6. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
3.3.2. Kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan
Bảng 3.26. Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Mô hình 1 R R bình phương R bình phương hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của
ước lượng Durbin-Watson
1 .363a .132 .070 .0417040 2.182
Biến phụ thuộc: CSRI
(Nguồn: Tác giả tự tính toán)
Theo kết quả ở bảng 3.26 cho thấy giá trị durbin-watson bằng 2.182, với mức ý nghĩa 5%, n=106, ta có dL= 1.528, dU= 1.826. Như vậy giá trị 4- dU= 2.174, 4-dL= 2.472. Ta nhận thấy 4- dU= 2.174 < giá trị durbin-watson d=2.182 < 4- dL= 2.472 nên không thể kết luận có hiện tượng tự tương quan xảy ra hay không. Tuy nhiên theo Field (2009) đã chỉ ra rằng khi giá trị durbin-watson lớn hơn 3 hoặc nhỏ hơn 1 là vấn đề cần quan tâm vì sẽ xảy ra hiện tượng tự tương quan. Kết quả giá trị durbin-watson của dữ liệu nghiên cứu bằng 2.182, nằm giữa 1 và 3 nên có thể kết luận không có hiện tượng tự tương quan xảy ra.
3.4. PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN MỨC ĐỘ CÔNG BỐ THÔNG TIN TRÁCH NHIỆM XÃ HỘI TRÊN BÁO CÁO THƢỜNG NIÊN CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT
Mô hình hồi quy bội được sử dụng để nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội của các công ty niêm yết. Có nhiều phương pháp thực hiện để đưa các biến vào khi thực hiện chạy mô hình như phương pháp enter, forward, backward, stepwise.
Phương pháp enter là phương pháp mà phần mềm SPSS sẽ xử lý tất cả các biến độc lập tác giả muốn đưa vào mô hình.
mô hình là biến có tương quan lớn nhất với biến phụ thuộc. Tiếp tục SPSS sẽ x t điều kiện để đưa các biến độc lập còn lại vào mô hình. Nếu biến đầu tiên không thoả điều kiện vào thì thủ tục này sẽ chấm dứt, không có biến nào được đưa vào mô hình.
Phương pháp backward: Đầu tiên tất cả các biến độc lập được đưa vào
mô hình, biến có hệ số tương quan nhỏ nhất sẽ được kiểm tra đầu tiên, nếu không thoả điều kiện sẽ bị loại ra. Lúc này mô hình này sẽ được tính toán lại mà không có biến độc lập vừa loại. Tiếp theo SPSS sẽ lặp lại thủ tục trên cho đến khi nào giá trị F của biến có hệ số tương quan nhỏ nhất lớn hơn điều kiện thì quá trình này sẽ dừng lại.
Phương pháp stepwise: là sự kết hợp của phương pháp forward và
phương pháp backward..
Trong các phương pháp trên thì có hai phương pháp thường được sử dụng khi nghiên cứu là phương pháp enter và phương pháp stepwise. Trong nghiên cứu này, tác giả sẽ thực hiện chạy mô hình hồi quy với hai phương pháp này để xem có sự khác biệt như thế nào.
