Nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến việc lựa chọn chính sách kế toán của doanh nghiệp chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ

Nguyễn Trọng Phương - Nguyễn Khả Đồng (Khoa Kế toán - Tài chính Ngân hàng Trường Cao đẳng Công Thương TP. Hồ Chí Minh)

TÓM TẮT:

Bài viết nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến việc lựa chọn chính sách kế toán của các doanh nghiệp chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ. Kết quả nghiên cứu cho thấy có sự tác động các nhân tố chính và mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đó đến sự lựa chọn chính sách kế toán của doanh nghiệp ngành Công nghiệp chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ bao gồm: Thuế, Tính trung thực hợp lý báo cáo tài chính, Đáp ứng yêu cầu các đối tượng bên trong, Sự tin cậy của các đối tượng bên ngoài doanh nghiệp. Trong các nhân tố trên, Thuế có tác động mạnh nhất đến việc lựa chọn chính sách kế toán của các doanh nghiệp sản xuất ngành Công nghiệp chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ. Từ kết quả nghiên cứu này, tác giả đưa ra các gợi ý về lựa chọn chính sách kế toán cho các doanh nghiệp ngành Công nghiệp chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ.

Từ khóa: chính sách kế toán, lựa chọn chính sách kế toán, doanh nghiệp chế biến gỗ, vùng Đông Nam Bộ.

1. Giới thiệu

Chính sách kế toán (CSKT) và lựa chọn chính sách kế toán (LCCSKT) là một trong những nhiệm vụ quan trọng của nhân viên kế toán. Một doanh nghiệp (DN) LCCSKT phù hợp góp phần quan trọng vào việc phản ánh mức độ trung thực và hợp lý của thông tin trên báo cáo tài chính (BCTC). Chính vì thế, việc lựa chọn các CSKT là việc cấp thiết mang tính sống còn của DN và cũng là vấn đề được các nhà quản trị DN quan tâm.

Vấn đề đặt ra là những yếu tố nào sẽ có ảnh hưởng và mức độ ảnh hưởng như thế nào đến sự LCCSKT? Trả lời được cho câu hỏi này sẽ giúp nhà quản trị DN xác định được tầm ảnh hưởng của các nhân tố để sự LCCSKT hiệu quả nhất.

2. Cơ sở lý thuyết

2.1. Chính sách kế toán

Theo Chuẩn mực kế toán quốc tế số 8 (IAS 8) và Chuẩn mực kế toán Việt Nam số 29 (VAS 29, 2005) được tổng hợp các nội dung có liên quan trong Hệ thống chuẩn mực kế toán Việt Nam, Trần Đình Khôi Nguyên (2012) cho rằng, CSKT bao gồm 3 phần cơ bản: Thứ nhất, CSKT là những nguyên tắc chung mà tất cả các DN phải áp dụng; Thứ hai, CSKT là những lựa chọn về phương pháp kế toán trong khuôn khổ phạm vi từng chuẩn mực cho phép, tùy thuộc vào đặc điểm của giao dịch, điều kiện và khả năng vận dụng của từng DN; Thứ ba, CSKT là những phương pháp mà DN tự xây dựng và phát triển do bản thân chuẩn mực không thể bao quát hết mọi vấn đề trong thực tiễn.

2.2. Đặc điểm của ngành Chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ

Mỗi một ngành sản xuất đều có những đặc điểm riêng để phát triển, ngành Chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ đã phát triển từ rất lâu đời và hình thành những làng nghề truyền thống. Hệ thống sản phẩm gỗ đa dạng, phong phú phục vụ nhu cầu tiêu dùng của công chúng ở thị trường trong nước và xuất khẩu. Ngành Chế biến gỗ sử dụng nhiều lao động có trình độ khác nhau và có thể tận dụng lao động lúc nông nhàn để nâng cao hiệu quả sử dụng nhân lực, cũng như tăng thu nhập cho lao động nông thôn. Hiện nay, việc áp dụng công nghệ cao vào sản xuất chế biến gỗ chưa nhiều, đa số ngành Sản xuất gỗ thường sử dụng lao động thủ công thô sơ nên rất thuận lợi cho việc đầu tư phát triển với qui mô DN nhỏ và vừa, phù hợp với từng vùng, từng cụm dân cư trong xã hội.

