Factors affecting the quality of management accounting information in small and medium-sized enterprises: from the practice of Hanoi City
Chu Văn Đệ
Công ty Cổ phần X20, Bộ Quốc Phòng
(Quanlynhanuoc.vn) – Nghiên cứu này làm rõ các yếu tố ảnh hưởng đến chất lượng thông tin kế toán quản trị trong các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại thành phố Hà Nội. Kết quả nghiên cứu cho thấy, chất lượng thông tin kế toán quản trị chịu tác động bởi năng lực nhân viên kế toán, sự hỗ trợ của lãnh đạo, mức độ ứng dụng công nghệ thông tin, áp lực cạnh tranh thị trường và hệ thống kiểm soát nội bộ. Trong đó, hệ thống kiểm soát nội bộ, ứng dụng công nghệ thông tin và năng lực nhân viên kế toán là những yếu tố có vai trò nổi bật. Trên cơ sở đó, bài viết đề xuất một số hàm ý chính sách nhằm nâng cao chất lượng thông tin kế toán quản trị, góp phần hỗ trợ quá trình ra quyết định và nâng cao hiệu quả quản lý trong các doanh nghiệp nhỏ và vừa trong thời gian tới.
Từ khóa: Chất lượng thông tin; kế toán quản trị; doanh nghiệp nhỏ và vừa; Hà Nội.
Abstract: This study examines the factors affecting the quality of management accounting information in small and medium-sized enterprises (SMEs) in Hanoi. The findings indicate that the quality of management accounting information is influenced by accountants’ competence, leadership support, the level of information technology adoption, competitive pressure, and the internal control system. Among these factors, the internal control system, information technology adoption, and accountants’ competence play the most significant roles. Based on these findings, the article proposes several policy implications for improving the quality of management accounting information, thereby supporting decision-making and enhancing managerial efficiency in SMEs.
Keywords: Information quality; management accounting; small and medium-sized enterprises (SMEs); Hanoi.
1. Đặt vấn đề
Trong nền kinh tế hiện đại, thông tin được xem là một nguồn lực chiến lược giúp doanh nghiệp nâng cao năng lực cạnh tranh và thích ứng với những thay đổi của thị trường. Đặc biệt, hệ thống kế toán quản trị có khả năng tạo ra lợi thế cạnh tranh thông qua việc cung cấp thông tin phục vụ hoạch định chiến lược, phân bổ nguồn lực và kiểm soát hiệu quả hoạt động1. Tuy nhiên, giá trị của hệ thống kế toán quản trị không chỉ nằm ở việc thu thập dữ liệu mà còn phụ thuộc vào chất lượng của thông tin được tạo ra. Khi thông tin thiếu chính xác, không đầy đủ hoặc không được cung cấp đúng thời điểm, các quyết định quản trị có thể trở nên kém hiệu quả và làm gia tăng rủi ro trong hoạt động kinh doanh2.
Thành phố Hà Nội có số lượng doanh nghiệp nhỏ và vừa chiếm tỷ trọng rất lớn trong cơ cấu doanh nghiệp địa phương. Hà Nội cũng là địa phương có tốc độ chuyển đổi số nhanh, mức độ cạnh tranh cao và môi trường kinh doanh năng động. Trong bối cảnh đó, việc nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến chất lượng thông tin kế toán quản trị tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa trên địa bàn thành phố Hà Nội có ý nghĩa quan trọng cả về mặt lý luận và thực tiễn.
2. Cơ sở lý thuyết và mô hình nghiên cứu
Thông tin kế toán quản trị là những thông tin tài chính và phi tài chính được thu thập, xử lý và cung cấp nhằm hỗ trợ các nhà quản lý trong việc lập kế hoạch, tổ chức thực hiện, kiểm soát và ra quyết định. Khác với thông tin kế toán tài chính chủ yếu phục vụ các đối tượng bên ngoài doanh nghiệp, thông tin kế toán quản trị được thiết kế để đáp ứng nhu cầu quản lý nội bộ và nâng cao hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp3. Chất lượng thông tin kế toán quản trị phản ánh mức độ đáp ứng của thông tin đối với nhu cầu ra quyết định của nhà quản lý. Theo Chenhall và Morris (1986)4, chất lượng thông tin kế toán quản trị được đánh giá thông qua các đặc điểm, như: tính chính xác, tính kịp thời, tính đầy đủ, tính phù hợp và tính hữu ích.