Kết quả thực hiện với phương pháp enter được trình bày trong bảng 3.27 và bảng 3.28
Bảng 3.27. Bảng phân tích ANOVA- Phương pháp enter Mô hình Tổng bình phương df Giá trị trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi quy .026 7 .004 2.125 .048a Số dư .170 98 .002 Tổng cộng .196 105
a. Biến độc lập: (Constant), GIOITINH, QMHDQT, TSSL, TUOI, NNKD, MDDL, QMCT
b. b. Biến phụ thuộc: CSRI
(Nguồn: Tác giả tự tính toán)
Qua kết quả phân tích ở bảng 3.27 cho thấy mô hình có F = 2.125, sig.=0.048 < 0.05 nên có thể khẳng định mô hình phù hợp với tổng thể. Tuy nhiên kết quả ở bảng 3.28 cho thấy chỉ có duy nhất biến tỉ suất sinh lời (TSSL) có ý nghĩa trong mô hình hồi quy (Sig. = 0.034)
Bảng 3.28. Bảng mô tả kết quả hồi quy đa biến- Phương pháp enter
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) -.071 .068 -1.053 .295 QMCT .005 .006 .089 .796 .428 TUOI 2.833E-5 .000 .008 .084 .933 TSSL .105 .049 .208 2.147 .034 NNKD .014 .010 .137 1.373 .173 QMHDQT .005 .004 .142 1.283 .203 MDDL .031 .023 .142 1.366 .175 GIOITINH .022 .026 .084 .860 .392 Biến độc lập: CSRI
Thực hiện hồi quy tuyến tính bội với phương pháp stepwise, ta có được kết quả trong bảng 3.29 như sau:
Bảng 3.29. Bảng phân tích ANOVA- Phương pháp stepwise
Mô hình Tổng bình phương df Giá trị trung bình của bình phương F Sig. 2 Hồi quy .018 2 .009 5.084 .008 Số dư .179 103 .002 Tổng cộng .196 105 a. Biến độc lập: (Constant), TSSL, QMHDQT b. Biến phụ thuộc: CSRI
(Nguồn: Tác giả tự tính toán)
Qua kết quả phân tích cho thấy mô hình có F= 5.084 và sig.= 0.008 < 0.05 nên có thể khẳng định mô hình phù hợp với tổng thể. Mặt khác, với kết quả phân tích tại bảng 3.30, tất cả các giá trị sig. tương ứng với hai biến TSSL và QMHDQT lần lượt là 0.019 và 0.039 đều nhỏ hơn 0.05. Do vậy có thể khẳng định các biến này đều có ý nghĩa trong mô hình.
Bảng 3.30. Bảng mô tả kết quả hồi quy đa biến- Phương pháp stepwise
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. B Sai số chuẩn Beta 2 (Constant) .009 .019 .451 .653 TSSL .113 .047 .224 2.383 .019 QMHDQT .007 .003 .197 2.093 .039
a. Biến phụ thuộc: CSRI
(Nguồn: Tác giả tự tính toán)
Kết quả thu thập được từ phương phápstepwise, ta có được mô hình hồi quy sau:
Y = 0.009 + 0.113TSSL+ 0.007 QMHDQT Trong đó:
Y: Mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội TSSL: Tỷ suất sinh lợi
QMHDQT: Quy mô hội đồng quản trị
Bảng 3.31. Bảng tóm tắt mô hình hồi quy cuối cùng
Mô hình l R R bình phương R điều chỉnh bình phương Độ lệch chuẩn của ước lượng Durbin-Watson 1 .300a .090 .072 .0416496 2.262 Biến độc lập: TSSL, QMHDQT Biến phụ thuộc: CSRI
(Nguồn: Tác giả tự tính toán)
Kết quả bảng 3.31 cho thấy mô hình có R bình phương hiệu chỉnh bằng 7.2% cho thấy hai biến độc lập Khả năng sinh lời và Mức độ độc lập của hội
đồng quản trị chỉ giải thích được 7.2% sự biến động của mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Con số này tương đối thấp cho thấy mức độ phù hợp của mô hình chưa cao.
