Ảnh hưởng của trách nhiệm xã hội tới hiệu quả kinh doanh tại các công ty niêm yết quy mô lớn tại Việt Nam

Huỳnh Thượng Hỷ

Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh; Email: [email protected]

Lê Thị Hồng Thương

Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh; Email: [email protected]

Lê Khánh Linh

Trường Đại học Ngoại thương; Email: [email protected]

Nguyễn Thu Uyên

Trường Đại học Quốc tế, Đại học Quốc gia Hồ Chí Minh; Email: [email protected]

Nguyễn Ngọc Hiệp

Trường đại học Ngoại thương; Email:[email protected]

Tóm tắt

Nghiên cứu này sử dụng mô hình tác động cố định (FEM) với sai số chuẩn vững để đánh giá tác động của trách nhiệm xã hội đối với người lao động đến doanh thu thuần của 24 công ty niêm yết quy mô lớn tại Việt Nam trong giai đoạn 2020-2025. Kết quả cho thấy tỷ lệ lao động nữ có tác động tích cực đến doanh thu thuần, trong khi số giờ đào tạo trung bình có tác động tiêu cực, phản ánh độ trễ giữa chi phí đào tạo và hiệu quả đạt được. Ngược lại, tốc độ tăng lương, lạm phát, đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và tổng sản phẩm quốc nội (GDP) không có ý nghĩa thống kê. Nghiên cứu đóng góp vào tài liệu thực nghiệm bằng cách phân tích riêng từng khía cạnh trách nhiệm xã hội đối với người lao động thay vì sử dụng chỉ số trách nhiệm xã hội doanh nghiệp (CSR) hoặc môi trường, xã hội và quản trị (ESG) tổng hợp. Qua đó, nghiên cứu nhấn mạnh vai trò của đa dạng giới và hiệu quả dài hạn của hoạt động đào tạo đối với kết quả kinh doanh của doanh nghiệp.

Từ khóa: Đào tạo, đa dạng giới, trách nhiệm xã hội, người lao động, nội bộ

Abstract

This study employs a fixed effects model (FEM) with robust standard errors to examine the impact of employee-related corporate social responsibility on the net revenue of 24 large listed companies in Vietnam during the period 2020–2025. The results indicate that the proportion of female employees has a positive effect on net revenue, whereas average training hours have a negative effect, reflecting the time lag between training costs and the benefits generated. In contrast, wage growth, inflation, foreign direct investment (FDI), and gross domestic product (GDP) do not have statistically significant effects. This study contributes to the empirical literature by examining individual dimensions of employee-related corporate social responsibility rather than relying on an aggregate corporate social responsibility (CSR) or environmental, social, and governance (ESG) index. The findings highlight the importance of gender diversity and the long-term effectiveness of employee training in improving firms' business performance.

Keywords: Training, gender diversity, corporate social responsibility, employees, internal factors

GIỚI THIỆU

Phát triển bền vững ngày càng trở thành một yêu cầu quan trọng trong quản trị doanh nghiệp, trong đó trách nhiệm xã hội (TNXH) đối với người lao động có liên hệ trực tiếp với năng lực vận hành và kết quả kinh doanh. Người lao động không chỉ là đối tượng thụ hưởng các chính sách về tiền lương, đào tạo và bình đẳng việc làm mà còn là nguồn lực tạo ra năng suất, chất lượng sản phẩm, đổi mới và khả năng cạnh tranh của doanh nghiệp. Vì vậy, việc đánh giá tác động của các chính sách liên quan đến người lao động cần được đặt trong mối quan hệ với kết quả hoạt động thực tế của doanh nghiệp, thay vì chỉ xem xét thông qua các chỉ số trách nhiệm xã hội doanh nghiệp (CSR) hoặc môi trường, xã hội và quản trị (ESG) tổng hợp.