Từ những đặc điểm trên, ngành Công nghiệp chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ thể hiện được qua vai trò như: cung ứng sản phẩm tiêu dùng thiết yếu rộng rãi trên thị trường, góp phần phát triển ngành Công nghiệp và phát triển kinh tế, tạo nhiều việc làm và nâng cao thu nhập cho người lao động, xuất khẩu tạo nguồn ngoại tệ quốc gia, đóng góp vào nguồn thu cho Ngân sách nhà nước.

2.3. Mô hình và giả thuyết nghiên cứu

Trên cơ sở thừa kế các nghiên cứu trong và ngoài nước, đặc biệt là nghiên cứu của Szilveszter Fekete và cộng sự (2010) phù hợp các điều kiện của các DN chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ, đồng thời kết hợp lý thuyết về thống kê, nhóm nghiên cứu rút ra các nhân tố ảnh hưởng đến sự LCCSKT trong DN bao gồm như Hình 1.

Hình 1: Mô hình nghiên cứu

Nguyễn Trọng Phương

Với mô hình nghiên cứu trên, tác giả thực hiện kiểm định các giả thuyết như sau:

Giả thuyết H1: Nhóm nhân tố Thông tin biến thiên cùng chiều với sự LCCSKT của các DN chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ.

Giả thuyết H2: Nhóm nhân tố Chi phí biến thiên cùng chiều với sự LCCSKT của DN chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ.

Giả thuyết H3: Nhóm nhân tố Thuế biến thiên cùng chiều với sự LCCSKT của các DN chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ.

Giả thuyết H4: Nhóm nhân tố Đáp ứng yêu cầu các đối tượng bên trong biến thiên cùng chiều với sự LCCSKT của các DN chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ.

Giả thuyết H5: Nhóm nhân tố Sự tin cậy của các đối tượng bên ngoài DN biến thiên cùng chiều với sự LCCSKT của các DN ngành Công nghiệp chế biến gỗ có quy mô nhỏ và vừa vùng Đông Nam Bộ.

Giả thuyết H6: Nhóm nhân tố trình độ của người làm kế toán biến thiên cùng chiều với sự LCCSKT của các DN chế biến gỗ có quy mô nhỏ và vừa DN chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ.

Giả thuyết H7: Nhóm nhân tố Tính trung thực và hợp lý BCTC biến thiên cùng chiều với sự LCCSKT của các DN ngành Chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ.

Từ giả thuyết trên, tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu:

LCCSKT = β0 + β1 F1 + β2 F2 + β3 F3 + β4F4 + β5 F5 + β6 F6 + β6 F7 + εi    (1)

2.4. Phương pháp nghiên cứu

Dựa trên kết quả công trình nghiên cứu của Szilveszter Fekete và cộng sự (2010), tác giả kế thừa 25 biến đo lường (biến quan sát) các nhân tố ảnh hưởng đến sự LCCSKT của DN chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ chia thành 6 nhóm nhân tố, gồm: Thông tin (5 quan sát); Chi phí (4 quan sát); Thuế (4 quan sát); Đáp ứng yêu cầu các đối tượng bên trong (4 quan sát); Sự tin cậy của các đối tượng bên ngoài (3 quan sát); Trình độ của người làm kế toán (4 quan sát); Tính trung thực BCTC (1 quan sát) và biến phụ thuộc là sự LCCSKT (3 quan sát).

