4.4. Phân tích hồi quy
4.4.4. Kết quả hồi quy các phương trình
Để khắc phục các khuyết tật của mơ hình, tác giả sử dụng các phương pháp hồi quy khác nhau tùy thuộc vào loại khuyết tật
Mơ hình số 1 và số 3 với biến phụ thuộc ROA:
Hai mơ hình này bị khuyết tật cĩ hiện tượng nội sinh do biến LEV nội sinh, trong trường hợp này tác giả sử dụng phương pháp GMM. Phương pháp hồi quy GMM cũng là một trong các phương pháp được sử dụng để khắc phục hiện tượng nội sinh trong mơ hình trong trường hợp khơng tìm được biến cơng cụ phải là biến ngoại sinh của biến nội sinh. Trong kỹ thuật GMM nếu các biến được dựđốn là nội sinh thì sắp xếp vào nhĩm biến được cơng cụ theo tiếp cận gmm; và khi đĩ chỉ cĩ giá trị trễ
của các biến này mới là các cơng cụ thích hợp. Cịn nếu như các biến giải thích được xác định là ngoại sinh nghiêm ngặt thì xếp vào nhĩm biến cơng cụ (iv_instrument
variable). Trong ước lượng GMM kiểm định Sargan để xác định tính chất phù hợp của các biến cơng cụ trong mơ hình. Kiểm định với giả thuyết H0: biến cơng cụ là ngoại sinh, nghĩa là khơng tương quan với sai số của mơ hình. Vì thế, giá trị p của thống kê Sargan >0.05 chấp nhận giả thuyết Ho tức là biến cơng cụ là phù hợp với mơ hình nghiên cứu. Ngồi ra kiểm định Sagan khơng bị yếu thì số lượng các biến cơng cụ được lựa chọn về nguyên tắc phải nhỏ hơn hoặc bằng số lượng các nhĩm. Kiểm định
ArellanoBond bậc 2 về tự tương quan với giả thuyết H0: khơng cĩ tự tương quan được tiến hành để kiểm tra tính phù hợp của mơ hình. Kết quả thu được ở bảng sau: (xem phụ lục 6 va phụ lục 7)
Bảng 4.14: Kết quả hồi quy GMM mơ hình 1 và 3 với biến phụ thuộc ROA
Biến Mơ hình 1 - ROA Mơ hình 3 - ROA
Hệ số β P - value Hệ số β P - value CSRD 0,0032 0,000 CSRD(-1) 0.0028 0,000 SIZE -0,0061 0,032 -0,004 0,155 LEV -0,021 0,014 -0.024 0.006 GRW 0,0379 0,000 0.0396 0,000 _cons 0,2129 0,006 0.22121 0.001 N 430 430 Kiểm định Sargan 0,438 0,414 Số lượng nhĩm 43 43 Số lượng biến cơng cụ 30 30 Kiểm định ArellanoBond bậc 2 0,903 0,571
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0
Bảng kết quả 4.14 cĩ thể kết luận tất cả các mơ hình trên đều khơng cịn hiện
tượng tự tương quan do kết quả kiểm định tự tương quan Arellano-Bond test AR (2) cĩ giá trị Pr > z đều lớn hơn α (5%). Bên cạnh đĩ kết quả kiểm định Sargan test cũng cho thấy khơng cĩ hiện tượng nội sinh xảy ra trong mơ hình vì các giá trị Prob > chi2
đều lớn hơn α (5%). Thêm nữa để ước lượng mơ hình khơng bị yếu thì số lượng các biến cơng cụ phải nhỏ hơn hoặc bằng các nhĩm biến trong mơ hình. Kết quả hồi quy cả 2 mơ hình trên đều cho thấy thỏa mãn điều kiện trên.
Kết quả hồi quy mơ hình 1 cho thấy việc thực hành và CBTT TNXH ảnh hưởng
thời đến ROA trong năm là 0.0032% với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với giả thuyết của tác giả và khẳng định nghiên cứu của Mahoney & Roberts (2007); Mustaruddin Saleh & cộng sự (2011); Nagib Salem Bayoud & cộng sự (2012); Dewi and Monalisa (2016), Elena Platonova & cộng sự (2016).
