fl Dejavniki, ki vplivajo na vsebinsko ^ ustreznost računovodskih poročil q slovenskih osnovnih šol
Tatjana Horvat
^ Šola za ravnatelje
^ Sonja Bračko
Fakulteta za komercialne in poslovne vede
^^^	Računovodsko poročilo osnovne šole kot javnega zavoda je del
^^ letnega poro čila o poslovanju šole, ki ga morajo obvezno, po ^^	predpisih, pripraviti vse javne šole. V računovodskem poro čilu so
J^g med drugim najpomembnejše vsebine računovodski izkazi, ki kažejo
O poslovni izid šole (presežek ali primanjkljaj) in njen finančni položaj, vse skupaj pa je pomembno za finančiranje dejavnosti šole. Kljub predpisom, ki dolo č ajo vsebino računovodskih poro čil, smo na podlagi teorije in prakse predpostavili, da obstajajo določeni dejavniki, ki vplivajo na ustreznost vsebine računovodskih poročil, kot jo določajo predpisi. Analiza dejavnikov, ki vplivajo na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil, je pokazala, da ve čina tistih, ki smo jih preuč evali, ne vpliva na vsebinsko ustreznost računovodskega poro čila in da mednje sodijo: spol računovodij, starost računovodij, njihove delovne izkušnje na obstoje čem ali podobnem delovnem mestu, stopnja izobrazbe, ki so jo računovodje dosegli, smer njihove izobrazbe, ravnateljev odnos do spoštovanja zakonov in drugih predpisov, njegov odnos do računovodstva, komunikačija med ravnateljem in računovodjem, razumljivost zakonov, pravilnikov, navodil in drugih predpisov, ki določajo vsebino letnih poro čil, in č as, ki ga porabijo za pripravo letnega poro čila. Edini dejavnik, ki vpliva na vsebinsko ustreznost računovodskih poro čil, je izobraževanje računovodij, in sič er je pomembno, kako pogosto se ti izobražujejo.
Ključne besede: ravnatelji, računovodsko poročilo, računovodja, osnovna šola
Uvod
V prispevku bi radi ugotovili, kako različni dejavniki vplivajo na vsebinsko ustreznost ra čunovodskih poro čil, ki so del letnih poročil osnovnih šol. Za to smo se odlo čili zaradi trenutnih gospodarskih izzivov, ki se kažejo v pomanjkanju prora čunskih/ob činskih sredstev (višje povpre čnine, pa tudi višje pla če in višji materialni
VODENJE l|20ig: 27-40
Tatjana Horvat in Sonja Bra cko
stroški) in v zmanjševanju obsega sredstev, ki jih občine namenjajo financiranju dejavnosti javnih osnovnih šol. Vse to od ravnateljev javnih osnovnih šol in občin, ki so njihove ustanoviteljice ter financirajo njihovo dejavnost, zahteva, da sprejemajo poslovne odločitve, ki zagotavljajo racionalno in gospodarno porabo proračunskih sredstev. Da bi ravnatelji javnih osnovnih šol in občine zastavljeni cilj lahko dosegli, potrebujejo ustrezne računovodske informacije, ki jim pomagajo sprejemati poslovne odločitve ter vodijo k doseganju zastavljenih ciljev.
Teoretična izhodišča
Evropska komisija je leta 2013 objavila tematsko študijo z naslovom Funding of Education in Europe 2000-2012: The Impact ofthe Economic Crisis (European Commission/EACEA/Eurydice 2013); v njej je analizirala razvojne smernice na področju izobraževanja, od predšolske do terciarne ravni, v enaintridesetih evropskih izobraževalnih sistemih med letoma 2000 in 2012 ter vpliv finančne in gospodarske krize na proračune za izobraževanje v Evropi. Navajamo nekaj pomembnih ugotovitev:
Kako je kriza vplivala na proračune izobraževanja? Finančna kriza je vplivala na proračune za izobraževanje v številnih državah (Irska, Grčija, Španija, Francija, Ciper, Litva, Poljska, Portugalska, Romunija, Slovenija, Slovaška, Združeno kraljestvo, Islandija in Slovenija), ki so v letih 2010 in 2011 izkazovale proračunski primanjkljaj. Izjema je bil Ciper, ki je leta 2011 proračun za izobraževanje pove čal za 2 odstotka. Leta 2012 je bila izjema Romunija, ki je prora čun za izobraževanje pove čala za 3,5 odstotka, vendar pa ga je pred tem, leta 2011, znatno zmanjšala. Kakšen je bil vpliv krize na cloveške vire v izobraževanju? Po letu 2010 se je število učiteljev približno v tretjini držav zmanjšalo. Glavna vzroka za to sta bila zmanjšanje števila otrok/učen cev/dijakov/študentov in zmanjšanje javnih sredstev za izobraževanje. V nekaterih državah ali regijah, tudi v Sloveniji, se je število u či-teljev v zadnjih letih pove čalo zaradi reform, ki vodijo k vklju či-tvi učen cev/dijakov/študentov s posebnimi potrebami v redno izobraževanje (Belgija, Grčija, Slovenija, Hrvaška), ali zaradi ve čjega števila podpornega osebja (Malta, Združeno kraljestvo (Anglija)). Pla če, vklju čno z dodatki, so se zmanjšale ali so bile zamrznjene v približno polovici držav. Vpliv gospodarske krize je bil še posebej izrazit od sredine leta 2010, zaradi česar so številne države v javnem sektorju znižale pla če (Irska, Španija in Romunija v šolskem
28
Dejavniki, ki vplivajo na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil
letu 2010/2011, Slovenija v šolskem letu 2011/2012, Gr čija, Irska in Portugalska v obeh šolskih letih), v osmih državah (Estonija, Latvija, Litva, Bolgarija, Italija, Madžarska, Slovaška, Hrvaška) pa so bile v letih 2011 in 2012 zamrznjene.