Bài viết sử dụng phương pháp hồi quy bội để xem xét các nhân tố ảnh hưởng đến LCCSKT trong DN. Kết quả phân tích cũng phụ thuộc vào số lượng mẫu, do đó để phù hợp với phân tích khám phá có số biến quan sát là 25 biến, chúng ta phải cần có số mẫu tối thiểu là 25 * 5 = 125 mẫu. Do đó, tác giả đã gửi 205 bảng câu hỏi đến nhân viên kế toán ở các DN chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ và nhóm nghiên cứu nhận về 182 bảng khảo sát hợp lệ và cũng đảm bảo số lượng mẫu tối thiểu để phục vụ cho việc phân tích các nhân tố,…

3. Kết quả nghiên cứu và bàn luận

3.1. Đánh giá thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha các nhân tố

Tác giả tiến hành đánh giá thang đo các nhân tố là biến độc lập, gồm: Thông tin; Chi phí; Thuế; Đáp ứng yêu cầu các đối tượng bên trong; Sự tin cậy của các đối tượng bên ngoài DN; Sự LCCSKT (biến phụ thuộc) đều có hệ số Cronbach’s Alpha > 0,6, đồng thời các biến quan sát đều có tương quan biến tổng lớn hơn 0,3. Như vậy, các thang đo này đạt yêu cầu về độ tin cậy. Riêng thang đo nhóm nhân tố Tính trung thực và hợp lý BCTC do thang đo chỉ có 1 biến quan sát nên không kiểm định Cronbach’s alpha.

Sau khi tiến hành xử lý độ tin cậy của các thang đo, tác giả có được 6 thang đo dùng để đo lường các khía cạnh liên quan đến sự LCCSKT và 1 thang đo là biến phụ thuộc.

3.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA

Trước khi tiến hành phân tích nhân tố, cần xem xét liệu dữ liệu có phù hợp với phương pháp phân tích nhân tố hay không bằng cách thực hiện phép kiểm định Barlett. Mục đích của kiểm định này là kiểm tra giả thuyết H0: các biến không có tương quan với nhau trong tổng thể, nếu giả thuyết H0 không bị bác bỏ thì phân tích nhân tố có khả năng sẽ không phù hợp để tiến hành phân tích dữ liệu.

Phân tích nhân tố cho các biến độc lập

Sử dụng phương pháp trích rút những thành phần chính (Principal Components), cùng với việc thực hiện phép quay Varimax để đơn giản hóa việc giải thích các biến lẫn nhân tố. Kết quả của kiểm định Barlett thu được kết quả có ý nghĩa (Sig. = 0,000) cho phép chúng ta bác bỏ giả thuyết (H0) các biến không có tương quan với nhau trong tổng thể và chỉ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) = 0,782 > 0,5; như vậy chúng ta có thể sử dụng phương pháp phân tích nhân tố để phân tích dữ liệu. Từ kết quả phân tích nhân tố - phương sai trích Total Variance Explained, với 6 nhóm nhân tố được rút ra có khả năng giải thích được 82,13% mức độ biến thiên của dữ liệu, vượt ngưỡng chấp nhận được để hình thành nhân tố mới (50%). Do vậy, tác giả tiến hành gom các biến theo từng nhân tố được tiến hành bằng: nếu hệ số tải nhân tố (factor loading) của các thuộc tính lớn nhất ở nhân tố nào và thỏa mãn thêm điều kiện > 0,4 thì sẽ thuộc về nhân tố đó. Như vậy, các biến nếu hệ số tải lớn nhất trong hàng < 0,4 sẽ bị loại, vì nó không có ý nghĩa đo lường cho một nhân tố nào.

EFA cho thang đo biến phụ thuộc: LCCSKT

Thang đo Sự LCCSKT gồm 3 biến quan sát. Sau khi đạt độ tin cậy khi kiểm tra bằng Cronbach’s alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA được sử dụng để kiểm định lại mức độ hội tụ của các biến quan sát. Kiểm định KMO và Bartlett’s trong phân tích nhân tố cho thấy hệ số KMO bằng 0,735 (> 0,5) với mức ý nghĩa sig = 000, cho thấy phân tích nhân tố EFA là thích hợp. Với phương pháp rút trích Principal Components và phép quay Varimax, phân tích nhân tố đã trích được duy nhất 1 nhân tố từ 3 biến quan sát với phương sai trích lượt là 81,25% (> 50%) đạt yêu cầu.

Như vậy, theo phân tích nhân tố khám phá EFA phần trên, các biến của các nhân tố không có sự thay đổi, mô hình các nhân tố ban đầu vẫn được giữ nguyên. Cụ thể như sau: F1 - Chi phí, F2 - Thuế, F3 - Đáp ứng yêu cầu các đối tượng bên trong, F4 - Thông tin, F5 - Sự tin cậy của các đối tượng bên ngoài, F6 - Tính trung thực và hợp lý BCTC, và 1 nhân tố phụ thuộc Lựa chọn chính sách kế toán (LCCSKT).