Kết quả hồi quy mơ hình 3 cho thấy việc thực hành và CBTT TNXH quá khứ ảnh hưởng đến tỷ suất lợi nhuận trên tài sản ROA tương lai (sau 1 năm) của DN. Cụ
thể CBTT TNXH ảnh hưởng tức thời đến ROA năm tiếp theo là 0,0028% với mức ý
nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với giả thuyết nghiên cứu của tác giả và khẳng định kết quả của Ngoc Thao Trang and Liafisu Sina Yekini (2014), và Hồ Thị Vân Anh (2018) cùng trong bối cảnh các DN niêm yết trên TTCK Việt Nam
Kết quả này gĩp phần củng cố thuyết các bên liên quan giải thích cho những nỗ lực của DN trong thực hành và CBTT TNXH sẽ mang lại những lợi ích nhất định cho DN cĩ thể là tăng doanh thu hay kích thích sức lao động của người lao động hay thu hút khách hàng đối với sản phẩm của DN trên cơ sởđĩ gĩp phần cải thiện hiệu quả sử
dụng tài sản của DN. Tuy nhiên phát hiện này cho thấy rằng hiệu ứng về thực hành và CBTT TNXH của các DN niêm yết trên TTCK Việt Nam đối với các bên liên quan là khơng nhiều bởi kết quả tác động đến ROA trong năm và năm tiếp theo là rất nhỏ.
Điều này cĩ thể ROA của DN bị chi phối bởi rất nhiều yếu tố khác và CBTT TNXH là
một yếu tố rất nhỏ ảnh hưởng đến ROA. Nguyên nhân này cĩ thể là do nhận thức của DN, nhà đầu tư, người tiêu dùng, lao động và các bên liên quan khác đối với TNXH
DN là chưa cao bởi kinh tế xã hội Việt Nam vẫn cịn ở mức thấp. Đối với người tiêu dùng Việt cĩ thể thay vì lựa chọn sản phẩm cĩ chất lượng tốt thân thiện với mơi trường thì cĩ thể họ lại lựa chọn những sản phẩm cĩ giá rẻ, mẫu mã đẹp mắt. Đối với người lao động thì đơi lúc điều quan trọng đối với họ cĩ thể chỉ là mức lương họ nhận
được chứ chưa phải là những đáp ứng của DN đối với các quyền lợi khác như chăm sĩc sức khỏe, đào tạo, an tồn lao động
Mơ hình số 4 với biến phụ thuộc TBQ
Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan trong mơ hình nghiên cứu, tác giả sử dụng ước lượng bình quân tối thiểu tổng quát (Generalized Least Square_GLS). Kết quả hồi quy GLS của mơ hình 4 thể hiện trong bảng 4.15 (chi tiết phụ lục 9)
Bảng 4.15: Kết quả hồi quy GLS mơ hình 4 biến phụ thuộc TBQ
TBQ Coef. Std. Err. z P>z [95% Conf.Interval]
CSRD (-1) 0,044717 0,005005 8,93 0,000 0,034907 0,054528
SIZE -0,10608 0,038892 -2,73 0,006 -0,18231 -0,02985
LEV -0,01361 0,05295 -0,26 0,797 -0,11739 0,090168
GRW 0,174169 0,099724 1,75 0,081 -0,02129 0,369625
_cons 3,533449 1,018852 3,47 0,001 1,536535 5,530362
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0
Bảng trên cho thấy CBTT TNXH năm trước ảnh hưởng tới giá trị DN Tobin’Q năm sau (hệ số β = 0.044 và sig=0.00). Điều này phù hợp giả thuyết H1 với biến đại diện HQTC là giá trị thị trường DN Tobin’Q. Kết quả này phù hợp với thuyết các bên liên quan và thuyết tín hiệu giải thích cho hành vi thực hành và CBTT TNXH mang lại những tín hiệu tích cực cho các bên liên quan gĩp phần cải thiện hình ảnh uy tín của DN bởi sự sẵn sàng chia sẻ của DN đối với mơi trường và xã hội từđĩ thu hút nhà đầu tư cĩ trên TTCK gĩp phần tăng giá cổ phiếu DN. Kết quả tương tự cũng đã được chứng minh ở các nghiên cứu của Nguyễn Thị Bích Ngọc (2015), Nguyễn Xuân Hưng và Trịnh Hiệp Thiện (2016), Hồ Thị Vân Anh (2018) với bối cảnh các doanh nghiệp Việt Nam.
