Luận án Nghiên cứu ảnh hưởng của quản trị công ty đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp niêm yết ở Việt Nam

n: tính toán của tác giả Biểu đồ P-P plot cũng cho ta thấy các điểm quan sát không phân tán xa đường thẳng kỳ vọng nên có thể kết luận là giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm. 125 Hình 4.2: Đồ thị P-P plot của phần dư hóa chuẩn hồi quy Nguồn: tính toán của tác giả - Kiểm định mô hình hồi quy tuyến tính 126 Nguồn: tính toán của tác giả Hình 4.3: Đồ thị phân tán Scatterplot Đồ thị cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên trong vùng xung quanh đường thẳng qua tung độ 0, như vậy có thể kết luận là mô hình tuyến tính. Tổng hợp kết quả nghiên cứu mô hình hồi quy được thể hiện qua Bảng 4.7 sau: Bảng 4.7: Tổng hợp các kết quả phân tích mô hình hồi quy Nhân tố Beta chuẩn hóa Sig. Kết luận R2 Mô hình CSRD chung Tỷ lệ HĐQT người nước ngoài tác động dương (+) đến CSRD chung 0,171 0,000 Chấp nhận 0,054 (hay 5,4%) Quy mô ban giám đốc tác động dương (+) đến CSRD chung 0,089 0,038 Chấp nhận Tỷ lệ giám đốc nữ tác động dương (+) đến CSRD chung 0,079 0,067 Chấp nhận 127 Nhân tố Beta chuẩn hóa Sig. Kết luận R2 Tỷ lệ nắm giữ cổ phần của cổ đông nhà nước tác động dương (+) đến CSRD chung 0,098 0,025 Bác bỏ ROA tác động dương (+) đến CSRD chung 0,085 0,046 Mô hình CSRD bắt buộc Tỷ lệ HĐQT độc lập tác động âm (-) đến CSRD bắt buộc -0,074 0,093 Bác bỏ 0,023 (hay 2,3%) Tỷ lệ HĐQT người nước ngoài tác động dương (+) đến CSRD bắt buộc 0,092 0,037 Chấp nhận Tỷ lệ nắm giữ cổ phần của cổ đông nhà nước tác động dương (+) đến CSRD bắt buộc 0,083 0,060 Chấp nhận Tuổi công ty tác động dương (+) đến CSRD bắt buộc 0,078 0,071 Chấp nhận Mô hình CSRD Tự nguyện Tỷ lệ HĐQT người nước ngoài tác động dương (+) đến CSRD tự nguyện 0,212 0,000 Chấp nhận 0,126 (hay 12,6%) Chủ tịch HĐQT Có kiêm nhiệm giám đốc điều hành tác động dương (+) đến CSRD tự nguyện 0,075 0,091 Chấp nhận Quy mô ban giám đốc tác động dương (+) đến CSRD tự nguyện 0,103 0,027 Chấp nhận Tỷ lệ giám đốc nữ tác động dương (+) đến CSRD tự nguyện 0,087 0,041 Chấp nhận Tỷ lệ nắm giữ cổ phần của cổ đông tổ chức tác động âm (-) đến CSRD tự nguyện -0,092 0,093 Bác bỏ Tỷ lệ nắm giữ cổ phần của cổ đông nhà nước tác động dương (+) đến CSRD tự nguyện 0,146 0,006 Bác bỏ Công ty kiểm toán thuộc big four tác động dương (+) đến CSRD tự nguyện 0,097 0,043 Chấp nhận Tổng tài sản tác động dương (+) đến CSRD tự nguyện 0,106 0,038 ROA tác động dương (+) đến CSRD tự nguyện 0,107 0,010 128 Nhân tố Beta chuẩn hóa Sig. Kết luận R2 Mô hình CSRD theo GRI không trọng số Tỷ lệ HĐQT người nước ngoài tác động dương (+) đến CSRD theo GRI không trọng số 0,189 0,000 Chấp nhận 0,070 (hay 7,0%) Quy mô ban giám đốc tác động dương (+) đến CSRD theo GRI không trọng số 0,101 0,017 Chấp nhận Tỷ lệ giám đốc nữ tác động dương (+) đến CSRD theo GRI không trọng số 0,095 0,027 Chấp nhận Tỷ lệ nắm giữ cổ phần của cổ đông nhà nước tác động dương (+) đến CSRD theo GRI không trọng số 0,102 0,019 Bác bỏ ROA tác động dương (+) đến CSRD