Nghiên cihi trao dổi
Các nhân lố ảnh hưởng dến kế toán quản trị doanh thu, chi phí và xác định kết quả kỉnh doanh tại các doanh nghiệp xây dựng
trên địa bàn thành phố Biên Hòa, tỉnh Đồng Nai
cĩSkrs. Nguyễn Văn Hải*, Trăn Thanh Hải*
Nguyễn Minh Quý*, Nguyễn Minh Trọng*
Nhận: 08/06/2022 Biên tập: 09/06/2022 Duyệt đăng:20/06/2022
Tóm tắt
Nghiên cứu này nhằm xác định các nhân tố ảnh hưởng đến kế toán quản trị doanh thu, chi phí và xác định kết quả kinh doanh (KTQTDT, CP, XĐKQKD) tại các doanh nghiệp xây dựng (DNXD), trên địa bàn thành phố Biên Hòa, tỉnh Đồng Nai. Phương pháp phân tích nhân tố khám phá và phân tích hồi quy đa biến được sừ dụng trên 230 khảo sát thực tế.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, có 05 nhân tố ảnh hưởng và tác động tích cực đến KTQTDT, CP, XĐKQKD, các nhân tố này bao gồm: Quy mõ doanh nghiệp (QM); Nhận thức và quản lý của nhà quản trị (NQT); Trình độ đội ngũ nhân viên kế toán, kế toàn quàn trị (KT); Hệ thống văn bản, chính sách, pháp luật (PL); Môi trường cạnh tranh (MT).
Từ khóa: kế toán quản trị doanh thu, chi phi và xác định kết quả kinh doanh, doanh nghiệp, Đồng Nai.
Abstract
This study aims to identify the factors affecting revenue, cost management accounting and identification of business results at construction enterprises in Bien Hoa city, Dong Nai province. Exploratory factor analysis and multi
variable regression analysis were used on 230 actual surveys. The study findings show that there are 5 factors that have positive effect and impact on revenue and cost management accounting and identification of business results at construction enterprises in Bien Hoa City, Dong Nai province.
These factors include: scale of enterprises; Perception and management of the administrator; Qualifications of accounting staff, management account
ing; System of documents, policies and laws; Competitive environment.
Keywords: revenue and cost management accounting and identification of business performance; construction enterprises; Dong Nai.
JEL: J30, L21, MOO, M40.
1. Đặt vấn đề
DNXD cơbản là mộtngành sản xuất độc lập, có chức năng tái sản xuất tài sản cố định cho tất cả các ngành trongnền kinh tế quốc dân.
Nó góp phần tăng sức mạnh kinh tế,đẩy mạnh tiềm lực quốc phòng, là tiềm lực vật chất kỳthuậtcho sự nghiệp công nghiệp hóa, hiện đại hóa đất nước. Trong sản xuất kinh doanh với mục đích cuối cùng là tăng lợi nhuận, các DNXD cơ bản đã tìmmọi biện phápnâng cao chất lượng côngtrình, đảm bảo tiến độ
thi công, hạ thấp chi phísản xuất vàgiá thành sảnphẩmxây dựng.
Các nhân tố ảnh hưởng tới KTQTDT, CP, XĐKQKD là một trong các nội dungnhà quảntrị cần theo dõi, nhằm hoạch định, kiểm soát chi phí, doanh thu và kết quả kinh doanh, góp phần tăng giá trị cũng như nâng cao khả năng cạnh tranhcho doanhnghiệp (DN).
Tuy nhiên, một số nghiên cứu vàbáo cáo cho thấy, lãnh đạo các
*Đại học Lạc Hóng
DNXD Việt Nam ngày càng đa dạng với quy mô ngày càng lớn, chính là động lực thúc đẩy ngành xây dựng không ngừng pháttriển:
sự phát triển này nằm trong cả 03 yếu tố đầu vào quan trọng của ngành xây dựng,đó là nguyên vật liệu,thiết bị và conngười.