Ali je gospodarska kriza vplivala na sredstva za izobraževanje, infrastrukturo in financiranje posebnih izobraževalnih programov? Zaradi finan čne in gospodarske krize je med letoma 2010 in 2012 četrtina držav, tudi Slovenija, morala zmanjšati ali odložiti prenovo ali vzdrževanje izobraževalnih objektov (Irska, Poljska, Romunija, Slovenija, Slovaška, Združeno kraljestvo (Anglija in Severna Irska) in Islandija). Ceprav ti izdatki predstavljajo majhen delež čelotnega prora čuna za izbraževanje, pa lahko vplivajo na slabšanje infrastrukture in s tem na kakovost izobraževanja. V preostalih državah so investi čijski izdatki za predšolske ustanove in šole na splošno ostali stabilni. V dveh državah (Belgija in Švedska) so se izdatki pove čali zaradi posodabljanja in prilagajanja šolskih stavb ve čjemu številu študentov. Sedem držav (Bolgarija, Ceška, Irska, Ciper, Slovaška, Združeno kraljestvo (Anglija) in Islandija) je moralo znižati javna sredstva za gradnjo, vzdrževanje in prenovo visokošolskih zavodov. V nasprotju z njimi so tri države (Gr čija, Poljska in Slovenija) v letih 2011 in 2012 pove čale kapitalske izdatke za visoko šolstvo.
Kakšne so bile proračunske prioritete za izobraževanje leta 2013? Za leto 2013 so bili na podro čju izobraževanja postavljeni naslednji prednostni čilji, ki so vplivali na prora čune za izobraževanje (European Commission/EACEA/Eurydiče 2013):
•	za Slovenijo ra čionaliza čija mreže šol, da se zagotovi u činko-vita uporaba sredstev in odpravijo administrativne ovire;
•	za Avstrijo pove čati u činkovitosti izobraževalne uprave, vklju č-no s krepitvijo odgovornosti šol;
•	za Združeno kraljestvo (Severna Irska) odpraviti nepotrebno birokra čijo in podvajanje, da bi zagotovili učinkovito rabo sredstev in odpravili administrativne ovire;
•	za Bolgarijo, Ceško republiko in Združeno kraljestvo (Škotska) izboljšati organiza čijo uprave.
Horngren, Datar in Rajan v knjigi z naslovom CostAccounting:A Managerial Emphasis (2012) vpoglavju Decision Making and Relevant Information opozarjajo, da so informa čije pomembne z dveh vidikov, z vidika kvalitativnih in kvantitativnih dejavnikov, pri čemer so kvantitativni dejavniki rezultati, ki se merijo v številčnem
29
Tatjana Horvat in Sonja Bra cko
smislu, kvalitativni dejavniki pa rezultati, ki jih je v števil cnem smislu težko natan cno izmeriti. Kvantitativne dejavnike delijo na finan cne, ki jih je mogo ce izmeriti v denarju, in na nefinan cne, ki jih je mogo ce meriti numeri cno, vendar niso izraženi v denarju. Pri navedeni delitvi avtorji opozarjajo predvsem na kvalitativne in kvantitativne nefinan cne dejavnike, ki jih ni mogo ce meriti v finan cnem smislu in izraziti v denarju, kar pa ne pomeni, da so nepomembni (Horngren, Datar in Rajan 2012, 416).