Trong bối cảnh Việt Nam, các công ty niêm yết (CTNY) quy mô lớn có vai trò quan trọng đối với thị trường vốn, việc làm và tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, tác động của TNXH đối với người lao động đến kết quả kinh doanh có thể khác nhau giữa các chính sách. Đa dạng giới có thể mở rộng nguồn tri thức và góc nhìn trong doanh nghiệp; chính sách tiền lương có thể cải thiện động lực và khả năng duy trì nhân sự; trong khi đào tạo thường đòi hỏi chi phí và thời gian trước khi tạo ra lợi ích về năng suất. Do đó, cần phân tích riêng từng khía cạnh thay vì giả định rằng mọi hoạt động TNXH đều tạo ra tác động tích cực ngay lập tức.

Xuất phát từ khoảng trống đó, nghiên cứu này sử dụng dữ liệu bảng của 24 CTNY quy mô lớn tại Việt Nam trong giai đoạn 2020-2025 để đánh giá ảnh hưởng của tỷ lệ lao động nữ, tốc độ tăng lương và số giờ đào tạo trung bình đến doanh thu thuần. Mô hình tác động cố định kết hợp sai số chuẩn vững và hiệu ứng cố định theo năm được sử dụng nhằm kiểm soát những khác biệt không quan sát được giữa các doanh nghiệp và các biến động chung theo thời gian. Kết quả nghiên cứu kỳ vọng cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho doanh nghiệp và cơ quan quản lý trong việc thiết kế, công bố và đánh giá các chính sách TNXH đối với người lao động.

TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU

Phát triển bền vững đang làm thay đổi mục tiêu và cách đánh giá kết quả hoạt động của doanh nghiệp. Thay vì chỉ tối đa hóa lợi ích cổ đông, doanh nghiệp ngày càng phải cân bằng lợi ích của các bên liên quan, đặc biệt là người lao động - lực lượng trực tiếp tạo ra sản phẩm, dịch vụ và doanh thu. Theo lý thuyết các bên liên quan, các chính sách về bình đẳng việc làm, đãi ngộ và phát triển năng lực người lao động không chỉ thể hiện TNXH mà còn góp phần tạo ra giá trị dài hạn (Freeman, 1984).

Theo lý thuyết nguồn lực, nguồn nhân lực có kiến thức, kỹ năng và động lực cao có thể trở thành lợi thế cạnh tranh bền vững (Wright và cộng sự, 1994). Tuy nhiên, tác động của các chính sách lao động không đồng nhất, do đó, việc sử dụng các chỉ số CSR hoặc ESG tổng hợp có thể che khuất tác động của từng chính sách riêng lẻ. Trong khi đó, đa dạng giới giúp mở rộng kiến thức, kinh nghiệm và cách tiếp cận vấn đề, từ đó cải thiện chất lượng ra quyết định, đổi mới và khả năng đáp ứng nhu cầu khách hàng (Ali và cộng sự, 2011). Vì vậy, tỷ lệ lao động nữ cao hơn được kỳ vọng sẽ góp phần nâng cao kết quả hoạt động nếu doanh nghiệp duy trì môi trường làm việc bình đẳng và hòa nhập.

Tiền lương là một nội dung quan trọng trong TNXH đối với người lao động. Tăng lương có thể nâng cao động lực làm việc và giữ chân nhân sự, nhưng đồng thời làm phát sinh chi phí trước mắt, trong khi hiệu quả chỉ xuất hiện khi thu nhập được chuyển hóa thành năng suất lao động (Akerlof & Yellen, 1990). Do đó, tác động của tăng lương có thể không rõ ràng nếu không gắn với hiệu quả làm việc. Theo lý thuyết vốn nhân lực, đào tạo là khoản đầu tư nhằm nâng cao kỹ năng và năng suất lao động (Becker, 1964). Tuy nhiên, chi phí đào tạo và thời gian người lao động tham gia học tập phát sinh ngay, trong khi lợi ích chỉ được phản ánh sau một độ trễ. Hơn nữa, số giờ đào tạo chưa phản ánh đầy đủ chất lượng chương trình và khả năng áp dụng kiến thức vào thực tiễn, nên trong ngắn hạn đào tạo có thể chưa cải thiện, thậm chí làm giảm kết quả hoạt động.