theo GRI không trọng số 0,110 0,009 Mô hình CSRD theo GRI có trọng số Tỷ lệ HĐQT người nước ngoài tác động dương (+) đến CSRD theo GRI có trọng số 0,194 0,000 Chấp nhận 0,078 (hay 7,8%) Quy mô ban giám đốc tác động dương (+) đến CSRD theo GRI có trọng số 0,120 0,005 Chấp nhận Tỷ lệ giám đốc nữ tác động dương (+) đến CSRD theo GRI có trọng số 0,106 0,013 Chấp nhận Tỷ lệ nắm giữ cổ phần của cổ đông nhà nước tác động dương (+) đến CSRD theo GRI có trọng số 0,102 0,018 Bác bỏ ROA tác động dương (+) đến CSRD theo GRI có trọng số 0,109 0,010 Mô hình CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục kinh tế) Tỷ lệ HĐQT độc lập tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục kinh tế) 0,088 0,035 Chấp nhận 0,215 (hay 21,5%) Tỷ lệ HĐQT người nước ngoài tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục kinh tế) 0,191 0,000 Chấp nhận Tỷ lệ HĐQT Nữ tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục kinh tế) 0,084 0,048 Chấp nhận 129 Nhân tố Beta chuẩn hóa Sig. Kết luận R2 Số lượng cuộc họp HĐQT trong năm tác động âm (-) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục kinh tế) -0,067 0,092 Bác bỏ Quy mô ban giám đốc tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục kinh tế) 0,100 0,025 Chấp nhận Tỷ lệ giám đốc nữ tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục kinh tế) 0,088 0,043 Chấp nhận Tỷ lệ nắm giữ cổ phần của cổ đông lớn tác động âm (-) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục kinh tế) -0,126 0,006 Bác bỏ Tỷ lệ nắm giữ cổ phần của cổ đông nhà nước tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục kinh tế) 0,083 0,072 Bác bỏ Tỷ lệ nắm giữ cổ phần của cổ đông là thành viên HĐQT tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục kinh tế) 0,078 0,060 Bác bỏ Quy mô Ban kiểm soát tác động âm (-) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục kinh tế) -0,069 0,080 Bác bỏ Công ty kiểm toán thuộc big four tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục kinh tế) 0,081 0,077 Chấp nhận Tổng tài sản tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục kinh tế) 0,231 0,000 ROA tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục kinh tế) 0,086 0,031 Mô hình CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục môi trường) Tỷ lệ HĐQT người nước ngoài tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục môi trường) 0,103 0,018 Chấp nhận 0,040 (hay 4,0%) Tỷ lệ nắm giữ cổ phần của cổ đông nhà nước tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục môi trường) 0,131 0,003 Bác bỏ Số lượng cuộc họp ban kiểm soát tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục môi trường) 0,087 0,044 Chấp nhận 130 Nhân tố Beta chuẩn hóa Sig. Kết luận R2 ROA tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục môi trường) 0,081 0,059 Mô hình CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục xã hội) Tỷ lệ HĐQT người nước ngoài tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục xã hội) 0,184 0,000 Chấp nhận 0,064 (hay 6,4%) Chủ tịch HĐQT Có kiêm nhiệm giám đốc điều hành tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục xã hội) 0,073 0,085 Chấp nhận Công ty kiểm toán thuộc big four tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục xã hội) 0,090 0,036 Chấp nhận ROA tác động dương (+) đến CSRD theo GRI (Nhóm chỉ mục xã hội) 0,125 0,003 Các mô hình không bị đa cộng tuyến, với hệ số VIF các biến nhỏ hơn 10 Các mô hình không bị tự tương quan, với hệ số Durbin Watson nằm trong khoảng từ 1 đến 3 Nguồn: tính toán của tác giả Tổng hợp kết quả nghiên cứu định lượng ảnh hưởng của đặc điểm QTCT đến mức độ CBTT TNXH các doanh nghiệp niêm yết ở Việt Nam (xem Bảng 4.8) Bảng 4.8: Tổng hợp kết quả nghiên cứu định lượng ảnh hưởng đặc điểm QTCT đến mức độ CBTT TNXH. Đặc điểm QTCT Kết quả nghiên cứu của tác giả Kết quả nghiên cứu trước đây Quy mô HĐQT Không ảnh hưởng - Cùng chiều (xem Cheng & Courtenay, 2006; Prado- Lorenzo & Garcia-Sanchez, 2010; Sánchez & cộng sự, 2011; Ali & Atan, 2013; Frias-Aceituno & cộng sự, 2013; Majeed & cộng sự, 2015; Rahman & Ismail, 2016) - Ngược chiều (xem Said & cộng sự, 2009) - Không ảnh hưởng (xem Giannarakis, 2014) Hội đồng quản trị độc lập Không ảnh hưởng - Cùng chiều (xem Sánchez & cộng sự, 2011; Khan & cộng sự, 2012; Ali & Atan, 2013; Frias & Aceituno & cộng sự, 2013; Jizi & cộng sự, 2014; Hong & cộng sự, 2016) - Ngược chiều (xem Chen & Jaggi, 2000; Nasir & 131 Đặc điểm QTCT Kết quả nghiên cứu của tác giả Kết quả nghiên cứu trước đây Abdullah, 2004; Prado-Lorenzo & Garcia-Sanchez, 2010; Esa & Anum Mohd Ghazali, 2012; Majeed & cộng sự, 2015) - Không ảnh hưởng (xem Giannarakis, 2014) Hội đồng quản trị nước ngoài Cùng chiều - Cùng chiều (xem Frias & Aceituno & cộng sự, 2013) - Không ảnh hưởng (xem Majeed & cộng sự, 2015) Hội đồng quản trị nữ Không ảnh hưởng - Cùng chiều (xem Frias-Aceituno & cộng sự, 2013) - Ngược chiều (xem Majeed & cộng sự, 2015) - Không ảnh hưởng (xem Giannarakis, 2014) Tuổi bình quân của Hội đồng quản trị Không ảnh hưởng - Không ảnh hưởng (xem Giannarakis, 2014) Cuộc họp của Hội đồng quản trị Không ảnh hưởng - Cùng chiều (xem Prado-Lorenzo & Garcia-Sanchez, 2010; Frias & Aceituno & cộng sự, 2013; Jizi & cộng sự, 2014) - Ngược chiều (xem Sánchez & cộng sự, 2011) - Không ảnh hưởng (xem Giannarakis, 2014) Chủ tịch kiêm giám đốc điều hành Cùng chiều - Cùng chiều (xem Haniffa & Cooke, 2005; Barako & cộng sự, 2006; Sánchez & cộng sự, 2011; Jizi & cộng sự, 2014; Habbash & Habbash, 2016) - Ngược chiều (xem Said & cộng sự, 2009; Clemente & Labat, 2009; Prado-Lorenzo & Garcia-Sanchez, 2010; Razak & Mustapha, 2013) - Không ảnh hưởng (Khan & cộng sự, 2012; Ali & Atan, 2013; Giannarakis, 2014) Quy mô Ban giám đốc Cùng chiều - Cùng chiều (xem Khan, 2010; Razak & Mustapha, 2013) Giám đốc độc lập Không ảnh hưởng - Cùng chiều (xem Cheng & Courtenay, 2006; Clemente & Labat, 2009; Razak & Mustapha, 2013; Rusmanto & cộng sự, 2014) - Ngược chiều (xem Said & cộng sự, 2009; Rahman & Ismail, 2016; Habbash & Habbash, 2016) Giám đốc nước ngoài Không ảnh hưởng - Cùng chiều (xem Khan, 2010; Rusmanto & cộng sự, 2014) Giám