Po naših izkušnjah iz prakse so dejavniki, ki vplivajo na vsebinsko ustreznost ra cunovodskih poro cil, vključenih v letna poro cila slovenskih javnih osnovnih šol, naslednji: spol, starost, delovne izkušnje na obstojecem ali podobnem delovnem mestu, dosežena stopnja izobrazbe, smer izobrazbe, izobraževanje o letnih poro-cilih ali racunovodskem informiranju, ravnateljev odnos do spoštovanja zakonov in drugih predpisov, ravnateljev odnos do racu-novodstva, komunikacija med ravnateljem in racunovodjem, razumljivost zakonov, pravilnikov, navodil in drugih predpisov, ki dolocajo vsebino letnih porocil, ter cas, povprecno porabljen za pripravo letnega porocila. Hipoteze, ki smo jih preverjali, bomo predstavili v nadaljevanju.
Populacijo, ki smo jo vkljucili v empiricni del raziskave, predstavljajo vse osnovne šole v Sloveniji, ki so bile po podatkih z dne 17. 1. 2015 registrirane kot javni zavodi in jih je Ministrstvo za izobraževanje, znanost in šport vodilo v evidenci zavodov in programov na seznamu osnovnih šol, hkrati pa so bile po podatkih Agencije Republike Slovenije za javnopravne evidence in storitve (v nadaljevanju ajpes) istega dne v Poslovni register Slovenije (v nadaljevanju e-PRs) vpisane kot javni zavodi za opravljanje dejavnosti osnovnošolskega izobraževanja (skd 85.200 - Osnovnošolsko izobraževanje). Po podatkih Ministrstva za izobraževanje, znanost in šport je bilo 17. 1. 2015 v evidenci zavodov in programov na seznamu 478 osnovnih šol.
Hipoteze, metode dela in rezultati raziskave
Analizo dejavnikov, ki vplivajo na vsebinsko ustreznost racuno-vodskih porocil slovenskih javnih osnovnih šol, smo opravili v povezavi s preverjanjem hipotez, ki jih predstavljamo v nadaljevanju. Odgovore o vplivu izbranih dejavnikov na vsebinsko ustreznost racunovodskih porocil smo zbrali z anketnim vprašalnikom. Za potrebe analize dejavnikov, ki vplivajo na vsebinsko ustreznost racunovodskih porocil, smo pri ugotavljanju deleža osnovnih šol
30
Dejavniki, ki vplivajo na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil
preglednica 1 Merila za o cenjevanje vsebinske ustreznosti računovodskih
poro čil pri preverjanju hipotez
Delež vsebin		Število doseženih to čk		
0 % do 50 % 51% do 75% 76 % do 99 % 100%		0 do 25 26 do 37 38 do 49 50		
preglednica 2	Opisna statistika vsebinske ustreznosti računovodskih poro čil glede na spol rač unovodij			
Spol	N	Povpre čje	Standardna napaka	Napaka povpre čja
Moški Ženski	2 86	47,00 41,62	4,24 6,80	3,00 o,73
in pri o cenjevanju vsebinske ustreznosti računovodskih poro čil računovodske informačije združili v en sklop, pri čemer je naj-ve čje število zbranih to čk z odgovoroma »da« ter »ni uporabno« znašalo 50.
Merila, ki smo jih upoštevali pri o čenjevanju vsebinske ustreznosti ra čunovodskih poro čil pri preverjanju hipotez, so prikazana v pregledni či 1.
hipoteza 1 Spol računovodij ne vpliva na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil, ki so del letnih poročil slovenskih osnovnih šol.
Zanimalo nas je, ali spolra čunovodij vpliva na vsebinsko ustreznost ra čunovodskih poro čil, zaradi česar smo pri preverjanju hipoteze 1 ugotavljali, ali obstajajo razlike v povpre čju vsebinske ustreznosti ra čunovodskih poro čil glede na spol ra čunovodij.
Na vzor ču 88 osnovnih šol je bila v dveh osnovnih šolah, v katerih je ra čunovodja moškega spola, povpre čna ustreznost ra čunovodskih poro čil 47, v 86 osnovnih šolah, v katerih je ra čunovodja ženskega spola, pa je bila povpre čna ustreznost ra čunovodskih poro čil 41,62. Standardna napaka pri porazdelitvi vzor čnih aritmetičnih sredin je bila pri moškem spolu 3,0 in pri ženskem 0,73.