Nghiên cứu sử dụng phương pháp định lượng nhằm đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến chất lượng thông tin kế toán quản trị trong các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại thành phố Hà Nội. Dữ liệu được thu thập thông qua khảo sát các nhà quản lý, kế toán trưởng và nhân viên kế toán đang làm việc tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa trên địa bàn nghiên cứu. Cuộc khảo sát được thực hiện từ tháng 3 – tháng 5/2026. Tổng số phiếu khảo sát phát ra là 280 phiếu, gửi tới 40 doanh nghiệp nhỏ và vừa thuộc các lĩnh vực thương mại, dịch vụ và sản xuất trên địa bàn thành phố Hà Nội. Sau quá trình thu thập và sàng lọc, nghiên cứu thu về 265 phiếu, trong đó có 250 phiếu hợp lệ được sử dụng cho phân tích dữ liệu.
Mô hình nghiên cứu đề xuất xem xét tác động của 5 yếu tố, gồm: năng lực nhân viên kế toán (NLKT), sự hỗ trợ của lãnh đạo (HTLD), mức độ ứng dụng công nghệ thông tin (CNTT), mức độ cạnh tranh thị trường (CTTT) và hệ thống kiểm soát nội bộ (KSNB), đến chất lượng thông tin kế toán quản trị (CLTT) tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa trên địa bàn thành phố Hà Nội. Trong đó, CLTT là biến phụ thuộc của mô hình nghiên cứu.
Hệ thống giả thuyết nghiên cứu:
H1: Năng lực nhân viên kế toán có tác động tích cực đến chất lượng thông tin kế toán quản trị.
H2: Sự hỗ trợ của lãnh đạo có tác động tích cực đến chất lượng thông tin kế toán quản trị.
H3: Mức độ ứng dụng công nghệ thông tin có tác động tích cực đến chất lượng thông tin kế toán quản trị.
H4: Mức độ cạnh tranh thị trường có tác động tích cực đến chất lượng thông tin kế toán quản trị.
H5: Hệ thống kiểm soát nội bộ có tác động tích cực đến chất lượng thông tin kế toán quản trị.
3. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
3.1. Kiểm định độ tin cậy của thang đo
Để đánh giá mức độ nhất quán nội tại của các thang đo trong mô hình nghiên cứu, bài viết sử dụng hệ số Cronbach’s Alpha và hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item – Total Correlation). Thang đo được xem là đạt độ tin cậy khi hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,7 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát lớn hơn 0,3.
Bảng 1. Kết quả kiểm định độ tin cậy thang đo
| Thang đo | Số biến quan sát | Cronbach’s Alpha | Hệ số tương quan biến tổng nhỏ nhất |
| NLKT | 4 | 0,856 | 0,621 |
| HTLD | 4 | 0,842 | 0,598 |
| CNTT | 4 | 0,873 | 0,645 |
| CTTT | 4 | 0,821 | 0,563 |
| KSNB | 4 | 0,884 | 0,667 |
| CLTT | 4 | 0,891 | 0,684 |
Kết quả trình bày tại Bảng 1 cho thấy, tất cả các thang đo đều có hệ số Cronbach’s Alpha dao động từ 0,821 đến 0,891, vượt ngưỡng yêu cầu và thể hiện mức độ tin cậy cao. Trong đó, thang đo Chất lượng thông tin kế toán quản trị (CLTT) đạt giá trị Cronbach’s Alpha cao nhất (0,891), tiếp theo là thang đo Hệ thống kiểm soát nội bộ (KSNB) với hệ số 0,884 và Mức độ ứng dụng công nghệ thông tin (CNTT) với hệ số 0,873. Các thang đo còn lại gồm: Năng lực nhân viên kế toán (NLKT), Sự hỗ trợ của lãnh đạo (HTLD) và Mức độ cạnh tranh thị trường (CTTT) cũng đạt các giá trị lần lượt là 0,856; 0,842 và 0,821, cho thấy độ ổn định và tính nhất quán tốt của các biến quan sát trong từng thang đo.