Mơ hình số 2 với biến phụ thuộc TBQ
Để khắc phục hiện tượng nội sinh trong mơ hình 2, trong nghiên cứu này tác giả sử dụng phương pháp hồi quy hai giai đoạn 2SLS để kiểm tra mối quan hệ giữa CBTT TNXH và giá trị DN. Để kiểm sốt được những sai lệch tiềm tàng các biến cơng cụ cần tìm kiếm phải là biến ngoại sinh của biến nội sinh CBTT TNXH trong phương pháp hồi quy hai giai đoạn 2SLS.Vì vậy trong nghiên cứu này tác giả sử
dụng biến cơng cụđể thực hiện hồi quy hai giai đoạn 2SLS cho mối quan hệ nội sinh giữa biến CBTT TNXH CSRD và giá trị DN TBQ là biến chất lượng kiểm tốn (AUDIT) và biến pháp luật (LAW). Biến cơng cụ thứ nhất AUDIT được lựa chọn với ý nghĩa là DN được kiểm tốn bởi các DN kiểm tốn lớn (Big 4) cĩ mức độ
CBTT TNXH cao hơn những DN khác. Điều này cũng đã được chứng minh trong nghiên cứu của Nguyễn La Soa và cộng sự (2017) và Kelly Anh Vu and Thanita
Buranatrakul (2017) những DN được kiểm tốn bởi DN kiểm tốn tốt thì mức độ
CBTT TNXH là cao hơn những DN khác. Biến này được xác định: nếu DN được kiểm tốn bởi Bigfour gán là “1” và khơng được kiểm tốn Bigfour gán là “0”. Bên cạnh biến cơng cụ AUDIT, biến cơng cụ thứ hai là LAW được lựa chọn với ý nghĩa là nếu cĩ những yêu cầu bắt buộc từ phía pháp luật thì mức độ CBTT TNXH nhiều hơn. Điều này đã được khẳng định thơng qua khảo sát của KMPG năm 2013 chỉ ra tỷ
lệ DN thực hiện báo cáo trách nhiệm DN tăng 37% từ 2011 năm 2013 do ở một số
thị trường như Singapoo, Nam Phi, Hoa Kỳ, Ấn Độ, Indonesia cĩ những yêu cầu
tăng cường (bắt buộc) báo cáo TNXH. Tại Việt Nam, năm 2015 Bộ tài chính cĩ thơng tư 155/2015/TT-BTC yêu cầu bắt buộc các DN niêm yết báo cáo tác động liên quan đến mơi trường và xã hội. Chính vì vậy, biến LAW trong nghiên cứu này được xác định là “1” nếu là năm 2015 và 2016 và “0” là những năm cịn lại. Phương trình hồi quy giữa biến cơng cụ và biến nội sinh như sau:
CSRD = βo+ β1 AUDITi,t+ β2 LAWi,t+€i,t (4.1) Tác giả thực hiện hồi quy OLS, FEM, REM để kiểm chứng mối liên hệ giữa biến cơng cụ AUDIT, LAW và biến nội sinh CSRD. Kết quả hồi quy được thể hiện trong bảng 4.16: (chi tiết phụ lục 8)
Bảng 4.16: Kết quả hồi quy mơ hình giữa biến cơng cụ và biến nội sinh
CSRD OLS FEM FEM
Coef. P>t Coef. P>t Coef. P>t AUDIT 8,05575 0 6,270754 0 6,221204 0 LAW 5,755859 0 4,33118 0 4,689608 0 _cons 12,36873 0 13,6295 0 13,50817 0
Hausman Prob>chi2 0,000
Prob>F 0,000
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0
Bảng trên cho thấy ết quả này cho thấy việc lựa chọn biến cơng cụ là phù hợp.
Điều này cĩ nghĩa DN niêm yết được kiểm tốn bởi cơng ty kiểm tốn Big 4 và pháp
luật gia tăng thì mức độ CBTT TNXH là nhiều hơn.