Iz Levenovega testa za enakost varian č (p = 0,38; p > 0,05) sklepamo, da je variabilnost pri obeh popula čijah enaka. Predpostavka o enakosti varian č je izpolnjena, zato upoštevamo rezultate t-testa za enakost povpre čij, ki kaže, da je p > 0,05 (p = 0,27), zato razlike med aritmetičnima sredinama obeh skupin niso statistično pomembne. Hipotezo lahko potrdimo.
31
Tatjana Horvat in Sonja Bra cko
preglednica 3 i-test za preverjanje razlik med spoloma in povprečjem
vsebinske ustreznosti računovodskih poročil
	(1)	(a)	(5)	(4)	(5)	(6)	(7)	(8)	(9)
(a)	0,78	0,38	1,11	86,00	0,27	5,38	4,85	-4,25	15,02
(b)			1.74	1,12	0,31	5.38	3.09	-25.03	35.80
opombe Naslovi stolpcev: (1) Levenov test za enakost varianc - F, (2) Leve-nov test za enakost varianc - p-vrednost, (3), i, (4) stopnje prostosti, (5) asimp. p-vrednost (2-stranska), (6) razlika v povprečjih, (7) napaka razlike v povprečjih, (8) 95-odstotni interval zaupanja - nizki, (9) 95-odstotni interval zaupanja - visoki. Naslovi vrstič: (a) predpostavljene so enake varianče, (b) enake varianče niso predpostavljene.
preglednica 4 Levenov test homogenosti varianč pri hipotezi 2
Levenova stat.	spi	sp2 Asimp.p-vrednost
0,881	2,000	85,000	0,418
preglednica 5 Test enosmerne analize varianče (Anova) pri hipotezi 2
Povprečje kvadratov	F	Asimp. p-vrednost
73,359	1,617	0,205
hiPotEzA 2 Starost računovodij ne vpliva ne vsebinsko ustreznost ra čunovodskih poro čil, ki so del letnih poro čil slovenskih osnovnih šol.
Zanimalo nas je, ali starost računovodij vpliva na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil, zato smo ugotavljali, ali se starostne skupine glede ustreznosti računovodskih poročil med seboj pomembno razlikujejo. Hipotezo smo preverjali z metodo Anova, zato smo predhodno preverili Levenov test homogenosti varianč.
Statistična pomembnost Levenovega testa homogenosti varian č (p) znaša 0,418 (p > 0,05) in pomeni, da med varian čami skupin ni statisti čno pomembnih razlik, iz česar izhaja, da so varian če homogene, zato smo hipotezo preverili z metodo Anova.
Statistična pomembnost enosmerne analize varianče Anova znaša 0,205 (p > 0,05) in pomeni, da se starostne skupine med seboj statisti čno pomembno ne razlikujejo, iz česar izhaja, da starost ra čunovodij ne vpliva na vsebinsko ustreznost ra čunovodskih poro čil, zato lahko hipotezo potrdimo.
hiPotEzA 3 Delovne izkušnje računovodij na obstoječem ali podobnem delovnem mestu vplivajo na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil, ki so del letnih poro čil slovenskih osnovnih šol.
Zanimalo nas je, ali delovne izkušnje računovodij na obstoje-
32
Dejavniki, ki vplivajo na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil
preglednica 6 Levenov test homogenosti varianc pri hipotezi 3
Levenova stat.	sp1	sp2 Asimp. p-vrednost
3,211	3,000	84,000	0,027
preglednica 7 Test Brown-Forsythe pri hipotezi 3
Brown-Forsythe	sp1	sp2 Asimp. p-vrednost
1,254	3,000	30,952	0,307
preglednica 8 Levenov test homogenosti varianc pri hipotezi 4
Levenova stat.	sp1	sp2 Asimp. p-vrednost
1,182 3,000 83,000 0,322
čem ali podobnem delovnem mestu vplivajo na vsebinsko ustreznost ra čunovodskih poro čil, zato smo ugotavljali, ali se delovne skupine glede ustreznosti ra čunovodskih poro čil med seboj pomembno razlikujejo. Homogenost varian č smo preverjali z Leve-novim testom homogenosti.
Statistična pomembnost Levenovega testa homogenosti varian č znaša 0,027 (p < °,°5) in pomeni, da varian če skupin niso homogene in da med njimi obstajajo statistično pomembne razlike, zato smo za preverjanje hipoteze namesto testa Anova uporabili test Brown-Forsythe.