Bên cạnh đó, hệ số tương quan biến tổng nhỏ nhất của các biến quan sát đều lớn hơn 0,5 (dao động từ 0,563 – 0,684). Giá trị này cao hơn đáng kể so với ngưỡng tối thiểu ( 0,3), chứng tỏ các biến quan sát có mối tương quan chặt chẽ với tổng thể thang đo. Đặc biệt, thang đo CLTT có hệ số tương quan “biến tổng nhỏ nhất” cao nhất (0,684), tiếp theo là KSNB (0,667) và CNTT (0,645), phản ánh khả năng đo lường tốt của các biến trong các thang đo này.
Nhìn chung, kết quả kiểm định cho thấy toàn bộ 24 biến quan sát đều đáp ứng yêu cầu về độ tin cậy và không có biến nào bị loại bỏ khỏi mô hình nghiên cứu. Điều này khẳng định các thang đo được xây dựng có tính nhất quán nội tại cao. Do đó, toàn bộ các biến quan sát được giữ lại để tiếp tục thực hiện phân tích nhân tố khám phá (EFA) nhằm kiểm định giá trị hội tụ và giá trị phân biệt của các thang đo trong các bước phân tích tiếp theo.
3.2. Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Bảng 2. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett
| Chỉ tiêu | Giá trị |
| Hệ số KMO | 0,874 |
| Bartlett’s Test of Sphericity (Chi-Square) | 2.456,381 |
| Bậc tự do (df) | 276 |
| Sig. | 0,000 |
Trước khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá (Exploratory Factor Analysis – EFA), nghiên cứu thực hiện kiểm định mức độ phù hợp của dữ liệu thông qua hệ số KMO và kiểm định Bartlett. Kết quả được trình bày tại Bảng 2 cho thấy, hệ số KMO đạt 0,874, lớn hơn ngưỡng tối thiểu 0,5 và nằm trong khoảng từ 0,8 đến 0,9, thể hiện mức độ phù hợp cao của dữ liệu đối với phân tích nhân tố. Giá trị KMO ở mức này cho thấy, mẫu nghiên cứu có tính đại diện tốt và các biến quan sát có đủ mức độ tương quan để hình thành các nhân tố tiềm ẩn.
Bên cạnh đó, kiểm định Bartlett’s Test of Sphericity cho giá trị Chi-Square đạt 2.456,381 với bậc tự do (df) là 276 và mức ý nghĩa Sig. = 0,000 (< 0,05). Kết quả này bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng, ma trận tương quan giữa các biến là ma trận đơn vị, đồng thời khẳng định giữa các biến quan sát tồn tại mối tương quan có ý nghĩa thống kê. Điều này chứng tỏ dữ liệu hoàn toàn đáp ứng các điều kiện cần thiết để tiến hành phân tích nhân tố khám phá.
Nhìn chung, kết quả kiểm định KMO và Bartlett cho thấy, bộ dữ liệu khảo sát có chất lượng tốt, các biến quan sát có mối liên hệ chặt chẽ với nhau và phù hợp để tiếp tục thực hiện EFA. Đây là cơ sở quan trọng để xác định cấu trúc các nhân tố đại diện cho các khái niệm nghiên cứu, đồng thời đánh giá giá trị hội tụ và giá trị phân biệt của các thang đo trong mô hình.
Sau khi xác nhận tính phù hợp của dữ liệu, nghiên cứu tiến hành phân tích nhân tố khám phá bằng phương pháp trích Principal Component Analysis kết hợp với phép xoay Varimax nhằm tối đa hóa khả năng giải thích của các nhân tố và tăng cường khả năng phân biệt giữa các nhóm biến quan sát. Kết quả phân tích chi tiết về số lượng nhân tố được trích, hệ số tải nhân tố và tổng phương sai trích được trình bày tại Bảng 3.