3.3. Kết quả phân tích hồi quy

3.3.1. Phân tích tương quan

Từ số liệu phân tích cho thấy, các biến độc lập (F2, F3, F4, F5) có tương quan với biến phụ thuộc (LCCSKT). Biến phụ thuộc LCCSKT có tương quan mạnh nhất với biến độc lập F3 (hệ số Pearson = 0,430).

3.3.2. Kiểm định mô hình hồi quy bội

Theo kết quả phân tích, trị thống kê F của mô hình bằng 24.551 với mức ý nghĩa quan sát rất nhỏ (sig = 0.000) nên có thể khẳng định tồn tại mô hình hay tồn tại mối quan hệ giữa biến LCCSKT với các biến độc lập khác trên tổng thể.

Một số kết quả phân tích tiếp theo: Đại lượng thống kê Durbin – Watson (d) = 2,078 >1 nên mô hình không có hiện tượng tự tương quan; R2 hiệu chỉnh = 0,372, nghĩa là phương trình hồi quy tuyến tính bội được xây dựng phù hợp với tập dữ liệu là 37,2%; Hệ số phóng địa phương sai VIF (Variance Inflation Factor) nhỏ hơn 5 cho thấy các biến độc lập này không có quan hệ chặt chẽ với nhau nên không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Do đó, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả giải thích của mô hình này.

Như vậy, phân tích hồi quy tuyến tính bội là phù hợp và có thể sử dụng để kiểm định mô hình đề xuất:

LCCSKT =

0.1227+ 0.132 * Đáp ứng yêu cầu các đối tượng bên trong + 0.226 * Thuế + 0.186 * Tính trung thực và hợp lý BCTC + 0.165 * Sự tin cậy của các đối tượng bên ngoài DN

Kết quả cuối cùng tác giả chọn được mô hình có 4 nhân tố tác động đến LCCSKT có quan hệ thuận chiều với các biến độc lập, như: (1) Thuế; (2) Tính trung thực và hợp lý BCTC; (3) Sự tin cậy của các đối tượng bên ngoài DN; (4) Đáp ứng yêu cầu các đối tượng bên trong, được thảo luận cùng với thực trạng hiện nay như sau:

Nhân tố Thuế có quan hệ thuận chiều (hệ số Beta mang dấu +) với LCCSKT, thể hiện qua hệ số hồi quy riêng β= 0.226 với độ tin cậy 95%. Tức là, khi yếu tố Thuế tăng lên 1 đơn vị LCCSKT tăng tương ứng là 0.226 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.

Nhân tố Tính trung thực và hợp lý BCTC: có quan hệ thuận chiều (hệ số Beta mang dấu +) với LCCSKT, thể hiện qua hệ số hồi quy riêng β= 0.186 với độ tin cậy 95%. Tức là, khi yếu tố Trung thực và hợp lý tăng lên 1 đơn vị, thì LCCSKT tăng tương ứng là 0.186 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.

Sự tin cậy của các đối tượng bên ngoài DN: có quan hệ thuận chiều (hệ số Beta mang dấu +) với LCCSKT, thể hiện qua hệ số hồi quy riêng β= 0.165 với độ tin cậy 95%. Tức là, khi yếu tố bên ngoài tăng lên 1 đơn vị, LCCSKT tăng tương ứng là 0.165 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.

Đáp ứng yêu cầu các đối tượng bên trong: có quan hệ thuận chiều (hệ số Beta mang dấu +) với LCCSKT, thể hiện qua hệ số hồi quy riêng β= 0.123 với độ tin cậy 95%. Tức là, khi yếu tố Hình ảnh bên trong tăng lên 1 đơn vị, LCCSKT sẽ tăng tương ứng là 0.123 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.

