[Download] Tải Nhân tố ảnh hưởng tính hữu hiệu của hệ thống kiểm soát nội bộ doanh nghiệp phi tài chính tại TP. HCM – Tải về File Word, PDF

Nhân tố ảnh hưởng tính hữu hiệu của hệ thống kiểm soát nội bộ doanh nghiệp phi tài chính tại TP. HCM

Nhân tố ảnh hưởng tính hữu hiệu của hệ thống kiểm soát nội bộ doanh nghiệp phi tài chính tại TP. HCM
Nội dung Text: Nhân tố ảnh hưởng tính hữu hiệu của hệ thống kiểm soát nội bộ doanh nghiệp phi tài chính tại TP. HCM

Download


Bài viết nhằm xây dựng và kiểm định một mô hình cấu trúc tuyến tính các nhân tố tác động đến tính hữu hiệu của hệ thống kiểm soát nội bộ, từ đó ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp phi tài chính ở TP. Hồ Chí Minh.

Bạn đang xem: [Download] Tải Nhân tố ảnh hưởng tính hữu hiệu của hệ thống kiểm soát nội bộ doanh nghiệp phi tài chính tại TP. HCM – Tải về File Word, PDF

*Ghi chú: Có 2 link để tải biểu mẫu, Nếu Link này không download được, các bạn kéo xuống dưới cùng, dùng link 2 để tải tài liệu về máy nhé!
Download tài liệu Nhân tố ảnh hưởng tính hữu hiệu của hệ thống kiểm soát nội bộ doanh nghiệp phi tài chính tại TP. HCM File Word, PDF về máy

Nhân tố ảnh hưởng tính hữu hiệu của hệ thống kiểm soát nội bộ doanh nghiệp phi tài chính tại TP. HCM

Mô tả tài liệu

Nội dung Text: Nhân tố ảnh hưởng tính hữu hiệu của hệ thống kiểm soát nội bộ doanh nghiệp phi tài chính tại TP. HCM

  1. Nghiên cứu trao đổi

    Nhân tố ảnh hưởng tính hữu hiệu
    của hệ thống kiểm soát nội bộ
    doanh nghiệp phi tài chính tại TP. HCM
     PGS.TS. Hà Xuân Thạch*
    Ths. Nguyễn Thị Mai Sang**
    Nhận: 20/6/2020
    Biên tập: 01/7/2020
    Duyệt đăng: 11/7/2020