Bảng 3. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA
| Biến quan sát | NLKT | HTLD | CNTT | CTTT | KSNB | CLTT |
| NLKT1 | 0,812 | |||||
| NLKT2 | 0,845 | |||||
| NLKT3 | 0,793 | |||||
| NLKT4 | 0,827 | |||||
| HTLD1 | 0,786 | |||||
| HTLD2 | 0,834 | |||||
| HTLD3 | 0,802 | |||||
| HTLD4 | 0,775 | |||||
| CNTT1 | 0,842 | |||||
| CNTT2 | 0,865 | |||||
| CNTT3 | 0,821 | |||||
| CNTT4 | 0,798 | |||||
| CTTT1 | 0,756 | |||||
| CTTT2 | 0,809 | |||||
| CTTT3 | 0,784 | |||||
| CTTT4 | 0,771 | |||||
| KSNB1 | 0,846 | |||||
| KSNB2 | 0,873 | |||||
| KSNB3 | 0,825 | |||||
| KSNB4 | 0,801 | |||||
| CLTT1 | 0,857 | |||||
| CLTT2 | 0,882 | |||||
| CLTT3 | 0,846 | |||||
| CLTT4 | 0,818 |
Bảng 3 cho thấy, 24 biến quan sát được nhóm thành 6 nhân tố đúng như mô hình nghiên cứu đề xuất, bao gồm: 5 nhân tố độc lập (NLKT, HTLD, CNTT, CTTT, KSNB) và 1 nhân tố phụ thuộc (CLTT). Các biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,7 và dao động (từ 0,756 – 0,882). Điều này cho thấy, các biến quan sát có mối liên hệ chặt chẽ với các nhân tố. Cụ thể, nhân tố “Năng lực nhân viên kế toán”(NLKT) có hệ số tải nhân tố từ 0,793 đến 0,845; nhân tố “Sự hỗ trợ của lãnh đạo” (HTLD) có hệ số tải (từ 0,775 – 0,834); nhân tố “Mức độ ứng dụng công nghệ thông tin”(CNTT) có hệ số tải (từ 0,798 – 0,865); nhân tố “Mức độ cạnh tranh thị trường” (CTTT) có hệ số tải (từ 0,756 – 0,809; nhân tố “Hệ thống kiểm soát nội bộ” (KSNB) có hệ số tải (từ 0,801 – 0,873); nhân tố “Chất lượng thông tin kế toán quản trị” (CLTT) có hệ số tải (từ 0,818 – 0,882). Trong đó, biến CLTT2 có hệ số tải nhân tố cao nhất (0,882), tiếp theo là KSNB2 (0,873) và CNTT2 (0,865) cho thấy, các biến này có khả năng đại diện rất tốt cho các nhân tố tương ứng.
Bên cạnh đó, các biến quan sát chỉ tải mạnh trên một nhân tố duy nhất và không xuất hiện hiện tượng tải chéo đáng kể giữa các nhân tố. Kết quả này chứng tỏ các thang đo đạt được giá trị phân biệt, nghĩa là mỗi nhóm biến quan sát phản ánh một khái niệm riêng biệt trong mô hình nghiên cứu. Ngoài ra, tổng phương sai trích đạt 72,438%, cao hơn đáng kể so với mức tối thiểu 50% được đề xuất trong các nghiên cứu về phân tích nhân tố, chứng tỏ 5 nhân tố độc lập và một nhân tố phụ thuộc trong mô hình nghiên cứu đã giải thích được 72,438% tổng phương sai của bộ dữ liệu khảo sát, phản ánh phần lớn thông tin chứa trong các biến quan sát. Nói cách khác, các nhân tố trong mô hình có khả năng đại diện tốt cho cấu trúc dữ liệu thực tế và mức độ giải thích của mô hình được đánh giá là cao.