4. Kết luận

Qua phân tích nhân tố, phân tích hồi quy đa biến chúng ta đã nhận diện được các nhân tố chính và mức độ ảnh hưởng của chúng đến sự LCCSKT của DN ngành Chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ, các yếu tố bao gồm: Thuế; Tính trung thực hợp lý BCTC; Đáp ứng yêu cầu các đối tượng bên trong; Sự tin cậy của các đối tượng bên ngoài DN. Trong đó, nhân tố Thuế có tác động mạnh nhất đến việc LCCSKT của các DN sản xuất ngành Công nghiệp chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ. Đồng thời, dựa trên các kết quả phân tích, một số gợi ý về LCCSKT cho các DN ngành Công nghiệp chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ được đề xuất như sau:

(1) Cơ quan thuế cần đưa ra các chính sách thuế tiệm cận với chuẩn mực và chế độ kế toán để hạn chế ảnh hưởng và chi phối đến việc ghi chép và lập BCTC của DN;

(2) Đối tượng sử dụng thông tin trên BCTC cần yêu cầu các DN phải cung cấp BCTC mà DN nộp cho cơ quan thuế nhằm hạn chế tình trạng DN sửa đổi CSKT làm sai lệch thông tin BCTC. Cần chú trọng tham khảo thêm nhiều nguồn thông tin khác ngoài BCTC của DN trong quá trình thẩm định tín dụng, quyết định đầu tư, quyết định khen thưởng;

(3) Cần chú trọng đưa ra giải pháp để nâng cao năng lực chuyên môn, kỹ năng làm việc cho các nhân viên kế toán trong các DN ngành Công nghiệp chế biến gỗ vùng Đông Nam Bộ, giúp cho DN có thể LCCSKT hiệu quả và đáp ứng được yêu cầu trình bày trung thực hợp lý trên BCTC.

TÀI LIỆU THAM KHẢO:

  1. Cătălin Nicolae Albu and Nadia Albu, Szilveszter Fekete, (2010). The context of the possible IFRS for SMEs implementation in Romania, An exprolatory Study. Accounting and Management Information Stystems, 9(1), 45-71.
  2. Cathy J. Mccall, (2007). Evidence on the Determinants of Accounting Procedure Choice by Regulated Firms. Thesis for the degree Doctor of Business Administration. Cleveland State University, UMI Dissertations Publishing.
  3. Christos Tzovas, (2006). Factors influencing a firm’s accounting policy decisions when tax accounting and financial accounting coincide. Managerial Auditing Journal, 21(4), 372-386.
  4. R. Dey et al, (2007). Determinants of Accounting Choices in Egypt. The Journal of Applied Accounting Research, 8, 48-92.
  5. Cudia et al, (2008). Factors that influence small and medium enterprises in Metro Manila to choose between accrual and cash accounting. Journal of International Business Research, 7(1), 1-15.
  6. Dang Duc Son et al, (2006). Users’perceptions and uses of financial reports of small and medium companies in transitional economies - Qualitative evidence from Vietnam. Qualitative Research in Accounting & Management, 3(3), 218-235.

FACTORS AFFECTING THE CHOICE OF ACCOUNTING POLICY OF WOOD PROCESSING ENTERPRISES IN THE SOUTHEAST OF VIETNAM

Nguyen Trong Phuong - Nguyen Kha Dong

Faculty of Accounting - Finance and Banking,

Ho Chi Minh City College of Industry and Trade

ABSTRACT:

This study examines the factors affecting the choice of accounting policy of wood processing enterprises in the Southeast of Vietnam. The study finds out that the choice of accounting policy of wood processing enterprises are impacted by some major factors, including tax, truthfulness and reasonableness of financial statements, meeting the requirements of internal stakeholders, reliability of external parties. In which, the tax factor has the strongest impact on the choice of accounting policy of wood processing enterprises in the Southeast of Vietnam. Based on the study’s results, some suggestions about the choice of accounting policy of wood processing enterprises in the Southeast of Vietnam are made.

Keywords: accounting policy, choice of accounting policy, wood processing enterprise, the Southeast of Vietnam.

[Tạp chí Công Thương - Các kết quả nghiên cứu khoa học và ứng dụng công nghệ, 

Số 21, tháng 9 năm 2021]