Hệ số β3 của biến TSSL bằng 0.113 cho thấy chỉ số CSRI thay đổi 0.113 đơn vị khi biến TSSL thay đổi 1 đơn vị, các biến độc lập còn lại không đổi. Mặt khác hệ số β3 > 0 chứng tỏ biến TSSL có ảnh hưởng cùng chiều với mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội. Kết quả này phù hợp với giả thuyết H3 “Khả năng sinh lời có ảnh hưởng cùng chiều đến mức độ công bố
thông tin trách nhiệm xã hội của các Công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam” và trùng hợp với kết quả nghiên cứu của Lê Thị Na (2015)
cũng như nghiên cứu của Robert (1992), Waddock & Gravess (1997) [34], [45], [51]. Nghĩa là nếu doanh nghiệp có Khả năng sinh lời trong kinh doanh càng cao thì mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội càng cao. Điều này phù hợp với quan điểm của Belkaoui and Karpik (1989) cho rằng những nhà quản lý có kiến thức để tạo ra lợi nhuận cho công ty thì cũng có nhận thức về trách nhiệm xã hội [5, tr. 36-51]. Do đó họ sẽ tăng cường thực hiện và công bố thông tin trách nhiệm xã hội.
Hệ số β5 của biến QMHDQT bằng 0.007 chứng tỏ khi các biến độc lập khác không đổi, quy mô hội đồng quản trị thay đổi một người thì mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội thay đổi 0.007, mặt khác hệ số này lớn hơn 0 chứng tỏ quy mô hội đồng quản trị có tác động cùng chiều đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội. Kết quả này phù hợp với giả thuyết H5 “Quy mô hội đồng quản trị có ảnh hưởng cùng chiều đến mức độ công bố
thông tin trách nhiệm xã hội của các Công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam” và đồng thời cũng trùng hợp với kết quả nghiên cứu của Isa,
này ngụ ý rằng khi quy mô hội đồng quản trị càng lớn thì các nhà quản trị sẽ có chuyên môn ở nhiều lĩnh vực khác nhau, do đó sẽ sử dụng tối ưu nguồn lực hơn, tạo nên sự phát triển bền vững cho doanh nghiệp gắn liền với trách nhiệm xã hội, từ đó nâng cao mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp ra bên ngoài.
Kết quả mô hình hồi quy cho thấy không có sự ảnh hưởng của nhân tố quy mô công ty đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội (sig.=0.428>0.05). Kết quả này phủ định giả thuyết H1 “Quy mô Công ty có
ảnh hưởng cùng chiều đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội của các Công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”, và tương tự với
kết quả nghiên cứu của Aly và cộng sự (2010), Elsayed and Hoque (2010) [3], [16]. Kết quả này cho thấy ở Việt Nam, không phải công ty có quy mô lớn thì công bố thông tin trách nhiệm xã hội tốt hơn mà phụ thuộc nhiều vào quan điểm và nhận thức của từng nhà quản lý.
Độ tuổi công ty cũng không có ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp (sig. = 0.933>0.05). Kết quả này trùng hợp với kết quả nghiên cứu của Rahman và cộng sự (2011), và phủ định với giả thuyết H2 “Độ tuổi Công ty có ảnh hưởng cùng chiều đến mức độ
công bố thông tin trách nhiệm xã hội của các Công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”, điều này ngụ ý rằng những công ty có thời gian hoạt
động ngắn hay dài đều không làm ảnh hưởng đến việc công bố thôn tin trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp. Kết quả này cho thấy yếu tố con người có tầm quan trọng đặc biệt trong việc cống bố thông tin trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp.
Biến ngành nghề kinh doanh có sig. = 0.173 > 0.05 chứng tỏ ngành nghề kinh doanh không có ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp. Kết quả này không giống với các kết quả
được thực hiện ở nước ngoài trước đây và cũng phủ định lại giả thuyết H4 “Ngành nghề kinh doanh có ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin trách
nhiệm xã hội của các Công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”. Điều này ngụ ý rằng các công ty hoạt động trong lĩnh vực có tác động
đến môi trường (high-profile) sẽ hạn chế công bố các thông tin về trách nhiệm xã hội ra bên ngoài, đặc biệt là nếu thông tin liên quan đến tác động xấu đối với môi trường bởi vì nó sẽ ảnh hưởng đến danh tiếng của công ty. Mặt khác nếu công bố các thông tin này ra bên ngoài sẽ “thu hút” sự chú ý của các cơ quan chức năng, từ đó gia tăng các chi phí chính trị, ảnh hưởng xấu đến kết quả hoạt động kinh doanh của công ty. Ngược lại, đối với những công ty hoạt động trong lĩnh vực ít có tác động đến môi trường (low-profile) nhưng muốn tạo hình ảnh tốt cho doanh nghiệp thì những công ty này có thể sẽ tăng cường mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội ra bên ngoài, như những thông tin liên quan đến phúc lợi người lao động, các hoạt động xã hội từ thiện…Những hành động này sẽ góp phần tạo nên danh tiếng tốt đẹp cho công ty, tăng độ tin cậy và lòng thiện cảm đối với khách hàng.