    Nghiên cứu này nhằm xây dựng và kiểm định một mô hình cấu trúc Nguyễn Tuấn (2017), Hà Xuân
    tuyến tính các nhân tố tác động đến tính hữu hiệu của hệ thống kiểm Thạch và Nguyễn Thị Mai Sang
    soát nội bộ, từ đó ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của các doanh (2016), Thach, Ha Xuan và
    nghiệp phi tài chính ở TP.HCM. Kết quả kiểm định từ dữ liệu khảo sát Phuong, Nguyen Thi Lan (2018),
    211 doanh nghiệp phi tài chính ở TP.HCM cho thấy, các nhân tố là năm Trần Văn Tùng và các cộng sự
    thành phần kiểm soát nội bộ (KSNB) gồm: môi trường kiểm soát (2018), Từ Thanh Hoài và cộng sự
    (MTKS), đánh giá rủi ro (ĐGRR), hoạt động kiểm soát (HĐKS), thông tin (2019)… được thực hiện trong
    và truyền thông (TT_TT) và giám sát (GS) đều có tác động tích cực đến
    nhiều lĩnh vực và các DN khác
    tính hữu hiệu của hệ thống kiểm soát nội bộ.
    nhau. Nghiên cứu đơn về tính hữu
    Từ khóa: Hệ thống kiểm soát nội bộ, tính hữu hiệu, hiệu quả hoạt
    động, doanh nghiệp. hiệu của HTKSNB ảnh hưởng hiệu
    Abstract quả hoạt động có ít hơn như: Đặng
    This study aims to build and test a Structural Equation Model factors im- Thúy Anh (2017), Võ Thu Phụng
    pact the effectiveness of the internal control system (ICS), influence the (2017), Nguyễn Hoàng Phương
    firm performance (FP) of non – financial enterprises (NFE) in Ho Chi Thanh (2017), Từ Thanh Hoài và
    Minh City (HCMC). The analysis results from a surveyed database of 211 cộng sự (2019) … được thực hiện
    non – financial enterprises in HCMC show that the factors are five com- cho các ngành khác nhau. Tuy
    ponents of ICS include: control environment (CE), risk assessment (RA), nhiên, nghiên cứu trong mô hình
    control activities (CA), information and communication (IC) and monitor- cấu trúc tuyến tính SEM về vấn đề
    ing (M) have a positive impact on the effectiveness of internal control
    này còn khá ít và chưa đúng mức.
    system with squared adjusted coefficient R2 = 0.575.
    Keywords: Internal control systems, Effectiveness, Firm Performance,
    Một nghiên cứu kết nối hai vấn
    Enterprises. đề: nhân tố tác động tính hữu hiệu
    của HTKSNB và ảnh hưởng của
    1. Đặt vấn đề (DN) phát triển bền vững, từ đó tính hữu hiệu đến hiệu quả hoạt
    KSNB là một quá trình bị chi nâng cao hiệu quả hoạt động của động DN trong cấu trúc tuyến tính
    phối bởi hội đồng quản trị, người DN. Ngược lại, HTKSNB yếu kém 5 thành phần HTKSNB là hết sức
    quản lý và các nhân viên của đơn vị. sẽ dẫn đến thất bại trong quản trị cần thiết, giúp các nhà quản trị hiểu
    KSNB được thiết lập để cung cấp DN, làm mất niềm tin nhà đầu tư và rõ sự tác động của HTKSNB đến
    một sự đảm bảo hợp lý nhằm đạt tác động giá trị tài chính DN bị đánh nâng cao kết quả hoạt động tại DN.
    được các mục tiêu về hoạt động, báo giá thấp trên thị trường, gây thiệt hại 2. Phương pháp nghiên cứu
    cáo và tuân thủ (COSO, 2013). Cho lớn cho DN. Tác giả sử dụng chủ yếu
    nên, việc nghiên cứu tính hữu hiệu Thời gian gần đây, có nhiều phương pháp nghiên cứu định
    và hiệu quả của hệ thống kiểm soát nghiên cứu về các nhân tố tác động lượng thông qua hai giai đoạn gồm:
    nội bộ (HTKSNB) trong các doanh tính hữu hiệu HTKSNB ở Việt nghiên cứu sơ bộ và nghiên cứu
    nghiệp phi tài chính (DNPTC) ở Nam như Nguyễn Thị Thủy và chính thức. Dựa trên các cơ sở lý
    TP.HCM là cần thiết. Bởi vì, khi các
    DNPTC thiết kế được một HTK- * Khoa Kế Toán – Trường Đại học Kinh tế TP.HCM
    SNB hữu hiệu giúp doanh nghiệp ** Nghiên cứu sinh Kế toán – Trường Đại học Kinh tế TP.HCM