Statistična pomembnost znaša 0,307 (p > 0,05) in pomeni, da se delovne skupine med seboj statistično pomembno ne razlikujejo. Ker statistična pomembnost (p-vrednost) ni manjša od 0,05, ne moremo trditi, da se delovne skupine glede ustreznosti ra čunovodskih poro čil pomembno razlikujejo, iz česar izhaja, da delovne izkušnje ra čunovodij na obstoje čem ali podobnem delovnem mestu ne vplivajo na vsebinsko ustreznost ra čunovodskih poro čil, zato hipotezo zavrnemo.
hipotezA 4 Dosežena stopnja izobrazbe računovodij vpliva na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil, ki so del letnih poročil slovenskih osnovnih šol.
Zanimalo nas je, ali dosežena stopnja izobrazbe računovodij vpliva na vsebinsko ustreznost ra čunovodskih poro čil, zaradi česar smo ugotavljali razlike v povpre čju vsebinske ustreznosti računovodskih poro čil. Hipotezo smo preverjali s testom Anova, pri čemer smo z Levenovim testom predhodno preverili homogenost varian .
Statistična pomembnost Levenovega testa homogenosti varian č znaša 0,322 (p > 0,05) in pomeni, da so varian če skupin homogene
33
Tatjana Horvat in Sonja Bra cko
preglednica 9 Test enosmerne analize variance (Anova) pri hipotezi 4
Povprečje kvadratov	F	Asimp. p-vrednost
23,971	0,509	0,729
preglednica 10 Levenov test homogenosti varianc pri hipotezi 5
Levenova stat.	sp1	sp2 Asimp. p-vrednost
1,417	2,000	81,000	0,248
preglednica 11 Test enosmerne analize variance (Anova) pri hipotezi 5
Povprečje kvadratov	F	Asimp. p-vrednost
28,285	0,598	0,731
in da med njimi ne obstajajo statistično pomembne razlike, zato smo za preverjanje hipoteze uporabili test Anova.
Statistična pomembnost (p) znaša 0,729 (p > 0,05) in pomeni, da se delovne skupine po stopnji izobrazbe med seboj statistično pomembno ne razlikujejo. Ker statistična pomembnost ni manjša od 0,05, ne moremo trditi, da dosežena stopnja izobrazbe vpliva na razlike v povpre čjih vsebinske ustreznosti ra čunovodskih poro čil, zato hipotezo zavrnemo.
hipoteza 5 Smer izobrazbe računovodij vpliva na vsebinsko ustreznost računovodskih poro čil, ki so del letnih poro čil slovenskih osnovnih šol.
Zanimalo nas je, ali smer izobrazbe ra čunovodij vpliva na razlike v povpre čjih vsebinske ustreznosti ra čunovodskih poro čil. Hipotezo smo preverjali s testom Anova, pri čemer smo z Levenovim testom predhodno preverili homogenost varian č.
Statistična pomembnost Levenovega testa homogenosti varian č znaša 0,248 (p > 0,05) in pomeni, da so varian če skupin homogene in da med njimi ni statistično pomembnih razlik, zato smo za preverjanje hipoteze uporabili test Anova.
Statisti čna pomembnost znaša 0,731 (p > 0,05) in pomeni, da se delovne skupine po stopnji izobrazbe med seboj statistično pomembno ne razlikujejo. Ker statistična pomembnost (p-vrednost) ni manjša od 0,05, ne moremo trditi, da smer izobrazbe vpliva na razlike v povpre čjih vsebinske ustreznosti ra čunovodskih poro čil, zato hipotezo zavrnemo.
hipoteza 6 Pogosta izobraževanja ra čunovodij vplivajo na vsebinsko ustreznost ra čunovodskih poro čil, ki so del letnih poročil slovenskih osnovnih šol.
34
Dejavniki, ki vplivajo na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil
preglednica 12 Levenov test homogenosti varianc pri hipotezi 6
Levenova stat. spi sp2	Asimp. y-vrednost
3,004 4,000 83,000	0,023
preglednica 13 Test Brown-Forsythe pri hipotezi 6	
Brown-Forsythe spi sp2	Asimp. y-vrednost
4.539 4.000 68,501	0,003
Zanimalo nas je, ali pogostost izobraževanj ra čunovodij vpliva na razlike v povpre čjih vsebinske ustreznosti ra čunovodskih poro čil. Hipotezo smo preverjali s testom Anova, pri čemer smo z Levenovim testom predhodno preverili homogenost varian č.
Statistična pomembnost Levenovega testa homogenosti varian č znaša 0,023 (p < °,°5) in pomeni, da varian če skupin niso homogene in da med njimi obstajajo statistično pomembne razlike, zato smo za preverjanje hipoteze namesto testa Anova uporabili test Brown-Forsythe.