3.3. Phân tích tương quan giữa các biến nghiên cứu
Sau khi kiểm định độ tin cậy thang đo và đánh giá giá trị hội tụ, giá trị phân biệt của các biến thông qua phân tích EFA, nghiên cứu tiếp tục thực hiện phân tích tương quan Pearson nhằm xem xét mối quan hệ giữa các biến trong mô hình nghiên cứu. Kết quả phân tích tương quan được trình bày tại Bảng 4.
Bảng 4. Ma trận tương quan giữa các biến nghiên cứu
| Biến | CLTT | NLKT | HTLD | CNTT | CTTT | KSNB |
| CLTT | 1,000 | |||||
| NLKT | 0,691** | 1,000 | ||||
| HTLD | 0,648** | 0,524** | 1,000 | |||
| CNTT | 0,742** | 0,563** | 0,487** | 1,000 | ||
| CTTT | 0,571** | 0,438** | 0,405** | 0,492** | 1,000 | |
| KSNB | 0,778** | 0,617** | 0,558** | 0,642** | 0,489** | 1,000 |
Kết quả cho thấy, tất cả các biến độc lập đều có mối tương quan thuận chiều với biến phụ thuộc “Chất lượng thông tin kế toán quản trị” (CLTT) và đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (Sig. < 0,01), chứng minh rằng, khi các yếu tố độc lập gia tăng thì chất lượng thông tin kế toán quản trị trong các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại thành phố Hà Nội cũng có xu hướng được cải thiện. Trong số các biến độc lập, biến “Hệ thống kiểm soát nội bộ” (KSNB) có hệ số tương quan mạnh nhất với chất lượng thông tin kế toán quản trị (r = 0,778), tiếp theo là biến “Mức độ ứng dụng công nghệ thông tin”(CNTT) với hệ số tương quan đạt 0,742 và biến “Năng lực nhân viên kế toán” (NLKT) với hệ số tương quan đạt 0,691. Kết quả này cho thấy, việc xây dựng hệ thống kiểm soát nội bộ hiệu quả, đẩy mạnh ứng dụng công nghệ thông tin và nâng cao năng lực chuyên môn của đội ngũ kế toán đóng vai trò quan trọng trong việc nâng cao chất lượng thông tin kế toán quản trị của doanh nghiệp.
Bên cạnh đó, biến “Sự hỗ trợ của lãnh đạo” (HTLD) có hệ số tương quan với biến phụ thuộc (CLTT) đạt 0,648, trong khi biến “Mức độ cạnh tranh thị trường” (CTTT) có hệ số tương quan thấp hơn, đạt 0,571. Mặc dù mức độ tương quan thấp hơn các yếu tố còn lại nhưng các hệ số này vẫn cho thấy mối quan hệ tích cực và có ý nghĩa thống kê giữa các yếu tố trên với chất lượng thông tin kế toán quản trị.
Ngoài mối tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập, kết quả cũng cho thấy, các biến độc lập có tương quan với nhau ở mức từ 0,405 đến 0,642. Hệ số tương quan cao nhất giữa các biến độc lập là giữa biến KSNB và biến CNTT (r = 0,642), tiếp theo là giữa biến KSNB và biến NLKT (r = 0,617). Tất cả các hệ số tương quan đều nhỏ hơn 0,8, cho thấy, chưa có dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng giữa các biến độc lập, chứng tỏ rằng các biến nghiên cứu vừa có mối liên hệ nhất định với nhau, vừa bảo đảm tính độc lập tương đối để tiếp tục đưa vào mô hình hồi quy.
Nhìn chung, kết quả phân tích tương quan Pearson đã cung cấp bằng chứng về mối quan hệ giữa các biến nghiên cứu; đồng thời, cho thấy các nhân tố Năng lực nhân viên kế toán (NLKT), Sự hỗ trợ của lãnh đạo (HTLD), Mức độ ứng dụng công nghệ thông tin (CNTT), Mức độ cạnh tranh thị trường (CTTT) và Hệ thống kiểm soát nội bộ (KSNB) đều có khả năng tác động đến Chất lượng thông tin kế toán quản trị (CLTT). Đây là cơ sở quan trọng để tiếp tục thực hiện phân tích hồi quy tuyến tính đa biến nhằm kiểm định các giả thuyết nghiên cứu và xác định mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố trong mô hình.
