Tóm tắt:
Nghiên cứu nhằm đánh giá các nhân tố ảnh hưởng đến việc thực hiện tiêu chuẩn ESG (môi trường - xã hội - quản trị) của các doanh nghiệp vùng đồng bằng sông Hồng. Dựa trên các phân tích bằng phương pháp định lượng trên phần mềm SPSS 26. Kết quả cho thấy, áp lực từ khách hàng và thị trường; nguồn lực của doanh nghiệp; nhận thức về phát thải carbon; chính sách và quy định pháp lý là nhân tố có ảnh hưởng tích cực đến việc thực hiện ESG của các doanh nghiệp. Trên cơ sở các kết quả phát hiện, nghiên cứu đề xuất một số hàm ý nhằm thúc đẩy doanh nghiệp nâng cao mức độ thực hiện ESG, góp phần hướng tới phát triển bền vững.
Từ khóa: ESG, phát triển bền vững, doanh nghiệp, đồng bằng sông Hồng.
1. Đặt vấn đề
Tại Việt Nam, cùng với quá trình hội nhập kinh tế quốc tế sâu rộng và cam kết mạnh mẽ về phát triển bền vững, yêu cầu áp dụng và tuân thủ các tiêu chuẩn ESG đối với doanh nghiệp ngày càng trở nên cấp thiết. Vùng đồng bằng sông Hồng là một trong những khu vực kinh tế trọng điểm của cả nước, tập trung mật độ cao các doanh nghiệp sản xuất, công nghiệp, dịch vụ và logistics. Đây cũng là khu vực chịu nhiều áp lực về ô nhiễm môi trường, sử dụng tài nguyên, lao động và yêu cầu nâng cao chất lượng quản trị doanh nghiệp. Mặc dù có lợi thế về cơ sở hạ tầng, nguồn nhân lực và khả năng tiếp cận chính sách, song nhiều doanh nghiệp trong vùng vẫn gặp khó khăn trong việc triển khai đầy đủ và hiệu quả các tiêu chuẩn ESG do hạn chế về nhận thức, nguồn lực tài chính, năng lực quản trị, cũng như sự hỗ trợ từ môi trường thể chế và thị trường. Chính vì vậy, nghiên cứu nhằm đánh giá các nhân tố ảnh hưởng đến việc thực hiện tiêu chuẩn môi trường, xã hội và quản trị của các doanh nghiệp vùng đồng bằng sông Hồng, qua đó cung cấp cơ sở khoa học cho việc đề xuất các giải pháp phù hợp, góp phần thúc đẩy doanh nghiệp trong vùng thực hiện ESG một cách hiệu quả, hướng tới phát triển bền vững và nâng cao năng lực cạnh tranh trong dài hạn.
2. Cơ sở lý thuyết và mô hình nghiên cứu
ESG (Environmental - Social - Governance) phản ánh 3 khía cạnh Môi trường, Xã hội và Quản trị. Đây là bộ tiêu chuẩn đánh giá mức độ bền vững và tác động của doanh nghiệp. Môi trường xem xét tác động đến tự nhiên; Xã hội liên quan đến cách doanh nghiệp đối xử với lao động và cộng đồng; Quản trị đề cập đến cấu trúc và cách thức quản lý doanh nghiệp, bao gồm minh bạch và trách nhiệm (Chen & cộng sự, 2022). Thực thi ESG giúp doanh nghiệp nhỏ và vừa nâng cao khả năng cạnh tranh, đáp ứng các yêu cầu toàn cầu, từ đó tạo cơ hội tham gia chuỗi cung ứng quốc tế và thu hút các nhà đầu tư. ESG còn giúp doanh nghiệp vừa và nhỏ tiếp cận dễ dàng hơn với các quỹ đầu tư xanh, quỹ phát triển bền vững và các ngân hàng cho vay với lãi suất ưu đãi (Nguyễn Thị Ngọc The & cộng sự, 2025).
Thực hiện tốt ESG giúp giảm thiểu rủi ro tài chính, tối ưu hóa quản trị, tăng cường minh bạch và giảm thiểu các nguy cơ liên quan đến tham nhũng hoặc kiện tụng (Yan & cộng sự, 2022). Việc triển khai các yếu tố ESG, đặc biệt là trong khía cạnh quản trị, có thể giúp doanh nghiệp thiết lập hệ thống quản trị minh bạch, giảm thiểu xung đột lợi ích và ngăn ngừa các rủi ro pháp lý như kiện tụng hay vi phạm quy định pháp luật. Từ đó, ESG được xem như một cơ chế làm giảm chi phí giao dịch trong môi trường kinh doanh phức tạp (Coase, 1975; Williamson, 1981).