    Tạp chí Kế toán & Kiểm toán số tháng 7/2020 7

  2. Nghiên cứu trao đổi

    thuyết nền như lý thuyết uỷ nhiệm, EFA, đánh giá độ tin cậy của thang Giả thuyết H6: HTKSNB có
    lý thuyết các bên có liên quan, lý đo (Giá trị hội tụ, Giá trị phân biệt), tính hữu hiệu tốt sẽ ảnh hưởng
    thuyết các cơ sở nguồn lực và phân tích mô hình cấu trúc tuyến tích cực đến hiệu quả hoạt động
    nhận diện kế thừa các nhân tố từ tính (SEM). của DN.
    nghiên cứu trước có liên quan, từ 3. Giả thuyết và mô hình Mô hình nghiên cứu ban đầu
    đó thiết lập các giả thuyết nghiên nghiên cứu (Hình 1).
    cứu và xây dựng mô hình nghiên 4. Kết quả nghiên cứu
    cứu. Tiến hành nghiên cứu sơ bộ Căn cứ vào báo cáo COSO
    2016, John Kang’aru Kinyua 4.1. Nghiên cứu sơ bộ
    nhằm điều chỉnh thang đo theo
    COSO 2016, vì các thang đo kế (2016), Chen Xiaofang và Nie Mẫu nghiên cứu sơ bộ là 100:
    thừa trong mô hình được thiết kế Huili (2016), Chunli Liu và các Tác giả thu thập dữ liệu từ người
    theo COSO 2013. cộng sự (2017), Thach Ha Xuan và quen, bạn bè, đồng nghiệp, các học
    Phuong Nguyen Thi Lan (2017), viên lớp cao học tại các trường mà
    Phương pháp chọn mẫu và thu
    tác giả tham gia giảng dạy, họ đang
    thập dữ liệu Nguyễn Hoàng Phương Thanh
    làm việc ở các DN phi tài chính tại
    Tác giả sử dụng phương pháp (2017), Trần Văn Tùng và các cộng
    TP.HCM.
    chọn mẫu phi xác suất như kỹ sự (2018), Từ Thanh Hoài và cộng
    thuật chọn mẫu thuận tiện, bởi vì Kiểm định thang đo bằng hệ số
    sự (2019)… và các nền tảng lý
    trong nghiên cứu này, tác giả tin cậy Cronbach’s Alpha
    thuyết, tác giả đưa ra các giả thuyết
    không thể xác định khung mẫu Kết quả phân tích độ tin cậy
    nghiên cứu:
    tổng số DN phi tài chính tại thang đo cho thấy hệ số Cronbach’s
    Giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5: Alpha của tổng thể lớn hơn 0,6, vì
    TP.HCM. Cách này thường vận
    dụng cho các nghiên cứu sơ bộ, dễ lần lượt là MTKS, ĐGRR, HĐKS, vậy không loại bỏ biến quan sát
    dàng tiếp cận các đối tượng khảo TT_TT, GS tổ chức tốt sẽ tác động nào, các thang đo đều đạt độ tin cậy
    sát là các cá nhân ở các vị trí quan tích cực đến tính hữu hiệu của cần thiết cho việc kiểm định các giả
    trọng của DN thông qua người HTKSNB của DN. thuyết nghiên cứu (Bảng 1).
    quen, bạn bè, đồng nghiệp, các học
    Hình 1. Mô hình nghiên cứu đề xuất
    viên lớp cao học tại các trường mà
    tác giả tham gia giảng dạy.
    Kích thước mẫu: Nghiên cứu sơ
    bộ tối thiểu là 100. Nghiên cứu
    chính thức theo Bollen (1989) phải
    có tối thiểu 5 quan sát trên mỗi
    thông số ước lượng (tỷ lệ 5:1),
    trong nghiên cứu này có 36 biến
    quan sát nên cần cỡ mẫu tối thiểu
    là 180.
    Đối tượng nghiên cứu
    Là các DNPTC ở TP.HCM,
    thông qua các cá nhân được khảo
    sát như giám đốc, phó giám đốc,
    giám đốc tài chính, kế toán (Nguồn: Tác giả tổng hợp theo COSO 2016)
    trưởng, trưởng phòng, nhân viên Bảng 1: Kết quả hệ số Cronbach’s Alpha
    kế toán là những người am hiểu,
    quan tâm và triển khai thực hiện
    HTKSNB của DN.
    Phương pháp kiểm định
    Dữ liệu thu thập được sau khi
    được mã hóa và làm sạch, xử lý
    bằng phần mềm SPSS 23 và
    Smart_PLS 3.2.7, với các phân tích
    sau: thống kê mô tả, kiểm định
    thang đo bằng Cronbach’s Alpha, (Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SPSS 23)