3.4. Kiểm định mô hình nghiên cứu
Nghiên cứu tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính đa biến nhằm đánh giá mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến chất lượng thông tin kế toán quản trị trong các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại thành phố Hà Nội.
Bảng 5. Kết quả kiểm định mô hình hồi quy
| Biến độc lập | Hệ số Beta chuẩn hóa | Giá trị t | Sig. | VIF |
| NLKT | 0,243 | 4,286 | 0,000 | 1,672 |
| HTLD | 0,186 | 3,541 | 0,001 | 1,458 |
| CNTT | 0,291 | 5,274 | 0,000 | 1,784 |
| CTTT | 0,124 | 2,639 | 0,009 | 1,362 |
| KSNB | 0,337 | 6,128 | 0,000 | 1,856 |
| Chỉ tiêu | Giá trị |
| R² | 0,713 |
| R² hiệu chỉnh | 0,707 |
| F | 120,364 |
| Sig. F | 0,000 |
| Durbin-Watson | 1,914 |
Bảng 5 cho thấy, mô hình nghiên cứu có mức độ phù hợp cao. Hệ số xác định R² đạt 0,713 và R² hiệu chỉnh đạt 0,707, chứng tỏ 70,7% sự biến thiên của chất lượng thông tin kế toán quản trị trong các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại thành phố Hà Nội được giải thích bởi 5 biến độc lập gồm: NLKT, HTLD, CNTT, CTTT và KSNB.
Kết quả kiểm định ANOVA cho thấy, giá trị F = 120,364 với mức ý nghĩa Sig. = 0,000 (< 0,05), khẳng định mô hình hồi quy tổng thể có ý nghĩa thống kê và phù hợp với dữ liệu nghiên cứu. Bên cạnh đó, hệ số Durbin-Watson đạt 1,914, nằm trong khoảng (từ 1 – 3), khẳng định, hiện tượng tự tương quan của phần dư không xảy ra, bảo đảm độ tin cậy của mô hình hồi quy. Xét mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập, kết quả cho thấy, cả 5 yếu tố đều có tác động cùng chiều đến chất lượng thông tin kế toán quản trị và đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5% do các giá trị Sig. đều nhỏ hơn 0,05. Ngoài ra, kết quả kiểm định đa cộng tuyến cho thấy các hệ số VIF của các biến độc lập dao động từ 1,362 đến 1,856, đều nhỏ hơn ngưỡng 5. Do đó, hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra và các biến độc lập trong mô hình đảm bảo tính độc lập tương đối.
Từ kết quả hồi quy có thể sắp xếp mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến chất lượng thông tin kế toán quản trị theo thứ tự giảm dần như sau:
KSNB (β = 0,337) > CNTT (β = 0,291) > NLKT (β = 0,243) > HTLD (β = 0,186) > CTTT (β = 0,124).
Như vậy, các giả thuyết nghiên cứu đều được chấp nhận. Kết quả nghiên cứu hàm ý, rằng các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại thành phố Hà Nội cần ưu tiên hoàn thiện hệ thống kiểm soát nội bộ, tăng cường ứng dụng công nghệ thông tin; đồng thời, nâng cao năng lực chuyên môn của đội ngũ kế toán và sự hỗ trợ từ lãnh đạo nhằm nâng cao chất lượng thông tin kế toán quản trị, đáp ứng yêu cầu quản trị trong bối cảnh cạnh tranh ngày càng gia tăng.
3.5. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Sau khi xác nhận mô hình nghiên cứu có mức độ phù hợp cao, nghiên cứu tiến hành kiểm định các giả thuyết đã đề xuất.