đốc nữ Cùng chiều - Cùng chiều (xem Khan, 2010; Prado-Lorenzo & Garcia- Sanchez, 2010; Dienes & Velte, 2016) - Ngược chiều (xem Rusmanto & cộng sự, 2014) Cổ đông lớn Không ảnh hưởng - Cùng chiều (xem Said & cộng sự, 2009; Barako & cộng sự, 2006; Wang & cộng sự, 2014; Majeed & cộng sự, 2015) - Ngược chiều (xem Ali & Atan, 2013; Juhmani, 2013; Ahmed Haji, 2013) - Không ảnh hưởng ((xem Clemente & Labat, 2009; Hu & cộng sự, 2016) 132 Đặc điểm QTCT Kết quả nghiên cứu của tác giả Kết quả nghiên cứu trước đây Cổ đông tổ chức Ngược chiều - Cùng chiều (xem Barako & cộng sự, 2006; Fauzi & cộng sự, 2007; Majeed & cộng sự, 2015; Hong & cộng sự, 2016) - Ngược chiều (xem Habbash & Habbash, 2016; Hu & cộng sự, 2016) Cổ đông nhà nước Cùng chiều - Cùng chiều (xem Said & cộng sự, 2009; Khan & cộng sự, 2012; Sufian & Zahan, 2013; Juhmani, 2013; Rahman & Ismail, 2016; Habbash & Habbash, 2016) Sở hữu của Hội đồng quản trị Không ảnh hưởng - Cùng chiều (xem Karamanou & Vafea, 2005; Mohd Ghazali, 2007; Block & Wagner, 2010; Khan & cộng sự, 2012; Juhmani, 2013) Sở hữu của Ban giám đốc Không ảnh hưởng - Ngược chiều (xem Said & cộng sự, 2009; Razak & Mustapha, 2013) Cổ đông nước ngoài Không ảnh hưởng - Cùng chiều (xem Barako & cộng sự, 2006; Haniffa & Cooke, 2005; Said & cộng sự, 2009; Khan & cộng sự, 2012; Hu & cộng sự, 2016) Cổ đông gia đình Không ảnh hưởng - Cùng chiều (xem Block & Wagner, 2010; Block & cộng sự, 2015; Habbash & Habbash, 2016) Quy mô Ban kiểm soát Không ảnh hưởng - Cùng chiều (xem Jizi & cộng sự, 2014; Dienes & Velte, 2016) Số lượng cuộc họp Ban kiểm soát Không ảnh hưởng - Cùng chiều (xem Karamanou & Vafeas, 2005; Jizi & cộng sự, 2014) - Ngược chiều (Dienes & Velte, 2016) Kiểm toán Big Four Cùng chiều - Cùng chiều (xem Barako & cộng sự, 2006) Nguồn: Tổng hợp của tác giả 4.1.2. Kết quả nghiên cứu định tính ảnh hưởng của đặc điểm quản trị công ty đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp niêm yết ở Việt Nam Để làm rõ thêm nguyên nhân của một số kết quả nghiên cứu định lượng nêu trên, tác giả tiến hành phỏng vấn chuyên sâu một số nhà quản trị doanh nghiệp, các chuyên gia và người công bố thông tin. Qua phỏng vấn với các đối tượng có liên quan, cho thấy vấn đề trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp là một vấn đề khá mới đối với Việt Nam: “Trước tiên phải nói rằng thông tin trách nhiệm xã hội là một vấn đề mới đối với Việt Nam”. (FAA2, 2019). 133 Chính vì trách nhiệm xã hội là vấn đề mới nên sự hiểu biết cũng như nhận thức trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp còn khá nhiều vấn đề: “Mức độ hiểu biết của họ trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp là khá thấp, họ chủ yếu quan tâm đến hiệu quả kinh tế. Còn các vấn đề về lập các báo cáo nói chung và báo cáo trách nhiệm xã hội doanh nghiệp nói riêng thường các doanh nghiệp giao cho bộ phận công bố thông tin hoặc kế toán lập”. (FAA2, 2019). Đối với một số đặc điểm quản trị công ty, tác giả tiến hành phỏng vấn đối với hội đồng quản trị, cổ đông, ban kiểm soát, người công