    8 Tạp chí Kế toán & Kiểm toán số tháng 7/2020

  3. Nghiên cứu trao đổi

    Kết quả phân tích nhân tố Kết quả EFA cho khái niệm hiệu 4.2. Kết quả nghiên cứu Mẫu
    khám phá nhân tố EFA quả hoạt động (HQHĐ) nghiên cứu chính thức: Tác giả
    Kết quả EFA của các khái niệm Thực hiện EFA cho khái niệm khảo sát chính thức tại các DN phi
    nghiên cứu: MTKS, ĐGRR, hiệu quả hoạt động cho thấy trị số tài chính ở TP.HCM từ tháng
    HĐKS, TT_TT, GS KMO = 0,745 đạt yêu cầu > 0,5 và 8/2019 đến tháng 12/2019 với
    Thực hiện EFA cho 30 biến nhỏ hơn 1. Kết quả Kiểm định khoảng 500 mẫu phát ra, thực tế
    quan sát của 5 biến độc lập: MTKS, Bartlett’s đạt giá trị 175,087 với thu về 328 bảng, khi phân loại sơ
    ĐGRR, HĐKS, TT_TT, GS rút mức ý nghĩa (Sig. là 0,000 < 0,05). bộ loại bỏ các bảng đánh cùng mức
    trích thành 5 nhân tố, không có Phương sai trích đạt 82,606% lớn
    biến nào có hệ số tải nhân tố nhỏ trả lời, trả lời không hết câu hỏi
    hơn mức độ chấp nhận là 50%, tại trong bảng. Kết quả còn 281 bảng
    hơn 0,4 để bị loại. Hệ số tải nhân tố
    điểm dừng Eigenvalues = 2,478. của 211 công ty đưa vào nghiên
    của các biến đều > 0,5, nên các
    Hiệu quả hoạt động vẫn rút trích 3 cứu, trong đó có 70 công ty được 2
    biến này có ý nghĩa thực tiễn. Hệ
    biến quan sát từ HQHD1, HQHD2, bảng khảo sát, chọn 2 bảng ở 2 vị
    số KMO = 0,793 > 0,5 nên EFA
    phù hợp với dữ liệu. Thống kê Chi HQHD3 và có hệ số tải nhân tố đều
    trí khác nhau là quản lý và kế toán
    – Square của Kiểm định Bartlett’s lớn 0,4.
    (Bảng 2).
    đạt giá trị 2117,032 với mức ý Qua kết quả phân tích của mẫu
    Bảng 3 cho thấy các đáp viên
    nghĩa (Sig. là 0,0000 < 0,05). nghiên cứu sơ bộ, cho kết luận rằng
    đánh giá về 6 khái niệm nghiên
    Phương sai trích đạt 67,751% lớn các nhân tố và thang đo trong mô
    hơn mức độ chấp nhận là 50%, tại hình là chấp nhận, không phát hiện cứu, gồm MTKS, ĐGRR, HĐKS,
    điểm dừng Eigenvalues = 2,121. mới hoặc loại bỏ nhân tố, các thang TT_TT, GS, HH và HQHĐ, cao
    Năm nhân tố rút trích ra bao gồm: đo phù hợp có độ tin cậy để chuyển hơn mức ở giữa của thang đo Likert
    – Nhân tố MTKS gồm: 10 biến sang giai đoạn nghiên cứu chính 5 điểm, gần giá trị 4 – đồng ý
    quan sát từ MTKS1, MTKS2, thức. Tuy nhiên, trong quá trình nhiều, cho thấy các nhân tố này
    MTKS3, MTKS4, MTKS5, khảo sát mẫu nghiên cứu sơ bộ, tác được đánh giá tốt. Khái niệm GS
    MTKS6, MTKS7, MTKS8, giả nhận được một số góp ý từ đối được các đối tượng đánh giá mức
    MTKS9, MTKS10. tượng khảo sát và từ đó điều chỉnh độ thấp nhất với giá trị trung bình
    – Nhân tố ĐGRR gồm: 5 biến từ ngữ cho 2 thang đo thuộc nhân = 2,6032, so với các khái niệm
    quan sát DGRR1, DGRR2, tố ĐGRR được rõ ràng hơn. nghiên cứu khác.
    DGRR3, DGRR4, DGRR5.
    – Nhân tố HĐKS gồm: 6 biến Bảng 2: Thống kê chi tiết về vị trí công việc của mẫu nghiên cứu
    quan sát từ HDKS1, HDKS2, chính thức
    HDKS3, HDKS4, HDKS5,
    HDKS6.
    – Nhân tố TT_TT gồm: 5 biến
    quan sát từ TT_TT1, TT_TT2,
    TT_TT3, TT_TT4, TT_TT5.
    – Nhân tố GS gồm: 4 biến quan
    sát từ GS1, GS2, GS3, GS4.
    Bảng 3: Thống kê mô tả các khái niệm nghiên cứu trong nghiên
    Kết quả EFA cho khái niệm tính
    cứu chính thức
    hữu hiệu của HTKSNB (HH)
    Kết quả EFA của HH có hệ số
    KMO = 0,700 > 0,5 nên được chấp
    nhận. Thống kê Chi – Square của
    Kiểm định Bartlett’s đạt giá trị
    99,230 với mức ý nghĩa (Sig. là
    0,000 < 0,05). Phương sai trích đạt
    72,357% lớn hơn ngưỡng chấp
    nhận là 50%, vẫn là ba biến quan
    sát từ HH1, HH2, HH3 và có hệ số
    tải nhân tố đều lớn 0,4. (Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SPSS 23)

