo cáo kiểm toán có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý.
H2’.2: Giáo dục, đào tạo về kiểm toán của người sử dụng thông tin có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý.
H2’.3: Tính độc lập của của kiểm toán viên có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp
lý.
H2’.4: Năng lực của kiểm toán viên có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý. H2’.5: Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về trách nhiệm của kiểm
toán viên có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý.
lý.
H2’.6: Nhu cầu của người sử dụng thông tin có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp
H2’.7: Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về cảnh báo của kiểm
toán có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp lý.
H2’.8: Chuẩn mực kiểm toán chưa đầy đủ có ảnh hưởng tới khoảng cách hợp
lý.
- Về các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực:
H3’.1: Chuẩn mực về báo cáo kiểm toán có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn
mực.
H3’.2: Giáo dục, đào tạo về kiểm toán của người sử dụng thông tin có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực.
H3’.3: Tính độc lập của của kiểm toán viên có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực.
H3’.4: Năng lực của kiểm toán viên có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực.
H3’.5: Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về trách nhiệm của kiểm toán viên có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực.
H3’.6: Nhu cầu của người sử dụng thông tin có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực.
H3’.7: Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về cảnh báo của kiểm toán có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực.
H3’.8: Chuẩn mực kiểm toán chưa đầy đủ có ảnh hưởng tới khoảng cách chuẩn mực.
- Về các nhân tố ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm toán:
H4’.1: Chuẩn mực về báo cáo kiểm toán có ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm toán.
H4’.2: Giáo dục, đào tạo về kiểm toán của người sử dụng thông tin có ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm toán.
H4’.3: Tính độc lập của của kiểm toán viên có ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm toán.
H4’.4: Năng lực của kiểm toán viên có ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm toán.
H4’.5: Kỳ vọng quá mức của người sử dụng thông tin về trách nhiệm của kiểm toán viên có ảnh hưởng tới khoảng cách chất lượng kiểm toán.