Nghiên cứu của Chen và cộng sự (2022) tại các thị trường mới nổi cho thấy, việc nâng cao hiệu suất ESG giúp doanh nghiệp thúc đẩy đổi mới sáng tạo xanh, đầu tư vào môi trường và thu hút các nhà đầu tư có trách nhiệm, từ đó góp phần nâng cao năng lực cạnh tranh tổng thể. Tương tự, Cai và cộng sự (2024) nhận thấy, việc thực hiện tốt ESG giúp tăng giá trị doanh nghiệp, trong đó yếu tố nhân sự quản lý đóng vai trò điều tiết mối quan hệ này. Ở một hướng tiếp cận khác, Xie (2024) nhấn mạnh vai trò của nhận thức về phát thải carbon và ESG trong việc định hình chiến lược phát triển bền vững của doanh nghiệp, qua đó hỗ trợ chuyển đổi sang nền kinh tế xanh và hoàn thiện hệ thống chính sách quản lý môi trường. Nghiên cứu của Cohen (2023) đề xuất cấu hình các yếu tố ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp, trong đó ESG kết hợp với quy mô và lợi nhuận tạo nên các con đường khác nhau giúp doanh nghiệp đạt được hiệu quả tối ưu.
Dựa trên cơ sở lý thuyết và tổng quan các nghiên cứu trước, nghiên cứu xác định các yếu tố chính ảnh hưởng đến việc thực hiện ESG trong các doanh nghiệp vừa và nhỏ, với mô hình nghiên cứu đề xuất tại Hình 1.
Các giả thuyết nghiên cứu gồm:
H1: Nguồn lực của doanh nghiệp có ảnh hưởng tích cực đến việc thực hiện tiêu chuẩn ESG.
H2: Áp lực từ khách hàng và thị trường có ảnh hưởng tích cực đến việc thực hiện tiêu chuẩn ESG.
H3: Chính sách và quy định pháp lý có ảnh hưởng tích cực đến việc thực hiện tiêu chuẩn ESG.
H4: Nhận thức về phát thải Carbon có ảnh hưởng tích cực đến việc thực hiện tiêu chuẩn ESG.
Từ mô hình và giả thuyết nghiên cứu, phương trình nghiên cứu được viết ở dạng tổng quát như sau:
TH = β0 + β1*NL + β2*AL + β3*CS + β4*NT + e
Trong đó:
TH (Yếu tố phụ thuộc): Thực hiện tiêu chuẩn ESG
Các yếu độc lập bao gồm (Xi): Nguồn lực của doanh nghiệp (NL); Áp lực từ khách hàng và thị trường (AL); Chính sách và quy định pháp lý (CS); Nhận thức về phát thải Carbon (NT)
βk: Hệ số hồi quy (k = 0, 1, 2, 3, 4).
e: Sai số ngẫu nhiên
3. Phương pháp nghiên cứu
i) Nghiên cứu định tính: Thang đo sơ bộ được xây dựng dựa trên các nghiên cứu của Coase (1975), North (1990), Barney (1991), Chen và cộng sự (2022), Yan và Zhou (2022) kết hợp thảo luận với một số chủ doanh nghiệp và tham vấn ý kiến các chuyên gia trước đó để xem xét nội dung các yếu tố, biến quan sát nhằm hiệu chỉnh từ ngữ xây dựng thang đo chính thức phù hợp với đối tượng và mục đích nghiên cứu.
ii) Nghiên cứu định lượng: Nghiên cứu sử dụng thang đo Likert 5 mức độ (Mức 1 - Rất không đồng ý đến Mức 5 - Rất đồng ý). Phiếu khảo sát được phát ra thực tế tuân thủ theo cỡ mấu tốt nhất (10:1) khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA của Hair và cộng sự (2010). Bằng phương pháp phi xác suất thuận tiện, phiếu khảo sát được phát trực tuyến qua email đến nhà quản lý các doanh nghiệp Vùng đồng bằng sông Hồng. Thời gian khảo sát diễn ra từ tháng 5 đến tháng 8/2025. Kết quả sau khi loại bỏ các phiếu không hợp lệ thu về được 216 phiếu đủ điều kiện đưa vào phân tích trên phần mềm SPSS26 để kiểm định giả thuyết với mức ý nghĩa 5%.