Bảng 6. Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
| Giả thuyết | Mối quan hệ | Hệ số Beta | Sig. | Kết quả |
| H1 | NLKT → CLTT | 0,243 | 0,000 | Chấp nhận |
| H2 | HTLD → CLTT | 0,186 | 0,001 | Chấp nhận |
| H3 | CNTT → CLTT | 0,291 | 0,000 | Chấp nhận |
| H4 | CTTT → CLTT | 0,124 | 0,009 | Chấp nhận |
| H5 | KSNB → CLTT | 0,337 | 0,000 | Chấp nhận |
Kết quả kiểm định giả thuyết cho thấy, hệ thống kiểm soát nội bộ, ứng dụng công nghệ thông tin và năng lực nhân viên kế toán là ba yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến chất lượng thông tin kế toán quản trị trong các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại thành phố Hà Nội. Trong khi đó, sự hỗ trợ của lãnh đạo và mức độ cạnh tranh thị trường cũng có tác động tích cực nhưng ở mức độ thấp hơn. Những phát hiện này cung cấp bằng chứng thực nghiệm quan trọng để các doanh nghiệp xây dựng các giải pháp phù hợp nhằm nâng cao chất lượng thông tin kế toán quản trị và hiệu quả quản lý trong bối cảnh cạnh tranh ngày càng gia tăng.
5. Kết luận và hàm ý chính sách
Từ kết quả phân tích dữ liệu khảo sát tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa trên địa bàn thành phố Hà Nội, nghiên cứu đã làm rõ các yếu tố ảnh hưởng đến chất lượng thông tin kế toán quản trị, khẳng định chất lượng thông tin kế toán quản trị chịu tác động đồng thời của các yếu tố thuộc môi trường quản trị và năng lực nội tại của doanh nghiệp, trong đó hệ thống kiểm soát nội bộ, mức độ ứng dụng công nghệ thông tin và năng lực nhân viên kế toán giữ vai trò đặc biệt quan trọng.
Kết quả hồi quy cho thấy, cả 5 yếu tố trong mô hình nghiên cứu đều có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê đối với chất lượng thông tin kế toán quản trị. Trong đó, hệ thống kiểm soát nội bộ là nhân tố có mức độ tác động mạnh nhất, tiếp đến là mức độ ứng dụng công nghệ thông tin, năng lực nhân viên kế toán, sự hỗ trợ của lãnh đạo và mức độ cạnh tranh thị trường.
Các yếu tố liên quan đến sự hỗ trợ của lãnh đạo và áp lực cạnh tranh thị trường mặc dù có mức độ tác động thấp hơn nhưng vẫn đóng vai trò quan trọng trong việc tạo động lực đổi mới hoạt động quản trị và nâng cao chất lượng thông tin phục vụ ra quyết định. Kết quả nghiên cứu cho thấy, chất lượng thông tin kế toán quản trị không phụ thuộc vào một yếu tố đơn lẻ mà là kết quả của sự kết hợp giữa hệ thống kiểm soát, nguồn nhân lực, công nghệ và môi trường quản trị doanh nghiệp. Từ đó, bài viết rút ra một số hàm ý chính sách:
Thứ nhất, hoàn thiện hệ thống kiểm soát nội bộ nhằm bảo đảm độ tin cậy của thông tin kế toán quản trị. Kết quả nghiên cứu cho thấy, hệ thống kiểm soát nội bộ là yếu tố có tác động mạnh nhất đến chất lượng thông tin kế toán quản trị. Do đó, các doanh nghiệp nhỏ và vừa cần xây dựng và chuẩn hóa quy trình kiểm soát đối với toàn bộ quá trình thu thập, xử lý, lưu trữ và cung cấp thông tin kế toán. Việc phân định rõ trách nhiệm giữa các bộ phận, tăng cường cơ chế kiểm tra chéo, thường xuyên rà soát quy trình nghiệp vụ và kiểm soát rủi ro trong hoạt động tài chính – kế toán sẽ góp phần hạn chế sai sót, gian lận và nâng cao tính chính xác, minh bạch của thông tin phục vụ quản trị.