Tiếp đến, tác giả thực hiện kiểm định 2SLS (IV (2SLS) estimation) với biến
phụ thuộc TBQ, biến độc lập CSRD và biến cơng cụ AUDIT, LAW. Kết quả hồi quy
Bảng 4.17: Kết quả hồi quy hai giai đoạn 2SLS mơ hình 2
TBQ Coef. Std. Err. z P>z [95% Conf. Interval]
CSRD 0,081556 0,0376 2,17 0,03 0,007861 0,155251 SIZE -1,39147 0,29525 -4,71 0,00 -1,97015 -0,81279 LEV 0,331186 0,082554 4,01 0,00 0,169383 0,49299
GRW 0,075779 0,094686 0,8 0,424 -0,1098 0,261359 Sargan test: Chi-sq(1) P-val = 0,0541
Endogeneity test of endogenous: Chi-sq(1) P-val = 0,0352
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0
Trước khi đi vào phân tích kết quả kiểm định 2SLS, tác giảđánh giá về tính đầy
đủ và giá trị của các biến cơng cụ sử dụng trong mơi hình hồi quy 2SLS bằng kiểm
định Sargan. Với giả thuyết trong kiểm định của Sargan test như sau H0: biến cơng cụ là phù hợp (Hansen và cộng sự, 1996). Kết quả bảng 4.17 cho thấy P-value = 0.0541> 0.05 nên chấp nhận H0, tức là mơ hình đã đầy đủ biến cơng cụ cần thiết.
Tiếp đến tác giả xem kết quả của kiểm định Endogeneity test xem xét biến CSRD thực sự là biến nội sinh hay khơng với giả thuyết Ho: biến kiểm định là ngoại sinh.
Kết quả cho thấy P –value = 0.03 bác bỏ Ho. Vậy biến kiểm định là nội sinh. Mơ hình 2SLS trên là phù hợp
Như vậy, giả định các yếu tố khác là khơng đổi, tồn tại ảnh hưởng tích cực CBTT TNXH tới giá trị DN Tobin’Q (hệ số β = 0.081 và sig=0.03). Kết quả này phù hợp với dự đốn của tác giả nhưng lại khác với kết quả nghiên cứu của Hồ
Thị Vân Anh (2018) cùng với bối cảnh nghiên cứu là các DN niêm yết trên TTCK Việt Nam. Sự khác biệt này cĩ thể là do mẫu nghiên cứu của Hồ Thị Vân Anh nhỏ
(256 quan sát với thời gian nghiên cứu ngắn là 5 năm) và phương pháp hồi quy chưa giải quyết hiện tượng nội sinh trong mơ hình nghiên cứu. Kết quả này gĩp phần khẳng định lý thuyết các bên liên quan và thuyết tín hiệu cho thấy rằng các
DN niêm yết trên TTCK Việt Nam thực hành và CBTT TNXH cĩ ảnh hưởng tích cực tương đối đến quyết định của nhà đầu tư. Cĩ thể rằng những thơng tin DN
chia sẻ về TNXH đã mang lại những kỳ vọng cho các nhà đầu tư về cổ phiếu ít rủi ro của DN.