Đi tìm nguyên nhân cho vấn đề này, theo kết quả khảo sát được thựchiện tại cácDNXD thìchỉ có một số ít các DN đã có KTQTDT, CP,XĐKQKD, chủ yếu là các DN có vốn đầu tư nước ngoài; còn lại các DNtrong nước thì chưa tổ chức KTQTDT, CP,XĐKQKD, vì chưa nhận thức được tầm quantrọngcủa thông tin do KTQTDT, CP, XĐKQKD cung cấp đối với quản lý DN; hoặcchưa biếtcác nhân tố ảnh hưởng như thế nào đến KTQTDT.CP.XĐKQKD.
Xuấtphát từ những lý do trên, nhóm tác giả đãnghiên cứu “Các nhân tố ảnh hưởng đến KTQTDT, CP, XĐKQKD tại các DNXDưên địa bàn thành phố Biên Hòa, tỉnh ĐồngNai”, để xác định các nhântố ảnh hưởng tới K.TQTDT, CP, XĐKQKD tại các DNXD trên địa bànthành phố Biên Hòa,tỉnh Đồng Nai.Nhằm đưa ra nhậnđịnh,về các nhân tố ảnh hưởng đếnK.TQTDT, CP, XĐK.QKD, góp phần giúp các
d
^ập chí ĨJKé toán & r°KiỂm toán số thảng 6/2022Nghiên cihi trao dổi
DN trong việc quản trị KTQTDT, CP, XĐKQKD được tốt hem.
2. Mô hình và phương pháp nghiên cứu 2.1 Mô hình nghiên cứu Nghiên cứu xác định có 5nhân tố ảnh hưởng đến KTQTDT, CP, XĐKQKD tại các doanh nghiệp xây dựng trên địa bàn thành phố Biên Hòa, tỉnh Đồng Nai. Đó là Quy mô doanhnghiệp (QM);Nhận thức và quản lý của nhàquản trị (NQT);Trình độ đội ngũnhân viên kế toán, kế toán quảntrị (KT); Hệ thống văn bản, chính sách, pháp luật (PL); Môi trường cạnh tranh (MT). Dựa vào các nghiêncứuliên quan trước đây, nghiên cứu đã xây dựng 18 tham số (biến quan sát) làm thang đo để đo lường.
Phưomg trìnhcódạngnhư sau:
KTQT = pi* QM + p2* NQT + 03* KT+ 04* PL + P5* MT + £ Trong đó: pk là hệ số hồi quy của mô hình (k=1....5);
KTQTDT, CP, XĐKQKD trong các DNXD, trênđịa bàn thành phố Biên Hòa,tỉnh Đồng Nai.
2.2 Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu sơ bộ được thực hiện bàng nghiên cứu định tính theo phương pháp thảo luận với chuyên gia có nhiều kinh nghiệm trong ngành nghề kế toán, nhằm điều chỉnh, bổ sung (nếu có) các biến trong mô hình nghiên cứu và xem xét, đánh giá các biến quan sát cho phù hợp với kế toán Việt Nam hiện nay. Từ đó xây dựng được bảng câu hỏivàkết quả của bảng câu hỏi sẽ được sửdụng, làm cơ sở cho nghiêncứuchính thức.
Nghiên cứu chính thức để kiểm định thang đo và mô hình nghiên cứu, được tiến hành theo phương pháp nghiên cứu định lượng.
Hình 1: Mô hìnhnghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến KTQT DT,CP, XĐKQKD trong các DNXD trênđịa bàn thành phố
Biên Hòa,tỉnhĐồng Nai.
(Nguồn: tác gia tự tổng hợp)
Thang đo Likert 5 mức độ: (1) Hoàn toàn không đồng ý; (2) Không đồngý; (3) Không ý kiến;
(4) Đồng ý; (5) Hoàn toàn đồng ý) được sử dụng để đo lường giá trị các biến số. Phần mềm SPSSđược sử dụngđểphân tích kết quảthu thập từ mẫu, gồm các bước: Kiểm định độ tin cậycủathangđo bằng phân tích Cronbach’s Alpha; Phân tích nhân tố khám phá (EFA);
Phân tích hồi quy đa biến bằng phương phápEnter.