4. Kết quả nghiên cứu
Bảng 1. Kết quả kiểm định độ tin cậy và phân tích nhân tố khám phá các yếu tố độc lập
|
Biến quan sát |
Nhân tố |
Cronbach’s Alpha |
Tương quan biến tổng |
Cronbach’s Alpha nếu loại biến |
|||
|
1 |
2 |
3 |
4 |
||||
|
CS2 |
0,825 |
|
|
|
0,841 |
0,539 |
0,822 |
|
CS1 |
0,773 |
|
|
|
0,544 |
0,781 |
|
|
CS4 |
0,769 |
|
|
|
0,523 |
0,760 |
|
|
CS3 |
0,758 |
|
|
|
0,501 |
0,754 |
|
|
NL1 |
|
0,791 |
|
|
0,793 |
0,496 |
0,735 |
|
NL3 |
|
0,752 |
|
|
0,475 |
0,728 |
|
|
NL2 |
|
0,747 |
|
|
0,518 |
0,789 |
|
|
NL5 |
|
0,739 |
|
|
0,502 |
0,742 |
|
|
NL4 |
|
0,725 |
|
|
0,471 |
0,767 |
|
|
AL1 |
|
|
0,806 |
|
0,857 |
0,535 |
0,831 |
|
AL3 |
|
|
0,784 |
|
0,467 |
0,808 |
|
|
AL2 |
|
|
0,752 |
|
0,533 |
0,812 |
|
|
NT1 |
|
|
|
0,819 |
0,835 |
0,459 |
0,811 |
|
NT5 |
|
|
|
0,802 |
0,552 |
0,759 |
|
|
NT2 |
|
|
|
0,773 |
0,541 |
0,793 |
|
|
NT4 |
|
|
|
0,750 |
0,536 |
0,778 |
|
|
NT3 |
|
|
|
0,738 |
0,519 |
0,765 |
|
|
Eigenvalue = 1,319 |
|||||||
|
Tổng phương sai trích = 73,947 |
|||||||
|
KMO = 0,758 |
|||||||
|
Kiểm định Bartlett |
Giá trị Chi bình phương xấp xỉ |
5234,701 |
|||||
|
df |
276 |
||||||
|
Sig. |
0,000 |
||||||
Nguồn: Phân tích của tác giả
Kết quả phân tích tại Bảng 1 cho thấy các yếu tố độc lập có hệ số Cronbach’s Alpha tổng lớn hơn hệ số Cronbach’s Alpha khi loại biến và lớn hơn 0,7; hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,3 do đó mức độ tin cậy của thang đo tốt và không có biến nào cần loại bỏ. Phân tích nhân tố khám phá bằng phương pháp trích Components (PCA) và phép quay Varimax cho thấy hệ số KMO đạt 0,758 đạt yêu cầu (lớn hơn 0,5 và nhỏ hơn 1); thống kê Chi-square của kiểm định Bartlett Test đạt mức giá trị 5234,701 với mức ý nghĩa 0,000 (nhỏ hơn 0,05).
Tại mức giá trị Eigenvalue lớn hơn 1 có 4 nhóm nhân tố được trích với tổng phương sai trích đạt 73,947% (lớn hơn 50%) nghĩa là 5 nhân tố này giải thích được 73,947% sự biến thiên của dữ liệu. Bên cạnh đó, hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0,5 thể hiện chất lượng biến quan sát tốt và các biến quan sát được phân bổ đúng với dự kiến ban đầu. Như vậy, các kết quả đạt được đảm bảo mức ý nghĩa trong phân tích nhân tố khám phá EFA (Hair và cộng sự, 2010).
Bảng 2: Kết quả kiểm định độ tin cậy và phân tích nhân tố khám phá yếu tố phụ thuộc
|
Biến quan sát |
Nhân tố |
Cronbach’s Alpha |
Tương quan biến tổng |
Cronbach’s Alpha nếu loại biến |
|
|
1 |
|||||
|
TH |
0,802 |
0,837 |
0,589 |
0,821 |
|
|
TH |
0,765 |
0,513 |
0,804 |
||
|
TH |
0,741 |
0,527 |
0,775 |
||
|
KMO = 0,743 |
|||||
|
Kiểm định Bartlett |
Giá trị Chi bình phương xấp xỉ |
258,913 |
|||
|
df |
3 |
||||
|
Sig. |
0,000 |
||||
|
Eigenvalue = 1,436 |
|||||
|
Tổng phương sai trích = 73,851% |
|||||
Nguồn: Phân tích của tác giả
Kết quả kiểm định độ tin cậy yếu tố phụ thuộc tại Bảng 2 cho thấy, các hệ số Croanbach’s Alpha, hệ số tương quan biến tổng đều thoả mãn các yêu cầu đặt ra của Hair và cộng sự (2010). Phân tích nhân tố khám phá cho kết quả hệ số KMO đạt 0,743 với hệ số Sig. của kiểm định Bartlett’s bằng 0,000 thoả mãn nhỏ hơn mức ý nghĩa 0,05. Tại giá trị Eigenvalue bằng 1,436 chỉ có 1 nhân tố được trích với tổng phương sai trích đạt 73,851% (lớn hơn 50%) và hệ số tải các biến quan sát đều lớn hơn 0,5 do đó dữ liệu thu về là phù hợp với yêu cầu (Hair và cộng sự, 2010).