Statistična pomembnost znaša 0,003 in je manjša od 0,05 (p < 0,05), zato lahko trdimo, da pogostost izobraževanj ra čunovodij vpliva na razlike v povpre čjih vsebinske ustreznosti ra čunovodskih poro čil, in hipotezo lahko potrdimo.
hipoteza 7 Odnos ravnatelja do spoštovanja zakonov in drugih predpisov vpliva na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil, ki so del letnih poročil.
Zanimalo nas je, ali se z boljšim odnosom ravnatelja do spoštovanja zakonov in drugih predpisov izboljšuje tudi vsebinska ustreznost ra čunovodskih poro čil, torej ali med ravnateljevim odnosom do spoštovanja zakonov in drugih predpisov ter vsebinsko ustreznostjo ra čunovodskih poro čil obstaja pozitivna povezanost. Ker je porazdelitev podatkov normalna in so spremenljivke na intervalni oziroma razmernostni ravni, smo hipotezo preverjali s Pe-arsonovim koefičientom korela čije, s katerim smo ugotavljali povezanost med spremenljivkama.
Pearsonov koefičient korela čije znaša -0,074 in nam pove, kakšna je mo č povezanosti med obema spremenljivkama. Vrednost koefičienta izraža mo č povezanosti, ki je neznatna, in pomeni, da je Pearsonov koefičient korelačije -0,074 statistično neznačilen. Negativna vrednost koefičienta pomeni, da boljši kot je odnos ravnatelja do spoštovanja zakonov, slabša je vsebinska ustreznost ra čunovodskih poro čil. Statistična pomembnost znaša 0,495 in je višja od 0,05 (p > 0,05) ter pomeni, da med ravnateljevim odnosom
35
Tatjana Horvat in Sonja Bra cko
preglednica 14 Pearsonov koeficient korelacije in njegova stopnja značilnosti pri hipotezi 7
		(1)	(2)
(1) Vsebinska ustreznost	(a)	1,000	-0,074
	(b)		0,495
	(c)	88,000	88,000
(2) Odnos ravnatelja do spoštovanja zakonov	(a)	-0,074	1,000
	(b)	0,495	
	(c)	88,000	88,000
opombe Naslovi vrstic: (a) Pearsonov koeficient korelacij		e, (b) asimp. p-vrednost	
(2-stranska), (c) število veljavnih enot (N).			
preglednica 15 Pearsonov koeficient korelacije in njegova stopnja značilnosti			
pri hipotezi 8			
		(1)	(2)
(1) Vsebinska ustreznost	(a)	1,000	-0,106
	(b)		0,327
	(c)	88,000	88,000
(2) Odnos ravnatelja do racunovodstva	(a)	-0,106	1,000
	(b)	0,327	
	(c)	88,000	88,000
opombe Naslovi vrstic: (a) Pearsonov koeficient korelacije, (b) asimp. p-vrednost (2-stranska), (c) število veljavnih enot (N).
do spoštovanja zakonov in vsebinsko ustreznostjo racunovodskih porocil ni povezanosti, zaradi cesar hipotezo zavrnemo.
hipoteza 8 Odnos ravnatelja do računovodstva vpliva na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil, ki so del letnih poročil slovenskih osnovnih šol.
Zanimalo nas je, ali se z boljšim ravnateljevim odnosom do racunovodstva izboljšuje vsebinska ustreznost racunovodskih porocil, torej ali med ravnateljevim odnosom do racunovodstva in vsebinsko ustreznostjo racunovodskih porocil obstaja pozitivna povezanost. Ker je porazdelitev podatkov normalna in so spremenljivke na intervalni oziroma razmernostni ravni, smo hipotezo preverjali s Pearsonovim koeficientom korelacije, pri cemer smo ugotavljali povezanost med spremenljivkama.
Pearsonov koeficient korelacije znaša -0,106 in nam pove, kakšna je moc povezanosti med obema spremenljivkama. Vrednost koeficienta izraža moc povezanosti, ki je neznatna, in pomeni, da je Pearsonov koeficient korelacije -0,106 statisticno neznaci-len. Negativna vrednost koeficienta pomeni, da boljši kot je odnos
36
Dejavniki, ki vplivajo na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil
preglednica 16 Pearsonov koeficient korelacije in njegova stopnja značilnosti
pri hipotezi 9
		(1)	(2)
(1) Vsebinska ustreznost	(a)	1,000	0,039
	(b)		0,717
	(c)	88,000	88,000
(2) Komunik. med ravnateljem in racunovodstvom	(a)	0,039	1,000
	(b)	0,717	
	(c)	88,000	88,000
opombe Naslovi vrstic: (a) Pearsonov koeficient korelacije, (b) asimp. p-vrednost (2-stranska), (c) število veljavnih enot (N).
ravnatelja do racunovodstva, slabša je vsebinska ustreznost racu-novodskih porocil. Statisticna pomembnost znaša 0,327 in je višja od 0,05 (p > 0,05), zato ne moremo govoriti o tem, da med rav-nateljevim odnosom do racunovodstva in vsebinsko ustreznostjo ra cunovodskih poro cil obstaja povezanost. Iz navedenega izhaja, da hipoteze ne moremo potrditi.
hipoteza 9 Komunikacija med ravnateljem in računovodjem vpliva na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil, ki so del letnih poročil slovenskih osnovnih šol.