Hair và các tác giả, (2006), trích trong Nguyễn Đình Thọ, (2013), đễphân tích EFA có hiệu quả thì mỗi biến quan sát phải được đolường ở ít nhấtlà05mẫu;
Tabachnick và Fidell, (1996),trích trong Nguyễn Đình Thọ, (2013), cũng cho rằng, kích thước mẫu phải đảm bảo n > = 8m + 50 thì phương trình hồiquymới chạy tốt, trong đó n là cỡ mẫu, m là biến độc lập. Vậy nên, số mẫu tối thiểu mà nghiên cứu cần thựchiện là 98 mẫu. Thực tế, nghiêncứu thu về được 230 phiếu khảo sát hợp lệ,
đảmbảo việc thực hiện phân tích EFA. Kết quả khảo sát được xửlý, bằngphần mềm SPSS.
3. Kết quà nghiên cứu
3 .1 Đánh giá độ tin cậy của thang đo
Kết quảkiểmtra độ tincậy của thang đo Cronbach’s Alpha, thể hiệntrongBảng 1.
Theo Bảng 1, các thang đo có hệ sốtương quan biến tổng > 0,3 vàCronbach’s Alpha > 0,6, là các thang đo đạt yêu cầu về độ tin cậy, không cóthang nàocóhệ số Cronbach’s Alpha < 0,6. Tóm lại, quakiểm định Cronbach’s Alpha, mô hình có 05 thang đo đảm bào chất lượng, với 18 biến đặc trưng.
Phân tích các nhân tố
Điều kiện để phân tích nhân tố khám phá là phải thỏa mãn các yêu cầu: 0.5 < KMO < 1, phân tích nhân tố khám phá là thích hợp cho dữ liệu thực tế; mức ý nghĩa của Kiểm định Bartlett <
0,05 thì các biến quansát có mối
Grạp chi GKể toán &^Kiểm toán số tháng 6/2022 51
Nghiên cull irao dổi
Băng1, Hệ số Cronbach’s Alpha
Biến quan sát
Trung bình thang donếu
loại biến
Phưưngsai thang do nếu
loại biến
Hệ số tương quanbiến
lồng
Cronbach's Alphanếu loại
biến Quy mô doanhnghiệp:QM, Cronbach's Alpha = 0,844
Q.vn 11.94 14,248 0,641 0,815
QM2 11,90 13,686 0,669 0,807
Q.M.3 12,00 13,619 0,634 0.817
QM4 12,07 11 960 0,787 0,772
QM5 12,02 15,153 0,529 0,843
Trinh độ nhận thức và quăn lýcua nhà quảntri:NQT, Cronbach's Alpha = 0,859
NQT1 6,30 4,288 0,760 0,782
NQT2 6,10 4,431 0,750 0,789
NQT3 6,08 5,714 0,725 0,829
Trình độ đội neonhân viên kế toán, KTQT: KT, Cronbach's Alpha = 0,835
KT1 8,93 9,208 0,701 0,779
KT2 9J? 8,228 0,697 0,777
KT3 8,96 8,995 0,627 0,808
KT4 8,96 8,893 0,646 0,800
Tlệ thống vãn bán,chính sách pháp luật:PL, Cronbach's Alpha = 0,778
PL1 5,97 2,807 0,593 0,724
PL2 6,00 2,731 0,641 0,673
PI.3 6,241 2,598 0,613 0,704
Môi trườngcạnh tranh: MT, Cronbach's Alpha = 0,770
MT1 10,20 5,209 0,619 0,690
MT2 10,27 5,784 0,589 0,706
MT3 10,29 5,939 0,562 0,720
Ke toán quãn trị doanh thu, chi phí, xác định kết quă kinh doanh: KTQT, Cronbach's Alpha = 0,824
KTQT1 6,02 4,451 0,672 0,775
KTQT2 6,36 3,118 0,735 0.718
KTQT3 6,05 4,239 0,671 0,769
(Nguồn: tác già tự tổnghợp) Bàng 2: Bàng kết quà KMO biến độc lập
Yếutế cầnđánh giá Giá trị
Hệsố KMO 0,776
Giá irị Sigtrona kiêm dịnlt Bartlett 0,000
Phương sai trích 65,587%
Giá trị £igenvalues 1,658
(Nguồn:tác giả tự tổnghợp) Bàng 3: Ker quà phân tích nhân tố khám phá EFA biến dộc lập Biển
QM2 QM4
1 0,823 0,811
2
.’oinponcnt
3 4 5
ĨQMI 0,808
QM5 0,779
QM3 0,776
,NQT2 0,871
NQT1 0.804
NQ13 0,777
K14 0.817
Kll KT3 KT2 Pl.2
0,774 0,756 0,703
0,880
PI.I 0,838
PI.3 0,797
MTI 0.826
MT3 0.814
M12 0.803
(Nguồn: nghiên cứu cùa nhúm tủc giá)
tương quanvới nhau trong tổng thể;trịsố phương saitíchlũynhất thiết phải > 50%thì đạt yêu cầu vềmức độ giải thích của cácbiến quan sát đối với nhân tố.