Nhân tố mức độ độc lập của hội đồng quản trị có sig.= 0.175>0.05, kết quả này phủ định giả thuyết H6 “Mức độ độc lập của Hội đồng quản trị có
ảnh hưởng cùng chiều đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội của các Công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”, nghĩa là mức
độ độc lập của hội đồng quản trị không có ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội. Điều này ngụ ý rằng khi mức độ độc lập của hội đồng quản trị cao thì khả năng kiểm soát các hoạt động của doanh nghiệp được tăng cường. Tuy nhiên việc kiểm soát này có thể không liên quan đến kiểm soát việc thực hiện trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp mà liên quan đến những vấn đề về lợi nhuận kinh doanh. Chỉ khi hội đồng quản trị nhận thức được tầm quan trọng của việc thực hiện trách nhiệm xã hội và yêu cầu
người quản lý phải thực hiện nó thì lúc đó vai trò kiểm soát của hội đồng quản trị trong vấn đề trách nhiệm xã hội mới thực sự có ý nghĩa.
Kết quả phân tích cuối cùng liên quan đến nhân tố giới tính cũng cho thấy nhân tố này không có ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp, phủ định giả thuyết H7 “Giới tính của các
thành viên trong hội đồng quản trị có ảnh hưởng cùng chiều đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội của các Công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”, thể hiện qua giá trị sig.=0.392. Điều này ngụ ý rằng
nhận thức giữa nam và nữ về trách nhiệm xã hội không có sự khác biệt đáng kể, hoặc có thể tỷ lệ thành viên nữ trong hội động quản trị của các công ty niêm yết ở Việt Nam còn thấp nên chưa phát huy được vai trò tích cực của các thành viên nữ trong hội đồng quản trị.
Kết quả nghiên cứu cho thấy việc thực hiện trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp phụ thuộc rất nhiều vào các thành viên trong hội đồng quản trị và tình hình hoạt động của công ty được thể hiện qua chỉ tiêu khả năng sinh lời. Nếu khả năng sinh lời của doanh nghiệp cao sẽ thúc đẩy việc thực hiện trách nhiệm xã hội nhiều hơn, đồng thời kết hợp với sự nhận thức của các thành viên trong hội đồng quản trị sẽ thúc đẩy doanh nghiệp hoạt động theo hướng có trách nhiệm xã hội hơn, từ đó tăng cường công bố thông tin trách nhiệm xã hội ra bên ngoài nhằm xây dựng hình ảnh tốt đẹp cho công ty, tạo nên sự phát triển bền vững trong dài hạn.
TÓM TẮT CHƢƠNG 3
Tác giả sử dụng các kỹ thuật thống kê mô tả, phân tích hồi quy để xác định các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả phân tích cho thấy có hai nhân tố có tác động cùng chiều với mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội là khả năng sinh lời và quy mô hội đồng quản trị. Các
nhân tố còn lại không có ảnh hưởng bao gồm quy mô công ty, độ tuổi công ty, ngành nghề kinh doanh, mức độ độc lập của hội đồng quản trị và giới tính các thành viên trong hội đồng quản trị.
CHƢƠNG 4
HÀM Ý CHÍNH SÁCH VÀ KẾT LUẬN