Tại Việt Nam, các nghiên cứu chủ yếu tập trung vào chỉ số CSR, ESG tổng hợp hoặc mức độ công bố thông tin, trong khi tác động riêng của tỷ lệ lao động nữ, tốc độ tăng lương và số giờ đào tạo đến kết quả hoạt động của doanh nghiệp, đặc biệt là CTNY, vẫn chưa được phân tích đầy đủ. Do đó, nghiên cứu này nhằm đánh giá ảnh hưởng của TNXH đối với người lao động đến doanh thu thuần của 24 CTNY quy mô lớn tại Việt Nam trong giai đoạn 2020-2025.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Dữ liệu và các biến nghiên cứu

Nghiên cứu sử dụng bộ dữ liệu bảng gồm 24 CTNY tại Việt Nam trong giai đoạn liên tục 6 năm từ 2020 đến 2025. Tổng cộng có 144 quan sát hợp lệ. Dữ liệu thứ cấp được thu thập từ hệ thống báo cáo tài chính của các công ty được khảo sát, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (2025) và Tổng cục Thống kê (2025). Trong mô hình này, kết quả hoạt động của mỗi công ty được sử dụng làm biến phụ thuộc, được đo lường bằng doanh thu thuần. Để giảm thiểu sai số thống kê và hiện tượng phân phối lệch do sự khác biệt về quy mô giữa các công ty, chỉ tiêu tài chính này được chuyển đổi sang dạng logarit tự nhiên khi đưa vào mô hình hồi quy.

Các biến độc lập bao gồm tỷ lệ lao động nữ (TLN), phần trăm tăng lương trung bình của người lao động (TLTL) và số giờ đào tạo trung bình (GHL). Trong đó, tỷ lệ lao động nữ được đo lường bằng tỷ lệ phần trăm lao động nữ trên tổng số lao động của doanh nghiệp. Tỷ lệ tăng lương trung bình được xác định bằng phần trăm tăng của mức lương bình quân người lao động so với năm trước. Số giờ đào tạo trung bình được đo lường bằng tổng số giờ đào tạo dành cho người lao động chia cho tổng số lao động trong doanh nghiệp trong năm.

Để đảm bảo kết quả nghiên cứu có độ tin cậy, nghiên cứu sử dụng một số biến kiểm soát gồm: Lạm phát (LP), Nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và Tổng sản phẩm quốc nội (GDP), đại diện lần lượt cho mức độ ổn định kinh tế vĩ mô, thu hút vốn đầu tư từ nước ngoài và quy mô cũng như tốc độ tăng trưởng của nền kinh tế. Nhằm đảm bảo tính nhất quán trong việc diễn giải các hệ số ước lượng của mô hình kinh tế lượng, tất cả các chỉ tiêu tài chính đều được đo lường dưới dạng tỷ lệ.

Mô hình nghiên cứu

Mô hình hồi quy tuyến tính cho dữ liệu bảng được xây dựng nhằm đánh giá tác động của tỷ lệ lao động nữ, phần trăm tăng lương trung bình của người lao động và số giờ đào tạo trung bình đến kết quả hoạt động của các doanh nghiệp được đề xuất thông qua phương trình cụ thể dưới đây:

lnDTT_it = β₀ β₁ TLN_it β₂ TLTL_it β₃ lnGHL_it β₄ LP_t β₅ lnFDI_t β₆ GDP_t α_i ƴ_t µ_it

Trong đó, chỉ số dưới i biểu thị công ty cổ phần thứ i (i=1,...,24), và chỉ số dưới t đại diện cho năm nghiên cứu trong giai đoạn từ 2020 đến 2025. Đồng thời, β₀ là hệ số chặn của mô hình hồi quy.