    Tạp chí Kế toán & Kiểm toán số tháng 7/2020 9

  4. Nghiên cứu trao đổi

    Kiểm tra mô hình đo lường biến tiềm ẩn đều thấp hơn 0,85, Kiểm tra mô hình cấu trúc
    Đánh giá độ tin cậy và giá trị do đó hệ số HTMT đạt được giá Đánh giá hiện tượng đa cộng
    thang đo trị phân biệt. tuyến
    Độ tin cậy của các thang đo kết Đánh giá độ phù hợp của mô Tác giả phân nhóm mô hình cấu
    quả được đánh giá bằng hệ số hình với dữ liệu trúc thành 2 mô hình nhỏ như sau:
    Cronbach’s Alpha, CR (độ tin cậy Để đánh giá độ phù hợp của mô Mô hình 1: Biến phụ thuộc Tính
    tổng hợp) và phương sai trích trung hình với dữ liệu thì Henseler và hữu hiệu của HTKSNB; các biến
    bình AVE. Kết quả bảng trên cho cộng sự (2016) đã đề xuất các hệ số độc lập gồm: MTKS, ĐGRR,
    thấy các khái niệm nghiên cứu bao gồm: hệ số SRMR (Standard- HĐKS, TT_TT và GS. Mô hình 2:
    chính thức đều đạt độ tin cậy, các ized root mean square residual) với Biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt
    hệ số này đều > 0,70. Độ tin cậy ngưỡng 0,08; hệ số RMStheta với động và biến độc lập là HH. Kết
    tổng hợp (CR) của các thang đo ngưỡng 0,12. Kết quả phân tích quả cho thấy, mô hình 1 và 2 hoàn
    đều vượt ngưỡng đề xuất 0,70, do như sau: toàn không xảy ra hiện tượng đa
    đó các thang đo đều đạt độ nhất – Hệ số SRMR = 0,066 < 0,08 cộng tuyến do các biến độc lập đều
    quán nội tại (Bảng 4). có hệ số VIF < 2.
    – Hệ số RMStheta = 0,12 trong
    Kiểm tra giá trị hội tụ của thang ngưỡng 0,12 qui định. Đánh giá mức độ hệ số xác định
    đo R 2
    Các kết quả của quá trình phân
    Tiếp tục kiểm tra giá trị hội tụ tích dữ liệu nghiên cứu, khẳng định Kết quả kiểm định mô hình cấu
    (Convergent validity), tác giả tiến thang đo đảm bảo giá trị, giá trị trúc quan sát Hình 2.
    hành xem xét hệ số tải (outer load- phân biệt, giá trị hội tụ, đảm bảo độ Kết quả (Hình 2) cho thấy hệ số
    ings) của các biến quan sát và tin cậy và mô hình phù hợp cao với xác định của khái niệm MTKS,
    phương sai trích trung bình (AVE) dữ liệu thu thập. ĐGRR, HĐKS, TT_TT và GS có
    của các biến tiềm ẩn. Kết quả cho
    thấy, tất cả các biến tiềm ẩn đều có Bảng 4: Kết quả hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha và CR (độ tin cậy
    AVE > 0,50. Do đó, tính hợp lệ giá tổng hợp)
    trị hội tụ của tất cả cấu trúc được
    chấp nhận.
    Kiểm tra giá trị phân biệt của
    thang đo
    Theo Fornell và Larcker
    (1981), tác giả đã so sánh căn bậc
    hai của giá trị AVE của biến tiềm
    ẩn với các mối tương quan cao
    nhất với các biến tiềm ẩn khác. Hệ
    (Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SmartPLS3.2.7)
    số ma trận Fornell – Larcker cho
    thấy, các hệ số đều lớn hơn các hệ Hình 2: Kết quả mô hình cấu trúc
    số trong cùng 1 cột. Do đó, các
    khái niệm thang đo đều đạt độ giá
    trị phân biệt.
    Tiếp tục kiểm tra hệ số tải chéo
    (the cross loadings) của các biến
    quan sát trên biến tiềm ẩn mà nó đo
    lường lớn hơn nhiều so với tất cả
    các hệ số tải của nó trên các biến
    tiềm ẩn khác. Do đó, hệ số tải chéo
    được chấp nhận.
    Kết quả phân tích ở bảng hệ số
    Heterotrait- Monotrait Ratio
    (HTMT) cho thấy tính hợp lệ của
    giá trị phân biệt được thiết lập
    trên cơ sở tỷ lệ tương quan giữa
    hệ số HTMT, các giá trị của các (Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SmartPLS3.2.7)