bố thông tin và chuyên gia nhằm tìm ra nguyên nhân của kết quả nghiên cứu định lượng đặc điểm QTCT ảnh hưởng đến mức độ CBTT TNXH, như sau: a. Hội đồng quản trị - Quy mô HĐQT: Theo như giả thuyết nghiên cứu thì doanh nghiệp có quy mô HĐQT càng lớn thì mức độ CBTT TNXH càng cao. Kết quả nghiên cứu tại mục 4.1.2 thì quy mô HĐQT không tác động tới mức độ CBTT TNXH. Thực tế, qua phỏng vấn cho rằng: + Thứ nhất: Công bố thông tin CSR do một cá nhân quyết định nên quy mô HĐQT nhiều hay ít không ảnh hưởng, như do cá nhân chủ tịch HĐQT quyết định:“Người chịu trách nhiệm công bố thông tin trách nhiệm xã hội là chủ tịch Hội đồng quản trị” (CFO1, 2019; BOD1, 2019;) hoặc cá nhân giám đốc điều hành: “Tổng giám đốc là người chịu trách nhiệm công bố thông tin trách nhiệm xã hội doanh nghiệp” (IP4, 2019; CEO3, 2019; CEO1, 2019) hoặc thậm chí là người công bố thông tin của doanh nghiệp sẽ là người quyết định mức độ công bố thông tin CSR: “Hội đồng quản trị đã ủy quyền cho người công bố thông tin” (IP2, 2019). + Thứ hai: Do nhận thức về CSR hạn chế nên không công bố thông tin CSR: “Mức độ hiểu biết trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp chưa được nhiều” (FAA2, 2019). Do vậy, yếu tố quy mô HĐQT không có sự tác động tới mức độ CBTT TNXH. - HĐQT độc lập: Kết quả nghiên cứu định lượng thấy rằng mức độ độc lập của HĐQT không tác động tới mức độ CBTT TNXH, không phù hợp với kỳ vọng 134 nghiên cứu của tác giả là mức độ độc lập của HĐQT càng cao thì mức độ CBTT TNXH càng cao. Do các nguyên nhân sau: +Thứ nhất: Các thành viên HĐQT độc lập họ có mức độ hiểu biết về thông tin CSR còn hạn chế, chủ yếu quan tâm nhiều đến hiệu quả kinh doanh (CEO3, 2019) nên không yêu cầu doanh nghiệp công bố thông tin CSR. + Thứ hai: Thông tin CSR mang tính chất tự nguyện nên thành viên HĐQT độc lập không yêu cầu công bố: “Thông tin này mang tính chất tự nguyện nên không yêu cầu công bố” (IP4, 2019; CFO1, 2019) - Tuổi bình quân của các thành viên HĐQT: Người trẻ tuổi thường được đào tạo bài bản hơn những người lớn tuổi, nhiệt tình của tuổi trẻ và có sự hiểu biết về quản trị công ty hiện đại nên giả thuyết được đưa ra là tuổi trung bình của các thành viên HĐQT càng cao thì mức độ CBTT TNXH càng thấp. Kết quả nghiên cứu tại mục 4.1.2 thì tuổi bình quân của các thành viên HĐQT không ảnh hưởng đến CSR và thực tế thì các cho rằng tiếng nói của các thành viên HĐQT là như nhau về vấn đề CBTT TNXH: “các thành viên HĐQT lớn tuổi không có tác động đến công bố thông tin CSR, bình thường như các thành viên HĐQT khác” (CEO1, 2019) nên vấn đề tuổi không ảnh hưởng đến mức độ CBTT TNXH. b. Cổ đông - Cổ đông lớn: Theo giả thuyết nghiên cứu doanh nghiệp có sở hữu cổ đông lớn càng cao thì mức độ CBTT TNXH càng cao nhưng kết quả nghiên cứu định lượng thì tỷ lệ sở hữu cổ đông lớn không ảnh hưởng đến mức độ CBTT TNXH. Khi tiến hành phỏng vấn, vấn đề trên được giải thích như sau: + Thứ nhất: Cổ đông lớn có sự hiểu biết về CSR là hạn chế“cái này mình không biết vì mình không nắm được cái đấy, không hiểu biết trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp” (SH1, 2019; CFO1, 2019) hoặc cổ đông lớn quan tâm đến hiệu quả kinh doanh: “họ chỉ quan tâm đến việc phát triển bền vững về kinh tế, chủ yếu quan tâm đến mặt hiệu quả kinh tế” (BOD1, 2019) nên cổ đông lớn không ảnh hưởng đến mức độ CBTT TNXH. + Thứ hai: Thông tin CSR quá nhiều nên cổ đông lớn không yêu cầu doanh 135 nghiệp công bố nên không ảnh hưởng đến mức độ CBTT TNXH “họ (cổ đông lớn) chỉ nắm kinh tế, doanh thu, chi phí, lợi nhuận thôi” (IP2, 2019) - Cổ đông tổ chức: Kết quả phỏng vấn cho thấy khi cổ đông tổ chức càng lớn thì mức độ CBTT TNXH càng cao vì theo họ thì cổ đông tổ chức trước khi đầu tư doanh nghiệp nào thì họ sẽ phải phân tích thông tin, tình hình của doanh nghiệp rồi mới quyết định đầu tư. Do vậy, các doanh nghiệp có cổ đông tổ chức nhiều thường thông tin minh bạch. “Ban quản trị sẽ công bố thông tin nhiều, các cổ đông tổ chức nhìn vào các báo cáo sẽ đánh giá cao ban quản trị, từ đó họ có kế hoạch đầu tư” (FAA1, 2019). Hoặc cổ đông tổ chức chủ yếu quan tâm đến vấn đề hiệu quả kinh doanh là chủ yếu nên không ảnh hưởng đến mức độ CBTT TNXH: “Cổ đông tổ chức chủ yếu quan tâm đến mặt hiệu quả kinh tế” (CFO1, 2019). - Cổ đông nhà nước: Kỳ vọng của tác giả doanh nghiệp có cổ đông nhà nước càng nhiều thì mức độ CBTT TNXH càng thấp. Kết quả nghiên cứu định lượng cho thấy tỷ lệ sở hữu của cổ đông nhà nước càng cao thì mức độ CBTT TNXH càng cao. Các cá nhân được phỏng vấn cho rằng chính việc nhà nước đang hạn chế đầu tư ra ngoài nên nhà nước kiểm soát chặt chẽ, từ đó nhà nước yêu cầu nâng cao trách nhiệm người quản lý vốn nhà nước, người quản lý vốn nhà nước phải sẽ quản lý doanh nghiệp nhận đầu tư vốn chặt chẽ hơn (CEO1, 2019). Từ đó, người đại diện vốn nhà nước sẽ yêu cầu doanh nghiệp nhận đầu tư vốn công bố thông tin nhiều hơn. c. Ban kiểm soát Giả thuyết nghiên cứu quy mô ban kiểm soát càng lớn thì mức độ CBTT TNXH càng cao. Kết quả nghiên cứu tại mục 4.1.2 cho thấy quy mô ban kiểm soát không có tác động tới mức độ CBTT TNXH. Qua phỏng vấn một số doanh nghiệp thì Ban kiểm soát chủ yếu kiểm soát thông tin, tình hình tài chính và quy chế công ty, không kiểm soát nội dung và mức độ công bố thông tin CSR (CB1, 2019; CFO1, 2019; BOD1, 2019) hoặc “Ban kiểm toán nội bộ, họ có tham gia tất cả các cuộc họp HĐQT, thì luôn có người đại diện hoặc trưởng ban kiểm toán nội bộ tham gia 136 cùng, họ sẽ có ý kiến luôn trong buổi họp đó” (BOD4, 2019) nên quy mô ban kiểm soát sẽ không ảnh hưởng đến mức độ CBTT TNXH. 4.2. Ảnh hưởng của chất lượng chất lượng quản trị công ty đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp niêm yết ở Việt Nam 4.2.1. Phân tích mối tương quan giữa các biến trong mô hình Kết quả phân tích hệ số tương quan với mẫu quan sát 529 DN được thể hiện trong Bảng 4.9. Qua số liệu ở Bảng 4.9 ta thể rút ra một số nhận xét sau: - Về mối quan hệ giữa các biến phụ thuộc và biến độc lập, tất cả các biến độc lập đều có quan hệ tương quan với chỉ tiêu nghiên cứu, thể hiện ở ri ≠ 0, tuy nhiên mức độ tương quan