Hệ số β₁ là hệ số góc, thể hiện tác động của Tỷ lệ nữ (TLNᵢt) đến doanh thu thuần của công ty trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Hệ số được kỳ vọng mang dấu dương. Kỳ vọng này phù hợp với quan điểm cho rằng số lượng nhân viên nữ sẽ tạo ra doanh thu thuần lớn nhất cho các CTNY tại Việt Nam.

Các hệ số β₂ và β₃ lần lượt đo lường tác động cận biên của việc tỷ lệ tăng lương (TLTL_it) và Số giờ đào tạo trung bình (GHL_it). Hệ số TLTL được kỳ vọng có giá trị dương, vì tăng lương đồng nghĩa với việc tăng thêm số lượng lao động và khen thưởng dựa trên kết quả hoạt động kinh doanh trong khi đó hệ số GHL âm, do việc tham gia vào các khoá đào tạo có thể làm tăng chi hoạt động và gián đoạn quá trình sản xuất, kinh doanh từ đó tạo ra tác động tiêu cực đến Doanh thu thuần.

Các tham số tiếp theo β₄, β₅ và β₆ lần lượt thể hiện tác động cận biên của các biến kiểm soát, bao gồm Lạm phát (LP_it), Nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI_it) và Tổng sản phẩm quốc nội (GDP_it). Các hệ số được kỳ vọng mang dấu dương, vì lạm phát thường phản ánh sự gia tăng nhu cầu trong nền kinh tế, thúc đẩy hoạt động sản xuất, kinh doanh và đầu tư; dòng vốn FDI thể hiện sự thịnh vượng của nền kinh tế trong việc thu hút nguồn lực tài chính; trong khi tăng trưởng GDP phản ánh sự mở rộng quy mô nền kinh tế, tạo điều kiện thuận lợi cho hoạt động đầu tư và phát triển kinh tế thị trường. Do đó, sự gia tăng của các biến này được kỳ vọng sẽ tác động tích cực đến tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp. Cuối cùng, εit​ là sai số ngẫu nhiên của mô hình, đại diện cho các yếu tố chưa quan sát được có thể khác biệt giữa các ngân hàng cũng như thay đổi theo thời gian.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Kiểm định đa công tuyến

Kết quả kiểm định đa cộng tuyến được trình bày trong Bảng 1 cho thấy các biến độc lập trong mô hình đều có hệ số phóng đại phương sai (VIF) ở mức thấp, dao động từ 1.012 đến 1.647, trong khi giá trị VIF trung bình đạt 1.29. Các giá trị này đều thấp hơn đáng kể so với các ngưỡng cảnh báo thường được sử dụng trong các nghiên cứu thực nghiệm (thông thường là 5 hoặc 10). Điều này cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập là không đáng kể, các biến trong mô hình có tính độc lập tương đối cao và mô hình hồi quy có thể được sử dụng để phân tích mà không gây ra sự sai lệch nghiêm trọng đối với các kết quả ước lượng.

Bảng 1: Kiểm tra đa cộng tuyến

Nguồn: Kết quả nghiên cứu

Thống kê mô tả

Bảng 2 trình bày thống kê mô tả của các biến được sử dụng trong nghiên cứu. Kết quả cho thấy biến lnDTT có giá trị trung bình đạt 9.581 với độ lệch chuẩn là 1.468, phản ánh sự khác biệt nhất định về doanh thu thuần giữa các công ty cổ phần niêm yết trong mẫu nghiên cứu. Tỷ lệ TLN có giá trị trung bình là 0.361, trong khi tỷ lệ thu nhập bình quân nhân viên đạt mức trung bình 0.136 và có độ lệch chuẩn là 0.179. Bên cạnh đó, lnGHL có giá trị trung bình là 2.967 và độ lệch chuẩn là 1.506.