    10 Tạp chí Kế toán & Kiểm toán số tháng 7/2020

  5. Nghiên cứu trao đổi

    R2 hiệu chỉnh là 0,575 (hay 57,5%)
    Bảng 5: Kết quả tác động trực tiếp và gián tiếp của các khái niệm NC
    thể hiện khả năng dự báo của mô
    hình là trung bình, các nhân tố độc
    lập giải thích được 57,5% tính hữu
    hiệu của HTKSNB. Với hệ số R2
    hiệu chỉnh của khái niệm HQHĐ là
    0,278 (hay 27,8%) cao hơn ngưỡng
    chấp nhận ở mức 0,19 thể hiện khả
    năng dự báo của mô hình là phù
    hợp trên cơ sở mẫu so với tổng thể.
    Giá trị ảnh hưởng ước lượng của
    các biến trong giả thuyết nghiên
    cứu nằm trong khoảng 0,161 –
    0,530, với p < 0,05. Các biến trong (Nguồn: Tổng hợp của tác giả)
    mô hình đều có ý nghĩa thống kê,
    các giả thuyết từ H1 đến H6 đều
    được chấp nhận. 5. Kết luận và hàm ý (2017), Employee quality, monitoring envi-
    ronment and internal control, China Journal
    4.3. Bàn luận kết quả nghiên Tác giả đã giải quyết được hai of Accounting Research 10, Pp. 51–70.
    cứu mục tiêu nghiên cứu gồm: Có tác 3. Longzhu Jiang, 2017. A Study on Im-
    Kết quả phân tích định lượng động tích cực giữa các thành phần pact of Internal Control on Accounting In-
    cho thấy, các nhân tố MTKS, KSNB đến tính hữu hiệu của HTK- formation Quality and Their Relationships.
    Revista de la Facultad de Ingeniería U.C.V.,
    ĐGRR, HĐKS, TT_TT và GS có SNB, từ đó có ảnh hưởng tích cực
    Vol. 32, No.11, Pp.534-540.
    tác động tích cực đến tính hữu hiệu của từng thành phần, của tính hữu 4. Thach, Ha Xuan and Phuong, Nguyen
    của HTKSNB trong các DN phi tài hiệu HTKSNB (biến trung gian) Thi Lan (2018), The Influence of Internal
    chính ở TP.HCM. Kết quả này phù đến hiệu quả hoạt động tại các DN Control System on the Effectiveness of Risk
    phi tài chính ở TP.HCM. Management in Tourism Companies of
    hợp với kết quả của Chen Xiaofang
    Khanh Hoa Province, International Re-
    và Nie Huili (2016), Chunli Liu và Kết quả cho thấy MTKS, search Journal of Finance and Economics
    các cộng sự (2017), Thach Ha ĐGRR, HĐKS có tác động trực ISSN 1450-2887 Issue 163.
    Xuan và Phuong, Nguyen Thi Lan tiếp tăng tính hữu hiệu HTKSNB 5. Đặng Thúy Anh, 2017. Nghiên cứu
    (2018)… (Bảng 5). KSNB trong các DN xây dựng niêm yết trên
    và ảnh hưởng lớn đến hiệu quả hoạt
    thị trường chứng khoán Việt Nam. Luận án