khác nhau. Điều này có nghĩa là, không có dấu hiệu nào rõ ràng về sự ảnh hưởng của các nhân tố khác đến CBTT TNXH, do đó ta phải thận trọng khi xem xét. - Khi hệ số tương quan giữa các biến độc lập quá lớn (lớn hơn 0,7) có thể gây ra hiện tượng nhiễu (tức làm phóng đại hệ số Sig. của các biến độc lập với biến phụ thuộc) trong việc tác động đến biến phụ thuộc, kết quả phân tích mối quan hệ giữa các biến độc lập với nhau ta thấy hệ số tương quan giữa các biến không đủ lớn, vì vậy đảm bảo việc đưa các biến độc lập vào phân tích mô hình hồi quy trong việc phân tích tác động đến biến phụ thuộc CSR. Mối tương quan cao nhất giữa các biến độc lập thuộc về hai biến là ROA và ROE, hệ số tương quan giữa hai biến này là 0,691 không quá lớn (lớn hơn 0,7) đảm bảo đưa vào phân tích mô hình hồi quy (Hair, 2010); tức không xảy ra hiện tương đa cộng tuyến. - Đồng thời, không có sự tương quan nào giữa các biến độc lập vượt quá 0,8 và những hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập lớn hơn các hệ số tương quan giữa các biến độc lập, như vậy coi như không có sự bội tương quan giữa các biến độc lập (Hair, 2010). Bảng 4.9: Kết quả phân tích tương quan Gov_Score TongTS ROA ROE Tuoi 137 Gov_Score 1 TongTS .081 1 ROA .101* .013 1 ROE .024 .041 .691** 1 Tuoi .004 -.001 .108* .099* 1 CSRD chung .095* .088* .084 .077 .045 CSRD Bắt buộc .016 -.030 .056 .044 .076 CSRD tự nguyện .154** .198** .088* .089* -.007 CSRD theo GRI Không trọng số .124** .114** .109* .092* .038 CSRD theo GRI Có trọng số .130** .140** .106* .088* .040 CSRD theo GRI (kinh tế) .152** .351** .057 .037 -.004 CSRD theo GRI (môi trường) .074 .000 .088* .072 .070 CSRD theo GRI (xã hội) .125** .122** .111* .103* -.005 *: Có ý nghĩa mức 5%; **: Có ý nghĩa mức 10%; với n = 529. Nguồn: tính toán của tác giả 4.2.2. Mô hình hồi quy bội và phân tích kết quả - Kết quả mô hình hồi quy tuyến tính: Kết quả mô hình hồi quy tuyến tính các chất lượng QTCT ảnh hưởng đến CSRD như Bảng 4.10. Bảng 4.10: Kết quả mô hình hồi quy CSRD Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa t Sig, Đa cộng tuyến B Std, Error Beta Tolerance VIF CSRD Chung 1 (Constant) 11,632 1,379 8,436 0,000 Gov_Score 7,048 3,771 0,081 1,869 0,062 0,983 1,017 TS 5,152E-5 0,000 0,080 1,853 0,064 0,993 1,007 ROA 7,631 4,430 0,075 1,723 0,086 0,990 1,010 CSRD Bắt buộc 2 (Constant) 42,703 2,481 17,215 0,000 Tuoi 0,239 0,138 0,076 1,742 0,082 1,000 1,000 CSRD Tự nguyện 3 (Constant) 3,727 0,914 4,077 0,000 Gov_Score 8,048 2,480 0,137 3,245 0,001 0,993 1,007 TS 7,949E-5 0,000 0,183 4,324 0,000 0,992 1,008 ROE 2,141 1,155 0,078 1,854 0,064 0,998 1,002 CSRD theo GRI không trọng số 4 (Constant) 6,865 1,300 5,282 0,000 138 Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa t Sig, Đa cộng tuyến B Std, Error Beta Tolerance VIF Gov_Score 8,711 3,554 0,106 2,451 0,015 0,983 1,017 TS 6,361E-5 0,000 0,104 2,428 0,016 0,993 1,007 ROA 9,350 4,175 0,096 2,240 0,026 0,990 1,010 CSRD theo GRI có trọng số 5 (Constant) 7,481 1,252 5,977 0,000 Gov_Score 8,740 3,423 0,110 2,553 0,011 