Đối với các biến Lạm phát, Nguồn vốn đầu tư nước và Tổng sản phẩm quốc nội có giá trị trung bình lần lượt là 3.068, 3.501 và 5.608, phản ánh tỷ lệ các quan sát có sự hiện diện hoặc ứng dụng các yếu tố này trong mẫu nghiên cứu. Tổng số quan sát được sử dụng trong nghiên cứu là 144, góp phần đảm bảo độ tin cậy của các phân tích định lượng và các kết quả ước lượng.

Bảng 2: Thống kê mô tả

Nguồn: Kết quả nghiên cứu

Kết quả hồi quy

Kết quả kiểm định F tại Bảng 3 cho thấy đối với mô hình tác động cố định (FEM), với giả thuyết không (H₀) cho rằng các tác động đặc thù của từng công ty bằng không, cho thấy giá trị Prob > F nhỏ hơn 0.001. Kết quả này có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, do đó bác bỏ giả thuyết H₀ và khẳng định mô hình FEM phù hợp hơn so với mô hình Pooled OLS. Điều này cho thấy những khác biệt không quan sát được giữa các công ty có ảnh hưởng đến khả năng sinh lời, vì vậy các yếu tố đặc thù của từng công ty cần được xem xét trong mô hình. Tiếp theo, nghiên cứu sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn giữa mô hình FEM và REM. Giả thuyết không (H₀) cho rằng không tồn tại mối tương quan giữa thành phần sai số ngẫu nhiên đặc thù của từng công ty và các biến độc lập (REM là phù hợp). Kết quả kiểm định cho giá trị thống kê là 20.053 với giá trị p = 0.003 (< 0.01). Do vậy nghiên cứu bác bỏ giả thuyết H₀ và lựa chọn mô hình FEM.

Tuy nhiên, nhằm khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi và kiểm soát các biến động mang tính chu kỳ theo thời gian, nghiên cứu áp dụng phương pháp ước lượng với sai số chuẩn vững kết hợp với hiệu ứng cố định theo năm. Vì vậy, mô hình tác động cố định với sai số chuẩn vững và hiệu ứng cố định theo năm (FEM*) được lựa chọn là mô hình tối ưu để phân tích và thảo luận các kết quả nghiên cứu.

Bảng 3: Kết quả hồi quy

*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Nguồn: Kết quả nghiên cứu

Dựa trên kết quả hồi quy, biến Tỷ lệ lao động nữ có tác động tích cực đến Doanh thu thuần trong hầu hết các mô hình. Đối với mô hình FEM*, khi tỷ lệ lao động nữ tăng thêm 1%, doanh thu thuần của doanh nghiệp tăng khoảng 9.902% và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.

Đối với biến Số giờ đào tạo trung bình, hệ số hồi quy mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Cụ thể, khi số giờ đào tạo trung bình tăng 1%, doanh thu thuần của doanh nghiệp giảm khoảng 0.118% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Kết quả này cho thấy việc tăng số giờ đào tạo trung bình cho người lao động trong giai đoạn đầu chưa mang lại lợi ích ngay lập tức đối với kết quả hoạt động kinh doanh của công ty. Nguyên nhân có thể xuất phát từ chi phí đầu tư đào tạo cao bao gồm chi phí tổ chức chương trình đào tạo, thuê chuyên gia, di chuyển, cơ hội do lao động tạm thời rời khỏi sản xuất và thời gian cần thiết nhân viên áp dụng kiến thức và kỹ năng mới vào thực tế công việc.

Trong khi đó, tốc độ tăng lương trung bình, lạm phát, FDI và GDP đều không có tác động đến Doanh thu thuần, do giá trị p của biến này đều lớn hơn mức ý nghĩa 10% trong tất cả các mô hình, nên không có ý nghĩa thống kê. Kết quả này cho thấy khi đã kiểm soát các đặc điểm riêng của từng công ty và các yếu tố theo thời gian, tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô thường tác động gián tiếp và cần một thời gian nhất định để tác động đến kết quả kinh doanh của doanh nghiệp và phản ánh doanh thu thuần bị tác động chủ yếu từ các yếu tố nội tại như năng lực sản xuất, chiến lược kinh doanh, khả năng cạnh tranh và chất lượng nguồn nhân lực.