    Kết quả phân tích định lượng động của DN. Nhân tố còn lại Tiến sĩ. Trường Đại học Kinh tế Quốc dân.
    cho thấy, tính hữu hiệu của HTK- TT_TT tác động cũng tương đối 6. Nguyễn Hoàng Phương Thanh, 2017.
    SNB có ảnh hưởng tích cực đến lớn, còn GS tác động thấp nhất. Từ KSNB theo COSO 2013 và mối quan hệ với
    đó cho thấy các DN phi tài chính ở HQHĐ của các DN. Tạp chí Kế toán &
    hiệu quả hoạt động với hệ số
    Kiểm toán tháng 5/2017, Trang 51 – 58.
    đường dẫn là 0,530. Kết quả này TP.HCM chưa quan tâm đúng mức
    7. Nguyễn Thị Thủy và Nguyễn Tuấn,
    phù hợp với các nghiên cứu John đến công tác GS để tăng tính hữu 2017. Đo lường mức độ ảnh hưởng các
    Kang’aru Kinyua (2016), Đặng hiệu HTKSNB, nên nhân tố này tác nhân tố đến tính hữu hiệu của HTKSNB tại
    Thúy Anh (2017), Từ Thanh Hoài động yếu nhất đến hiệu quả hoạt các DN chế biến thủy sản tỉnh Khánh Hòa,
    Tạp chí Kế toán & Kiểm toán, Số tháng
    và cộng sự (2019)… động của DN. Thiết nghĩ, các DN 4/2017, Pp. 44 – 49.
    Tuy nhiên, trong nghiên cứu cần cải thiện thêm nhân tố này.  8. Hà Xuân Thạch và Nguyễn Thị Mai
    này, khác với các nghiên trước, Sang, 2016. Nghiên cứu về ảnh hưởng của
    các nhân tố thuộc HTKSNB đến chất lượng
    ngoài việc giúp nhà quản trị thấy rõ Tài liệu tham khảo
    kiểm soát rủi ro trong các công ty xây dựng
    từng thành phần KSNB tác động tại TP.HCM. Hội nghị quốc tế về kế toán và
    trực tiếp đến tính hữu hiệu HTK- 1. Chen Xiaofang, Nie Huili, 2016. Re- tài chính 2016, Trang 132 – 144.
    SNB, qua đó còn cho thấy mức độ search on the Internal Control of Small and 9. Từ Thanh Hoài và Nguyễn Phong
    tác động gián tiếp từng thành phần Medium Manufacturing Enterprises under Nguyên, 2019. Trách nhiệm xã hội DN: Vai
    Comprehensive Risk Management, Proceed- trò điều tiết hoạt động KSNB ở các DN tại
    KSNB và cả tính hữu hiệu của ings of the 8th International Conference on VN. Tạp chí nghiên cứu kinh tế và kinh
    HTKSNB đến kết quả hoạt động tại Innovation & Management, Pp.680 – 684. doanh Châu Á (JABES), Số 30 (7), Trang 21
    DN một cách cụ thể. 2. Chunli Liu, Bin Lin và Wei Shu – 42..

    Tạp chí Kế toán & Kiểm toán số tháng 7/2020 11

Download tài liệu Nhân tố ảnh hưởng tính hữu hiệu của hệ thống kiểm soát nội bộ doanh nghiệp phi tài chính tại TP. HCM File Word, PDF về máy