Bảng 3. Kết quả phân tích tương quan Pearson
|
|
TH |
NL |
AL |
CS |
NT |
|
TH |
1 |
|
|
|
|
|
NL |
0,627** |
1 |
|
|
|
|
AL |
0,711** |
0,215** |
1 |
|
|
|
CS |
0,589** |
0,197* |
0,248* |
1 |
|
|
NT |
0,693** |
0,238* |
0,259** |
0,209** |
1 |
|
**,* Tương quan ở mức ý nghĩa thống kê nhỏ hơn 0,01, 0,05 |
|||||
Nguồn: Phân tích của tác giả
Kết quả tại Bảng 3 cho thấy, các biến độc lập đều có mối tương quan mạnh với yếu tố phụ thuộc. Giá trị Sig. đều nhỏ hơn 0,05 và giá trị pearson correclation (r) đều > 0,4. Như vậy, các yếu tố độc lập đều đủ điều kiện để đưa vào mô hình giải thích cho biến phụ thuộc và không có nghi ngờ về hiện tượng đa cộng tuyến nên đủ điều kiện để đưa vào phân tích hồi quy.
Bảng 4. Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội
|
Mô hình |
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hoá |
Hệ số hồi quy chuẩn hoá |
t |
Sig. |
Thống kê đa cộng tuyến |
|||
|
Beta |
Độ lệch chuẩn |
Beta chuẩn hoá |
Dung sai điều chỉnh |
VIF |
||||
|
1 |
Hằng số |
1,318 |
0,036 |
|
5,374 |
0,007 |
|
|
|
NL |
0,279 |
0,010 |
0,304 |
4,528 |
0,000 |
0,715 |
1,713 |
|
|
AL |
0,326 |
0,021 |
0,355 |
6,211 |
0,005 |
0,624 |
1,649 |
|
|
CS |
0,231 |
0,019 |
0,248 |
4,793 |
0,000 |
0,591 |
1,705 |
|
|
NT |
0,254 |
0,012 |
0,271 |
5,529 |
0,006 |
0,638 |
1,621 |
|
|
Giá trị F = 158,226; Sig. = 0,000 R2 = 0,772; R2 hiệu chỉnh = 0,759; Durbin-Watson = 1,783 a. Biến phụ thuộc: TH |
||||||||
Nguồn: Phân tích của tác giả
Kiểm tra mức độ phù hợp mô hình tại Bảng 3 cho thấy, hệ số R2 hiểu chỉnh đạt 0,759 thể hiện mức độ phù hợp của mô hình cao hay các yếu tố độc lập ảnh hưởng đến yếu tố phụ thuộc đạt 75,9%, còn lại là sai số và các yếu tố khác nằm ngoài mô hình. Hệ số Durbin - Watson bằng 1,783 đạt yêu cầu không vi phạm giả định tự tương quan chuỗi bậc nhất. Hệ số Sig. của kiểm định F nhỏ hơn 0,000 đã chỉ ra mô hình hồi quy tổng thể phù hợp với mọi cấu trúc được kiểm tra. Hệ số phóng đại phương sai VIF của các yếu tố trong mô hình đều nhỏ hơn 2 và giá trị Sig. của kiểm định t đều nhỏ hơn 0,05 do đó không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả các giả thuyết đưa ra đều được chấp nhận, phương trình hồi quy theo hệ số beta chuẩn hoá như sau:
TH = 0,355*AL + 0,304*NL +0,271*NT + 0,248*CS + e
Qua phương trình, cả 4 nhân tố đều tác động cùng chiều đến mức độ thực hiện tiêu chuẩn môi trường - xã hội - quản trị của doanh nghiệp. Cụ thể, áp lực từ khách hàng và thị trường (AL) có hệ số lớn nhất (β = 0,355), phản ánh vai trò dẫn dắt của nhu cầu thị trường, yêu cầu từ đối tác, nhà đầu tư và người tiêu dùng trong việc thúc đẩy doanh nghiệp thực hiện ESG. Tiếp theo, nguồn lực của doanh nghiệp (NL) (β = 0,304) cho thấy, năng lực tài chính, nhân sự và công nghệ là điều kiện quan trọng giúp doanh nghiệp triển khai ESG một cách thực chất và bền vững. Nhận thức về phát thải carbon (NT) (β = 0,271) khẳng định khi doanh nghiệp hiểu rõ tác động môi trường và rủi ro dài hạn của phát thải, họ có xu hướng chủ động áp dụng các tiêu chuẩn ESG hơn. Cuối cùng, chính sách và quy định pháp lý (CS) (β = 0,248) cũng có ảnh hưởng tích cực, cho thấy vai trò định hướng và thúc đẩy của khung pháp lý, dù mức độ tác động chưa phải là mạnh nhất.