GIẢI PHÁP

Từ những kết quả nghiên cứu, bài viết đề xuất một số hàm ý quản trị và chính sách nhằm nâng cao hiệu quả thực hiện TNXH đối với người lao động, đồng thời cải thiện kết quả hoạt động kinh doanh của các CTNY quy mô lớn tại Việt Nam.

Thứ nhất, đối với các yếu tố kinh tế vĩ mô và chính sách tiền lương. Mặc dù các biến số như lạm phát, đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng GDP chưa thể hiện tác động có ý nghĩa thống kê đến doanh thu thuần trong mô hình nghiên cứu, doanh nghiệp vẫn cần thường xuyên theo dõi những biến động của môi trường kinh tế vĩ mô để chủ động điều chỉnh kế hoạch kinh doanh, ngân sách nhân sự và chính sách đãi ngộ. Trong bối cảnh chi phí đầu vào, sức mua thị trường và mức độ cạnh tranh có thể thay đổi, doanh nghiệp cần nâng cao khả năng thích ứng, kiểm soát chi phí và duy trì sự ổn định trong dài hạn. Đồng thời, chính sách tiền lương cần được xây dựng theo hướng công bằng, minh bạch và gắn với năng suất lao động. Cơ chế trả lương nên kết hợp giữa mức lương cơ bản, tiền thưởng theo kết quả công việc và các khoản phúc lợi nhằm khuyến khích người lao động nâng cao hiệu quả làm việc. Việc điều chỉnh tiền lương cũng cần cân đối giữa khả năng tài chính của doanh nghiệp, biến động giá cả và yêu cầu bảo đảm đời sống người lao động.

Thứ hai, đối với hoạt động đào tạo và phát triển nguồn nhân lực. Kết quả nghiên cứu cho thấy số giờ đào tạo chưa tạo ra tác động tích cực rõ rệt đến doanh thu thuần. Điều này có thể xuất phát từ việc chi phí đào tạo thường phát sinh trước khi lợi ích về năng suất và hiệu quả kinh doanh được thể hiện. Do đó, doanh nghiệp không nên chỉ chú trọng gia tăng số giờ đào tạo mà cần quan tâm đến chất lượng, tính phù hợp và khả năng ứng dụng của chương trình đào tạo. Các khóa học nên được thiết kế dựa trên yêu cầu thực tế của từng vị trí việc làm, kết hợp giữa đào tạo tại chỗ, đào tạo trực tuyến và đào tạo theo nhóm nhỏ. Hiệu quả đào tạo cần được đánh giá thông qua các tiêu chí như năng suất lao động, chất lượng công việc, khả năng áp dụng kiến thức và mức độ hoàn thành nhiệm vụ. Bên cạnh đó, doanh nghiệp cần xây dựng lộ trình phát triển nghề nghiệp rõ ràng để tăng động lực học tập, nâng cao năng lực chuyên môn và duy trì sự gắn kết của người lao động.