0,983 1,017 TS 7,657E-5 0,000 0,130 3,034 0,003 0,993 1,007 ROA 8,771 4,021 0,094 2,181 0,030 0,990 1,010 CSR theo GRI (Kinh tế) 6 (Constant) 10,235 1,012 10,110 0,000 Gov_Score 8,495 2,768 0,125 3,069 0,002 0,993 1,007 TS 0,000 0,000 0,341 8,391 0,000 0,993 1,007 CSR theo GRI (Môi trường) 7 (Constant) 10,506 0,716 14,682 0,000 ROA 15,110 7,479 0,088 2,020 0,044 1,000 1,000 CSR theo GRI (Xã hội) 8 (Constant) 5,181 1,226 4,227 0,000 Gov_Score 8,243 3,352 0,106 2,459 0,014 0,983 1,017 TS 6,448E-5 0,000 0,112 2,609 0,009 0,993 1,007 ROA 9,084 3,938 0,099 2,307 0,021 0,990 1,010 Nguồn: tính toán của tác giả Kết quả phân tích các hệ số hồi quy tuyến tính trong mô hình hồi quy các nhân tố đưa vào phân tích tác động đến CSRD cho thấy giá trị Sig. tổng thể của các nhân tố độc lập đều nhỏ hơn 10%, điều này chứng tỏ các nhân tố đều có ý nghĩa ở mức 10% hay nói cách khác đạt mức độ tin cậy 90% trong mô hình và đều có tác động đến CSRD (Chung, Bắt buộc, Tự nguyện, Theo GRI không trọng số, Theo GRI có trọng số, Theo GRI Kinh tế, Theo GRI Môi trường và Theo GRI Xã hội). Như vậy, phương trình hồi quy (theo hệ số chưa chuẩn hóa) của mô hình thể hiện mối quan hệ giữa các nhân tố ảnh hưởng đến nhân tố CSRD là: (1a) CSRD Chung = 11,632 + 7,048*Gov_Score + 5,152*10^(-5)*TS + 7,631*ROA + Ei (2a) CSRD Bắt buộc = 42,703 + 0,239*Tuoi +Ei 139 (3a) CSRD Tự nguyện = 3,727 + 8,048*Gov_Score + 7,949*10^(-5)*TS + 2,141*ROA + Ei (4a) CSR theo GRI Không trọng số = 6,865 + 8,711*Gov_Score + 6,361*10^(-5)*TS + 9,350*ROA + Ei (5a) CSR theo GRI Có trọng số = 7,481 + 8,740*Gov_Score + 7,657*10^(- 5)*TS + 8,771*ROA + Ei (6a) CSR theo GRI (Kinh tế) = 10,235 + 8,495*Gov_Score + 1,721*10^(- 4)*TS + Ei (7a) CSR theo GRI (Môi trường) = 10,506 + 15,110*ROA + Ei (8a) CSR theo GRI (Xã hội) = 5,181 + 8,243*Gov_Score + 6,448*10^(- 5)*TS + 9,084*ROA + Ei Và, phương trình hồi quy (theo hệ số chuẩn hóa) của mô hình thể hiện mối quan hệ giữa các nhân tố ảnh hưởng đến nhân tố CSRD là: (1b) CSRD Chung = 0,081*Gov_Score + 0,080*TS + 0,075*ROA + Ei (2b) CSRD Bắt buộc = 0,076*Tuoi +Ei (3b) CSRD Tự nguyện = 0,137*Gov_Score + 0,183*TS + 0,078*ROA + Ei (4b) CSR theo GRI Không trọng số = 0,106*Gov_Score + 0,104*TS + 0,096*ROA + Ei (5b) CSR theo GRI Có trọng số = 0,110*Gov_Score + 0,130*10^(-5)*TS + 0,094*ROA + Ei (6b) CSR theo GRI (Kinh tế) = 0,125*Gov_Score + 0,341*TS + Ei (7b) CSR theo GRI (Môi trường) = 0,088*ROA + Ei (8b) CSR theo GRI (Xã hội) = 0,106*Gov_Score + 0,112*TS + 0,099*ROA + Ei - Phương pháp phân tích mô hình hồi quy: Tác giả sử dụng phương pháp Enter trong phần mềm SPSS để phân tích hồi quy. Theo đó, phần mềm SPSS sẽ xử lý tất cả các biến độc lập mà nghiên cứu đưa vào mô hình như Bảng 4.11. Bảng 4.11: Phương pháp phân tích được áp dụng trong hồi quy Variables Entered/Removedb Model Variables Entered Variables Removed Method 140 1 ROA, TS, Gov_Scorea . Enter 2 Tuoia 3 ROE, Gov_Score, TSa 4 ROA, TS, Gov_Scorea 5 ROA, TS, Gov_Scorea 6 TS, Gov_Scorea 7 ROAa 8 ROA, TS, Gov_Scorea a. All requested variables entered.