Zanimalo nas je, ali se zaradi boljše komunikacije med ravnateljem in racunovodjem izboljšuje vsebinska ustreznost racunovod-skih poro cil, torej ali med ravnateljevo komunikacijo z racunovodjem ter vsebinsko ustreznostjo ra cunovodskih poro cil obstaja pozitivna povezanost. Ker je porazdelitev podatkov normalna in so spremenljivke na intervalni oziroma razmernostni ravni, smo hipotezo preverjali s Pearsonovim koeficientom korelacije, pri ce-mer smo ugotavljali povezanost med spremenljivkama.
Pearsonov koeficient korelacije znaša 0,039. Njegova pozitivna vrednost pomeni, da boljša kot je komunikacija med ravnateljem in racunovodjem, boljša je vsebinska ustreznost racunovodskih porocil. Vrednost koeficienta 0,039 izraža moc povezanosti med obema spremenljivkama in pomeni, da je povezanost komunikacije med ravnateljem in racunovodjem z vsebinsko ustreznostjo racunovodskega porocila neznatna ter da je Pearsonov koeficient korelacije 0,039 statisticno neznacilen. Statisticna pomembnost (p) znaša 0,717 in je višja od 0,05 (p > 0,05), kar pomeni, da komunikacija med ravnateljem in racunovodjem ni povezana z vsebinsko ustreznostjo letnih porocil, zato hipoteze ne moremo potrditi.
37
Tatjana Horvat in Sonja Bra cko
preglednica 17 Levenov test homogenosti varianc pri hipotezi 10
Levenova stat.	spi	sp2 Asimp.p-vrednost
1,510	3,000	84,000	0,218
preglednica 18 Test enosmerne analize variance (Anova) pri hipotezi 10
Povprečje kvadratov	F	Asimp. p-vrednost
27,060	0,580	0,630
hipoteza 10 C as, porabljen za pripravo letnega poročila, ne vpliva na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil, ki so del letnih poročil slovenskih osnovnih šol.
Zanimalo nas je, ali čas, porabljen za pripravo letnega poročila, vpliva na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil, ki so del letnih poročil slovenskih osnovnih šol. V ta namen smo preverili, ali med posameznimi skupinami spremenljivk obstajajo razlike v povpre čjih vsebinske ustreznosti ra čunovodskih poro čil. Hipotezo smo preverjali s testom Anova, pri čemer smo predhodno z Leve-novim testom preverili homogenost varian č.
Statistična pomembnost Levenovega testa homogenosti varian č (p) znaša 0,218 in je višja od 0,05 (p > 0,05), kar pomeni, da so varian če skupin homogene in da med njimi ni statistično pomembnih razlik, zato smo v nadaljevanju hipotezo preverili s testom Anova.
Statistična pomembnost (p) znaša 0,630 in je višja od 0,05 (p > 0,05), kar pomeni, da med skupinami ni statistično pomembnih razlik. Ker statistična pomembnost (p-vrednost) ni manjša od 0,05, ne moremo trditi, da čas, porabljen za pripravo letnega poro čila, vpliva na razlike v povpre čjih vsebinske ustreznosti ra čunovodskih poro čil, zato hipotezo potrdimo.
Sklep
Analiza dejavnikov, ki vplivajo na vsebinsko ustreznost računovodskih poro čil, je pokazala, da je od dvanajstih dejavnikov, ki smo jih preučevali, eden takšen, da vpliva na vsebinsko ustreznost računovodskega poro čila, preostalih enajst pa nanjo ne vpliva.
Med dejavnike, ki ne vplivajo na vsebinsko ustreznost ra čunovodskih poro čil, sodijo: spol ra čunovodij, njihova starost, njihove delovne izkušnje na obstoje čem ali podobnem delovnem mestu, dosežena stopnja in smer izobrazbe ra čunovodij, ravnateljev odnos do spoštovanja zakonov in drugih predpisov, njegov odnos do ra čunovodstva, komunika čija med ravnateljem in ra čunovodjem, razumljivost zakonov, pravilnikov, navodil in drugih predpisov, ki
38
Dejavniki, ki vplivajo na vsebinsko ustreznost računovodskih poročil
dolo čajo vsebino letnih poro čil, pogostost opravljanja notranje revizije in čas, porabljen za pripravo letnega poro čila.