Ket quả kiểm định Bartlett và chỉ số KMO của các biến trong thang đo, thể hiệntrong Bảng 2.
Theo Hair, Black, Babin, An
derson, and Tatham, (1998), kết quả kiểm định Bartlett cho thấy, giữa các biến trong tổng thể có mối tương quan với nhau (sig.
=0,00 < 0,05). Đồng thời, hệ số KMO = 0,776 > 0,5, chứng tỏ phân tích nhân tố để nhóm các biến lại với nhau là thích hợp và dữliệu phù họp cho việc phân tích nhân tố. Cụ thể, các phân nhóm trong phântích EFA được thể hiện tại Bảng3 matrận xoaynhântố.
Từ Bảng 3, trong matrận nhân tố sau khi xoay, sự tâptrung của các biến quan sáttheo từng nhân tố rất rõ ràng, các biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,5, thể hiện mức độ quan trọng cũng như sự chặt chẽ của thang đo ban đầu, tất cả các thang đo đều đạt được giá trị hội tụ và giá trị phân biệt. Kết quả xoay nhân tố cho thây, 18 biến quan sát được phân thành 05 nhóm nhân tố và không có biến nào loại khỏi mô hình.
Phăn tích biến phụ thuộc Từ Bảng 4, kết quả phân tích EFAchobiến phụ thuộc, cho thấy chỉ số KMO = 0,712 > 0,5 và < 1.
Ngoài ra, kết quà kiểm định Bartlett’s là 2.241, với mức ý nghĩa sig=0,000 < 0,05. Kết quả này cho thấy, phântích nhân tố và phùhọpvới dữ liệu nghiên cứuvà dữ liệu nghiên cứudùngđểphân tích nhân tố làhoàn toàn hợp lý.
52 ^Tạp chi <õKé toán (SyõKiểm toán số thảng 6/2022
Nghiên cifti trao dổi
Hàng 4; Hãng két quà KMO biến phụ thuộc I_____ Yêu to cân đánh giá_________ I______ Giá trị______
ị llệsõKMO __________________I___________ 0.712 I I Giá trị Siạ trongkiếm djnh Bartlett [ 0,0001
; Phưongsai trích____________________!_________ 74,696% 1
ị Giá trị Eigenvalues ị 2,241 Ị
(Nguồn: nghiên cứu của nhóm tác già)
Bàng 5: Kết quả phân tích nhân tó khám phá EFA hiến phụ thuộc
Biến Component
1
KTỌTI 0,793
KTQT2 0,724 __________
KTQT.3 0,723
(Nguồn: nghiên irá cùa nhỏm tác già)
Ràng tì: Tóm tắt mô hình ModelSummary*’
Model K R2 Adjusted R
Square
Sid. Error or the Estimate
1 0,721’ 0,519 0,511 0,6668
(Nguồn: nghiên cứu cùa nhỏm tác giả)
Bảng 7: Kết quà hồi quy
Model
Vnstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t Sig.
95.0%
Confidence Interval for B
B Std.
Error Beta Tolerance \IF
(Constant) -1,356 0,275 -4.935 0,000
ỌM 0,256 0,046 0,244 5,503 0,000 0,870 1,149
MT 0,249 0,053 0,204 4,736 0,000 0,923 1,083
PI. 0,137 0,041 0,152 3,292 0,000 0,804 1,243
NQT 0,422 0,046 0,402 9,133 0,000 0,881 1,135
KT 0,359 0,052 0,291 6,898 0,000 0,958 1,044
a.Dependent Variable: KTQT ,
(Nguôn: nghiên cứu cùa nhóm tác giá)
Từ Bảng 5 trên, ba biến KTQT1, KTQT2, KTQT3 được gom lại thành 01 nhóm nhân tố duy nhất và tiếp tục được sử dụng, trong các phân tíchtiếp theo.