5. Kết luận và giải pháp
Doanh nghiệp cần chủ động đáp ứng áp lực từ khách hàng và thị trường bằng việc tích hợp tiêu chuẩn ESG vào chiến lược kinh doanh, minh bạch thông tin tham gia các chuỗi cung ứng xanh. Thứ hai, cần ưu tiên đầu tư hợp lý cho công nghệ sạch, cải tiến quy trình sản xuất, đào tạo nhân sự chuyên trách về ESG và xây dựng bộ phận hoặc cơ chế quản lý nội bộ phù hợp. Đồng thời, cần khai thác hiệu quả các nguồn vốn xanh, tín dụng ưu đãi và chương trình hỗ trợ từ Nhà nước để giảm áp lực chi phí trong giai đoạn đầu triển khai. Thứ ba, cần đo lường, kiểm soát phát thải, xây dựng lộ trình giảm carbon phù hợp với đặc thù ngành nghề, đồng thời truyền thông nội bộ để nâng cao ý thức của đội ngũ lãnh đạo và người lao động về lợi ích dài hạn của ESG. Tiếp tục hoàn thiện và thực thi hiệu quả chính sách, quy định pháp lý về ESG theo hướng rõ ràng, nhất quán và khả thi.
Tài liệu tham khảo:
Nguyễn Thị Ngọc The, Vũ Thị Thương, Nguyễn Thị Hồng Ngọc, & Bùi Thị Yên. (2025). Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến việc thực hiện tiêu chuẩn môi trường, xã hội và quản trị (ESG) của doanh nghiệp vừa và nhỏ tại Đồng Nai. Kỷ yếu Hội thảo quốc gia Kinh tế xanh và Phát triển bền vững (pp. 216-229).
Barney, J. (1991). Firm resources and sustained competitive advantage. Journal of Management, 17(1), 99-120.
Cai, Y., Zhang, J., & Wang, H. (2024). Corporate ESG performance and firm value: Evidence from China A-share listed companies. Journal of Sustainable Finance & Investment. Advance online publication.
Chen, Y., Li, X., & Zhao, R. (2022). ESG performance and green innovation in emerging markets. Journal of Cleaner Production, 377, 134-143.
Coase, R. H. (1975). The nature of the firm. Economica, 4(16), 386-405. (Original work published 1937)
Cohen, D. (2023). Configurations of ESG, firm size, and profitability: A fuzzy-set approach. Business Strategy and the Environment, 32(2), 456-472.
Cohen, J. (2023). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2nd ed.). Routledge.
North, D. C. (1990). Institutions, institutional change and economic performance. Cambridge University Press.
Williamson, O. E. (1981). The economics of organization: The transaction cost approach. American Journal of Sociology, 87(3), 548-577.
Xie, Y. (2024). Carbon consciousness and ESG orientation in green strategy. Journal of Environmental Management, 345, 118-127.
Yan, L., & Zhou, M. (2022). Policy impacts on ESG adoption in small and medium enterprises: Evidence from Southeast Asia. Sustainability, 14(9), 1-15.
Assessing the Factors Influencing the Implementation of Environmental, Social, and Governance Standards by Enterprises in the Red River Delta Region
Abstract:
This study aims to assess the factors influencing the implementation of environmental, social, and governance (ESG) standards by enterprises in the Red River Delta region. The research is conducted using quantitative analysis methods with data processed through SPSS 26. The results indicate that customer and market pressure, enterprise resources, awareness of carbon emissions, and policies and regulatory frameworks have a positive impact on enterprises’ ESG implementation. Based on these empirical findings, the study proposes several implications to promote higher levels of ESG adoption, thereby contributing to sustainable development.
Keywords: ESG; sustainable development; enterprises; Red River Delta.
[Tạp chí Công Thương - Các kết quả nghiên cứu khoa học và ứng dụng công nghệ, Số 2 năm 2026]