Thứ ba, đối với tỷ lệ lao động nữ, công bố thông tin và thực hiện trách nhiệm xã hội. Doanh nghiệp cần xây dựng môi trường làm việc bình đẳng, tạo điều kiện để lao động nữ được tuyển dụng, đào tạo, thăng tiến và tham gia vào các vị trí quản lý. Các chính sách hỗ trợ như thời gian làm việc linh hoạt, chế độ nghỉ thai sản, phúc lợi gia đình và cơ hội phát triển nghề nghiệp có thể góp phần nâng cao mức độ gắn kết của người lao động, qua đó hỗ trợ hiệu quả hoạt động kinh doanh. Đồng thời, doanh nghiệp cần tăng cường công bố các thông tin liên quan đến TNXH đối với người lao động theo hướng đầy đủ, minh bạch và có khả năng so sánh. Các chỉ tiêu nên được chú trọng gồm tỷ lệ lao động nữ, tỷ lệ nữ giới giữ vị trí quản lý, thu nhập bình quân, mức tăng lương, số giờ đào tạo và chi phí đào tạo. Về phía cơ quan quản lý, cần tiếp tục hoàn thiện hướng dẫn công bố thông tin ESG và chuẩn hóa các chỉ tiêu xã hội trong báo cáo thường niên, báo cáo phát triển bền vững. Điều này sẽ giúp nhà đầu tư đánh giá tốt hơn chất lượng quản trị, mức độ phát triển bền vững và khả năng tạo ra giá trị dài hạn của doanh nghiệp.

KẾT LUẬN

Nghiên cứu này sử dụng mô hình FEM với sai số chuẩn vững nhằm đánh giá ảnh hưởng của TNXH đối với người lao động đến doanh thu thuần của 24 công ty cổ phần niêm yết quy mô lớn tại Việt Nam trong giai đoạn 2020–2025. Kết quả hồi quy cho thấy tỷ lệ lao động nữ có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê đến doanh thu thuần. Cụ thể, khi tỷ lệ lao động nữ tăng 1%, doanh thu thuần tăng khoảng 9.902%. Ngược lại, số giờ đào tạo trung bình có tác động âm, khi tăng 1% làm doanh thu thuần giảm khoảng 0.118%, từ đó phản ánh độ trễ giữa chi phí đào tạo và hiệu quả mang lại. Trong khi đó, tốc độ tăng lương trung bình, lạm phát, FDI và GDP đều không có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích doanh thu thuần. Bên cạnh đó, nghiên cứu đóng góp vào tài liệu thực nghiệm bằng cách phân tích riêng các khía cạnh TNXH đối với người lao động thay vì sử dụng chỉ số CSR/ESG tổng hợp, qua đó nhấn mạnh vai trò của đa dạng giới và hiệu quả dài hạn của hoạt động đào tạo.

Tài liệu tham khảo:

1. Akerlof, G. A., & Yellen, J. L. (1990). The fair wage-effort hypothesis and unemployment. The Quarterly Journal of Economics, 105(2), 255–283. https://doi.org/10.2307/2937787.

2. Ali, M., Kulik, C. T., & Metz, I. (2011). The gender diversity–performance relationship in services and manufacturing organizations. The International Journal of Human Resource Management, 22(7), 1464–1485. https://doi.org/10.1080/09585192.2011.561961.

3. Barney, J. (1991). Firm resources and sustained competitive advantage. Journal of Management, 17(1), 99–120.

4. Becker, G. S. (1964). Human capital: A theoretical and empirical analysis, with special reference to education. Columbia University Press.

5. Committee of Sponsoring Organizations of the Treadway Commission, & World Business Council for Sustainable Development. (2018). Enterprise risk management: Applying enterprise risk management to environmental, social and governance-related risks.

6. Freeman, R. E. (1984). Strategic management: A stakeholder approach. Pitman.

7. Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2010). Multivariate data analysis (7th ed.). Pearson.

8. Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, 3(4), 305–360.9. Nunnally, J. C., & Bernstein, I. H. (1994). Psychometric theory (3rd ed.). McGraw-Hill.

10. Suchman, M. C. (1995). Managing legitimacy: Strategic and institutional approaches. Academy of Management Review, 20(3), 571–610.

11. Wright, P. M., McMahan, G. C., & McWilliams, A. (1994). Human resources and sustained competitive advantage: A resource-based perspective. The International Journal of Human Resource Management, 5(2), 301–326. https://doi.org/10.1080/09585199400000020.