Edini dejavnik, ki smo ga preu čevali in ki vpliva na vsebinsko ustreznost ra čunovodskih poro čil, je izobraževanje ra čunovodij in kako pogosto se izobražujejo.
V povezavi s pripravo ra čunovodskega poro čila, ki je sestavni del letnega poro čila, je izobraževanje ravnateljev in ra čunovodij smiselno usmeriti v informa čije, ki so pomembne za popolnejšo predstavitev poslovanja in premoženjskega stanja javne osnovne šole, predvsem pa je pomembno, kako te informačije prepoznati, kako jih objektivno, smiselno in razumljivo pojasniti ter jih pretvoriti v problemsko usmerjene informa čije, da bodo primerljive s konkuren čo in bodo imele povratni vpliv na finan čno-ra čunovodsko vlogo javne osnovne šole. Izobraževanje ravnateljev in ra čunovodij je treba usmeriti v vsebino in kakovost ra čunovodskega poro čila, hkrati pa je treba opozoriti na pomen njegove oblike. Horvat (2007) poudarja dve zna čilnosti finan čnega upravljanja v šolah. Prva je ta, da je po slovenskih predpisih odgovornost ravnateljev za finan čno upravljanje šol zelo velika in da se ravnatelji te odgovornosti šele za čenjajo zavedati, druga pa je, da šole nimajo internih pravil za na črtovanje in poro čanje, kot to zahtevajo slovenski predpisi. Kot glavni razlog za takšno stanje Horvat (2007) navaja pomanjkljivo znanje ravnateljev na podro čju finan č-nega vodenja šol.
(Čeprav ima vsebina prednost pred obliko, pa je pri ra čunovod-skem poro čilu zelo pomembna tudi oblika, saj lahko neprimerna oblika ra čunovodskega poro čila ogrozi preglednost, urejenost in razumljivost letnega poro čila in s tem tudi njegovo vsebino in kakovost. Da bi lahko ra čunovodske informa čije primerjali s tistimi, ki jih predstavi konkuren ča, bi bilo treba kriterije in merila pomembnosti in s tem pomembne ra čunovodske informa čije, vključene v ra čunovodsko poro čilo, ki je sestavni del letnega poro čila, v javnih osnovnih šolah opredeliti najprej na ravni resornega ministrstva, nato pa stališ ča in usmeritve, ki bi jih to podalo, upoštevati še v javni osnovni šoli in v ob čini ustanoviteljiči ter jih glede na to zapisati v pravilniku o ra čunovodstvu. Tako dolo čeni kriteriji in merila pomembnosti ter njihovo upoštevanje v ra čunovodskih poro čilih, ki so sestavni del letnih poro čil in so javno objavljena na spletni strani ajpes, bi javnim osnovnim šolam zagotavljali primerljivost s konkuren čo, pri čemer bi trg javnim osnovnim šolam dajal spodbude za zniževanje stroškov in u činkovitejšo porabo sredstev, javne osnovne šole pa bi se sre čale s tržnimi spodbudami.
39
Tatjana Horvat in Sonja Bra cko
Hkrati bi na ravni občine ali države uvedli kontrolni mehanizem za obvladovanje stroškov in finančni razvoj dejavnosti ter nadzor nad gospodarnim ravnanjem s sredstvi.
Literatura
European Commission/EACEA/Eurydice. (2013). Funding of Education in Europe 2000-2012: The Impact of the Economic Crisis. Luxembourg: Publications Office of the European Union.
Horgren, C. T., S. M. Datar in M. V. Rajan. 2012. Cost Accounting: A Managerial Emphasis. 14th ed. Upper Saddle River, nj: Pearson/Prentice Hall.
Horvat, T. (2007). Leader Accountability for School Financial
Management. V Professional Challenges for School Effectiveness and Improvement in the Era of Accountability: Proceedings of the 20th Annual World icsei Congress, 3-6 January 2007, Portorož, Slovenia, ur. M Brejc, 153-168. Ljubljana: National School for Leadership in Education; Koper: Faculty of Management.
■ Dr. Tatjana Horvat je predavateljica v Šoli za ravnatelje
in državna notranja revizorka. tatjana.horvat@solazaravnatelje.si Sonja Bracko je magistrantka Fakultete za komercialne in poslovne vede. bracko301@gmail.com
40