3 .3 Mô hình hồi quy tuyến tính Saukhi tiến hành phân tích dữ liệu thuthập được, thông qua các bướctính độ tin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố.
Nhóm tácgiả tiếnhànhkiểmđịnh môhình hồi quy, kết quả của mô hình hồi quy, được thểhiện như Bảng6.
R2 hiệu chỉnh của mô hình là 0,511, nghĩalà hơn 51,1% sự biến thiên của KTQTDT, CP,
XĐKQKDcủa các DNXD trên địa bàn thành phố Biên Hòa, tỉnh Đồng Nai đượcgiải thích bởimối liên hệ tuyếntính của các biến độc lập,mứcđộ phù hợp của mô hình tương đối cao. Tuynhiên, sựphù hợp này chỉđúng với dữ liệu mẫu.
Để kiểm địnhxem có thểsuy diễn mô hình cho tổng thể thực hay không, ta phải kiểmđịnh độ phù họp của môhình.
Thông số thốngkê từ Bảng 7, phương trình hồi quy tuyến tính đượcviết lạinhưsau:
KTQT = 0,402*NQT + 0,291*KT + 0,244*QM + 0,204*MT4-0,152*PL+Ẽ.
Giải thích mô hình:
- Phươngtrình hồi quy đa biến được phương pháp stepwise ước lượng cho thấy: Trình độ nhận thức và quản lý của nhà quản trị DN;
Trình độ độingũ nhân viên kế toán, kế toán quảntrị; Quy môDN;Môi trường cạnh tranh; Hệ thốngvăn bản chính sách pháp luật; có tác động tỷlệthuận với KTQT DT, CP, XĐKQKD trong các DNXD trên địa bànthành phố Biên Hòa, tỉnh Đồng Nai.
- Kết quả Bảng 7, cho thấy các biến NQT, KT, QM, MT, PLcósig.
< 0,05, nên 05 biến này tương quan, cóýnghĩavới KTQT, với độ tin cậy là 99%. Đồng thời, hệ số VIF < 5, không có hiện tượng đa cộng tuyến.
- Trong Bảng 8, giá trị F = 60,735 với Sig <0,01, có thể kết luậnrằng, mô hình đưa ra phù hợp với dữ liệu thực tế. Hay nói cách khác, cácbiếnNQT, KT,QM, MT, PL có tương quan tuyến tính với biến KTQT, với mức độ tin cậy 99%.
4. Kết luận
Thông qua các hệ số như R.2 hiệu chỉnh = 0,511, sig. rất nhỏ, không có phương sai số dư thay đổi, không có hiện tượng đa cộng tuyến, nên cóthểkếtluậnmôhình làphù họp để giải thích các nhân tố tác động đến KTQT DT, CP, XĐKQKD của các DNXD, trên địa bàn thành phố Biên Hòa, tỉnh Đồng Nai.
Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng, 05 nhân tố của mô hình đều tác động đến KTQT DT, CP, XĐKQKD của các DNXD, trên địabàn thànhphổ Biên Hòa, tỉnh Đồng Nai.
£ĩạ/) chí ®Kếtoán &<5Kỉểm toán số tháng 6/2022 53
Nghiên CIÍU trao aổỉ
Bàng 8: ANOVA Model Sum of
Squares 1)1 Mean
Square F Sig.
Regression 135.026 5 27,005 60.735 o.w
Residual 124.944 224 0.445
total 259,970 229 ________
____ 1
(Nguồn: nghiên cứu cùa nhóm lác giả)
Tài liệu tham khảo
1. Lê Thị Minh Huệ, (2016),“Hoàn thiện hệthống kế toán quản trị chi phí trong cácDN mía đường trên địabàn tỉnh Thanh Hóa ”,Luận ánTiến sĩ, Học Bâng9:Mứcđộtácđộng cùa các nhãn tố
Nhân tổ Hệ sồp Tỷ lệ Tirơng quan Mức độ
tác dộng Trinh độ nhậnthứcvà quàn lýcùa
nhà quàn trịdoanh nghiệp. 0,402 31,09% Dương (thuận) Thứnhất Trinh dộdội ngũ nhân viên kếtoán,
kế toánquán trị. 0,291 22,51% Dưcmg (thuận) Thứ hai Quymô doanh nghiệp 0,244 18,87% Dương(thuận) Thứba
Nhân lố mõi irường cạnhưanh 0,204 15,78% Dương (thuận) Thứ lư
Hệ thốngvãn bân chính sách
pháp luật 0,152 11,76% Dương (thuận) Thứ năm
(Nguồn: Kẽ! quà phân lích SPSS cùa nhóm lác già)
Mức độ tác động của từngnhân tốnhưBảng 9.