Mơ hình số 5 với biến phụ thuộc ROA
Mơ hình này bị khuyết tật cĩ hiện tượng nội sinh do biến LEV nội sinh, tương tự như mơ hình (1) và mơ hình (3) tác giả khắc phục hiện tượng nội sinh bằng phương pháp GMM. Kết quả hồi quy như sau: (chi tiết phụ lục 10)
Bảng 4.18: Kết quả hồi quy GMM mơ hình 5 với biến phụ thuộc ROA
ROA Coef. Std. Err. z P>z [95% Conf. Interval]
CSRD 0,005483 0,001133 4,84 0,000 0,003263 0,007703 CSRD*D -0,00203 0,000749 -2,71 0,007 -0,0035 -0,00056 LEV -0,00599 0,002783 -2,15 0,031 -0,01145 -0,00054 SIZE -0,02423 0,008616 -2,81 0,005 -0,04111 -0,00734 GRW 0,033703 0,007287 4,63 0,000 0,019421 0,047985 _CONS 0,212239 0,074711 2,84 0,004 0,065809 0,35867 N 473 Kiểm định Sargan 0,177 Số lượng nhĩm 43
Số lượng biến cơng cụ 30
Kiểm định ArellanoBond bậc 2 0,653
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0
Bảng kết quả 4.18 cĩ thể kết luận mơ hình trên khơng cịn hiện tượng tự tương quan do kết quả kiểm định tự tương quan Arellano-Bond test AR (2) cĩ giá trị Pr > z
đều lớn hơn α (%%). Bên cạnh đĩ kết quả kiểm định Sargan test cũng cho thấy khơng
cĩ hiện tượng nội sinh xảy ra trong mơ hình vì các giá trị Prob > chi2 = 0,177 lớn hơn
α (5%). Thêm nữa để ước lượng mơ hình khơng bị yếu thì số lượng các biến cơng cụ
phải nhỏ hơn hoặc bằng các nhĩm biến trong mơ hình. Kết quả hồi quy mơ hình trên
đều cho thấy thỏa mãn điều kiện trên.
Kết quả này cho thấy CBTT TNXH vẫn là nhân tố ảnh hưởng tích cực đến
ROA của doanh nghiệp nhưng mức độảnh hưởng của CBTT TNXH của DN đến ROA
ở giai đoạn năm 2006, 2007 là cao hơn nhưng năm từ 2008 trở đi (P_value
=0.007<0.05 và β= -0,00203). Kết quả cho thấy mặc dù thực hành và cơng bố thơng
nĩ đến hiệu quả sử dụng tài sản doanh nghiệp ROA cho những năm sau của khủng
hoảng tài chính (năm 2008) lại ít hơn so với giai đoạn nền kinh tế cĩ tốc độ tăng trưởng cao. Điều này cĩ thể được lý giải là do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng kinh tế tồn cầu thị trường xuất khẩu lớn bịảnh hưởng, sức mua trong nước giảm, đời sống người dân khĩ khăn bởi vậy những hiệu ứng tích cực về thực hành và cơng bố thơng tin trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp đến hiệu quả sử dụng tài sản là yếu hơn so với lúc tăng trưởng cao. Kết luận này gĩp phần khẳng định giả thuyết của tác giả CBTT TNXH ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả tài chính DN (ROA) và củng cố khẳng định kết luận về chiều ảnh hưởng của CBTT TNXH đến HQTC DN của Mahoney & Roberts (2007); Mustaruddin Saleh & cộng sự (2011); Nagib Salem Bayoud & cộng sự (2012); Dewi and Monalisa (2016), Elena Platonova & cộng sự (2016) và nghiên cứu của Hồ Thị Vân Anh (2018) với cùng mẫu nghiên cứu là các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam nhưng kết quả này lại cho thấy ở những giai
đoạn tăng trưởng kinh tế khác nhau thì mức độ ảnh hưởng tích cực của CBTT TNXH đến hiệu quả sử dụng tài sản ROA là khác nhau.
Mơ hình số 6 với biến phụ thuộc TBQ
Để khắc phục hiện tượng nội sinh trong mơ hình 6 với biến phụ thuộc CSRD tương tự như mơ hình 2 tác giả sử dụng phương pháp hồi quy hai giai đoạn 2SLS để
kiểm tra mối quan hệ giữa CBTT TNXH và giá trị DN TBQ. Kết quả hồi quy như sau:
(chi tiết phụ lục 11)
Bảng 4.19: Kết quả hồi quy 2SLS mơ hình 6 với biến phụ thuộc TBQ
TBQ Coef. Std. Err. z P>z [95% Conf. Interval]
CSRD 0,168786 0,053378 3,16 0,002 0,064167 0,273405 SIZE -0,73477 0,147529 -4,98 0 -1,02392 -0,44561 LEV 0,232784 0,07385 3,15 0,002 0,08804 0,377528 GRW -0,07815 0,099029 -0,79 0,43 -0,27225 0,115941 CSRD*D -0,08898 0,022729 -3,91 0 -0,13353 -0,04443
Sargan test: Chi-sq(1) P-val = 0,95
Endogeneity test of endogenous: Chi-sq(1) P-val = 0,0276