Thứ hai, đẩy mạnh ứng dụng công nghệ thông tin và chuyển đổi số trong công tác kế toán quản trị. Các doanh nghiệp cần ưu tiên đầu tư các phần mềm kế toán và hệ thống quản trị dữ liệu phù hợp với quy mô hoạt động, bảo đảm khả năng kết nối dữ liệu giữa các bộ phận, như: kế toán, bán hàng, kho vận và sản xuất. Việc số hóa chứng từ, tự động hóa quy trình xử lý dữ liệu và xây dựng hệ thống báo cáo quản trị theo thời gian thực sẽ giúp giảm chi phí xử lý thông tin, nâng cao tính kịp thời và hỗ trợ nhà quản trị đưa ra quyết định nhanh chóng, chính xác hơn trong môi trường kinh doanh biến động.
Thứ ba, nâng cao chất lượng nguồn nhân lực kế toán theo hướng đáp ứng yêu cầu quản trị hiện đại. Bên cạnh kiến thức chuyên môn về kế toán và tài chính, đội ngũ kế toán cần được trang bị kỹ năng phân tích dữ liệu, lập báo cáo quản trị, dự báo tài chính và ứng dụng công nghệ số trong công việc. Các doanh nghiệp nên xây dựng kế hoạch đào tạo định kỳ, khuyến khích nhân viên tham gia các chương trình bồi dưỡng chuyên môn và cập nhật các chuẩn mực, quy định mới về kế toán. Đồng thời, cần từng bước chuyển đổi vai trò của kế toán từ chức năng ghi nhận và phản ánh thông tin sang chức năng tư vấn, hỗ trợ ra quyết định cho nhà quản trị.
Thứ tư, tăng cường sự cam kết và hỗ trợ của lãnh đạo đối với hoạt động kế toán quản trị. Lãnh đạo doanh nghiệp cần nhận thức rõ vai trò của thông tin kế toán quản trị trong hoạch định chiến lược và kiểm soát hoạt động. Trên cơ sở đó, cần ưu tiên bố trí nguồn lực cho công tác kế toán, đầu tư công nghệ, đào tạo nhân sự và xây dựng cơ chế sử dụng thông tin kế toán trong quá trình ra quyết định. Sự quan tâm, chỉ đạo của lãnh đạo không chỉ tạo điều kiện cho hệ thống kế toán quản trị phát triển mà còn góp phần hình thành văn hóa quản trị dựa trên dữ liệu trong doanh nghiệp.
Thứ năm, chủ động thích ứng với áp lực cạnh tranh thị trường thông qua nâng cao chất lượng thông tin quản trị. Trong bối cảnh môi trường kinh doanh ngày càng cạnh tranh, các doanh nghiệp cần xây dựng hệ thống thông tin kế toán quản trị có khả năng cung cấp dữ liệu nhanh chóng, chính xác và phục vụ hiệu quả cho việc đánh giá chi phí, kiểm soát hiệu quả hoạt động và phân tích thị trường. Việc khai thác tốt thông tin kế toán quản trị sẽ giúp doanh nghiệp nhận diện cơ hội kinh doanh, kiểm soát rủi ro và nâng cao năng lực cạnh tranh trong dài hạn.
Chú thích:
1. Cadez, S., & Guilding, C. (2008). An exploratory investigation of an integrated contingency model of strategic management accounting. Accounting, Organizations and Society, 33(7-8), 836-863.
2. Naranjo-Gil, D., & Hartmann, F. (2007). Management accounting systems, top management team heterogeneity and strategic change. Accounting, Organizations and Society, 32(7-8), 735-756
3. Chenhall, R. H. (2003). Management control systems design within its organizational context: Findings from contingency-based research and directions for the future. Accounting, Organizations and Society, 28(2-3), 127-168.
4. Chenhall, R. H., & Morris, D. (1986). The impact of structure, environment, and interdependence on the perceived usefulness of management accounting systems. The Accounting Review, 61(1), 16-35.