KT, đóng góp 22,51%; biến QM, đóng góp 18,87%; biến MT, đóng góp 15,78%; biến PL, đóng góp 11,76%.
Các nhân tố thuộc về “Trình độ nhận thức và quản lýcủa nhà quản trị DN” là nhân tố tác động lớn nhất đến KTQT DT, CP, XĐKQKD của các DNXD. Vì chính các nhà quản trị DN là người đặt nền móng, người quyết định triển khai chocông tác KTQT DT, CP, XĐKQKD của các DNXD trên địa bàn thành phố BiênHòa, tỉnh Đồng Nai.
Các nhân tố thuộc về “Trình độ độingũnhân viênkế toán, kế toán quản trị” là nhân tố tác động thứ hai đếnKTQTDT,CP, XĐKQKD của các DNXD. Vì nhân viên kế toán, kế toán quản trị là những người làm trực tiếp công tác KTQT DT, CP,XĐKQKD.
Các nhântố thuộc về“Quy mô DN” là nhân tố tác động thứ ba
đến KTQT DT, CP, XĐKQKD của các DNXD. Quy mô của DN sẽ quyết định số lượng và thông tin các loại báo cáo kế toán quản trị mà nhà quản trị DN cần đội ngũ kế toán cungcấp.
Các nhân tố thuộc về “Môi trườngcạnh tranh” là nhân tố tác động thứ tư đến KTQT DT, CP, XĐKQKD của các DNXD. Môi trường cạnh tranh sẽgóp phần vào việc thành hay bại của các DN trên thương trường, các báo cáo kế toán quản trị nếu được cung cấp kịp thời thì sẽ hỗ trợ DN rất nhiều, để cạnh tranh với các DN trongngành.
Các nhântố của hệthống văn bản chính sách pháp luật là nhân tố tác động thứ năm đến KTQT DT, CP, XĐKQKD của các DNXD. Các chính sách pháp luật sẽ góp phần giúp các DN thuận tiện trong quá trình làm việc và thực thi, đúng các yêu cầu của các cơ quan Nhà nước một cách kịp thời.
viện Tài chính, Hà Nội.
2. Ngô Văn Lượng, (2019), “Hoàn thiện tổchức kế toánquản trị chi phí trong các DN kinh doanh xuất nhập khẩuởViệtNam Học viện Tàichính.
3. Nguyễn ĐăngHà, (2019), “Hoàn thiện tổ chức công tác kế toán tại các công ty cổphẩntư vấn thiết kế của Việt Nam ”, Học viện Tàichính.
4. Nguyễn Thanh Huyền, (2015),
“Vận dụnghệ thống kế toán quảntrịchi phí vào chukỳ sống của sảnphẩm tại các DN sảnxuấtgạch ốp lát Việt Nam ”, Luận án Tiến sĩ, Đại học Kinh tế Quốc dân, Hà Nội.
5. Abdel-Kader, M., & Luther, R, (2008),“Theimpactof firmcharacteris
ticson management accounting prac
tices: A UK-based empiricalanalysis”, The BritishAccounting Review, 40(1), 2-27.
6. Alleyne, p., &Weekes-Marshall, D, (2011), “An exploratory study ofmanage ment accounting practices in manufac
turing companies in Barbados”, InternationalJournalof Business and SocialScience, 2(10).
7. Anderson, D. L,(2000),“Manage
mentinformation systems:Solvingbusi ness problems with information technology:McGraw-Hill”, Inc.
8. Hair,J. E,Black, w. c., Babin, B.
J., Anderson, R. E., & Tatham, R. L, (1998),"Multivariate data analysis(Vol.
5): Prentice hall Upper Saddle River",NJ.
54 ^ạp chi ®Kếtoán &^Kiểrn toán số tháng 6/2022
