6. Tổng quan các công trình nghiên cứu trước đây về công bố thông tin tự
3.3. PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN MỨC ĐỘ CÔNG
3.3.1. Phân tích mối quan hệ của từng biến độc lập với mức độ công bố
BỐ THÔNG TIN TỰ NGUYỆN CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
3.3.1. Phân tích mối quan hệ của từng biến độc lập với mức độ công bố thông tin tự nguyện bố thông tin tự nguyện
Để phân tích mối quan hệ từng biến độc lập của mô hình với mức độ công bố thông tin tự nguyện ta thực hiện phân tích T-test. T-test được sử dụng để phát hiện bất kỳ sự khác biệt đáng kể giữa hai nhóm độc lập (Field, 2010) [31]. Nghiên cứu này sử dụng T-test để kiểm tra mối quan hệ từng biến độc lập: mức độ độc lập hội đồng quản trị, sở hữu quản lý, tỷ lệ thành viên nữ trong hội đồng quản trị, sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài, ngành nghề kinh doanh với mức độ công bố thông tin tự nguyện.
a. Nhân tố mức độ độc lập của hội đồng quản trị
Theo quy định ở Việt Nam đòi hỏi ít nhất một phần ba thành viên hội đồng quản trị không tham gia điều hành (quyết định 15/2007/QĐ-BTC) [3], phân tích T-test được thực hiện giữa hai nhóm doanh nghiệp: nhóm tuân thủ yêu cầu này và nhóm không tuân thủ. Mục đích của thử nghiệm thêm này là để kiểm tra xem liệu có sự khác biệt về mức độ công bố thông tin tự nguyện
giữa các công ty thực hiện theo các quy định về quản trị doanh nghiệp và các công ty không thực hiện.
Bảng 3.3 Kiểm định T-test VnDI với hai nhóm tỷ trọng thành viên hội đồngquản trị không tham gia điều hành
N Mean Sig
Tỷ lệ thành viên HĐQT không tham
gia điều hành>=1/3 90 0,4046
0,011 Tỷ lệ thành viên HĐQT không tham
gia điều hành< 1/3 10 0,3765
Nguồn: tác giả tính toán
Bảng 3.3 cho thấy, các công ty có tỷ trọng thành viên hội đồng quản trị không tham gia điều hành lớn hơn 1/3 có mức độ công bố thông tin tự nguyện cao hơn so với các công ty có tỷ trọng này dưới 1/3 (40,46% so với 37,65%) với mức ý nghĩa thống kê Sig = 0,011 < 0,05. Như vậy có thể kết luận rằng tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị không tham gia điều hành tỷ lệ thuận với mức độ công bố thông tin tự nguyện của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả này phù hợp với giả thuyết H1.
b. Nhân tố sở hữu quản lý
Như đã trình bày trong chương 2, nhân tố sở hữu quản lý được đo lường bằng tỷ lệ cổ phần được sở hữu bởi ban giám đốc trên tổng số cổ phần. Ngoài cách đo lường như trên còn có thể chọn cách đo bằng biến giả, chẳng hạn như: một (1) sự hiện diện của sở hữu quản lý và không (0) nếu không tồn tại sở hữu quản lý. Cách đo lường này được sử dụng trong các nghiên cứu của Xiao Yuan (2007), Gelb (2000), Ho và Tower (2001) [34], [41], [74]. Ngoài ra, tỷ lệ sở hữu quản lý còn có thể đo lường quyền sở hữu trên và dưới mức 20% (mức sở hữu có thể tham gia vào việc đưa ra quyết định). Nhiều nghiên cứu trước đây đã sử dụng tỷ lệ này để phân tích như nghiên cứu của La Porta (2000), Fan và Wong (2002), Vu (2012) [30], [45], [70]. Ở luận văn này, tác
giả cũng sử dụng hai cách phân loại trên để xem xét sự khác biệt về mức độ công bố thông tin tự nguyện giữa các nhóm công ty có tỉ lệ sở hữu khác nhau bằng cách sử dụng T-test.
Bảng 3.4 Kiểm định T-test VnDI với sự hiện diện của sở hữu quản lý
N Mean Sig
Có tồn tại sở hữu của quản lý 92 0,3871
0,059 Không tồn tại sở hữu của quản lý 8 0,2899
Nguồn: tác giả tính toán
Bảng 3.5 Kiểm định T-test VnDI với hai nhóm tỷ lệ sở hữu quản lý
N Mean Sig
Tỷ lệ sở hữu quản lý >= 20% 9 0,2584
0,06 Tỷ lệ sở hữu quản lý < 20% 91 0,3913
Nguồn: tác giả tính toán
Theo kết quả thống kê của Bảng 3.4, có 92 công ty (chiếm 92% mẫu) có tỷ lệ sở hữu của quản lý lớn hơn không và chỉ có 9 công ty (chiếm 9% mẫu) là không có bất kì sự sở hữu của quản lý. Kết quả thống kê cũng cho thấy, các công ty mà tồn tại sở hữu của quản lý thì mức độ công bố thông tin tự nguyện cao hơn những công ty mà tỷ lệ sở hữu quản lý bằng không (38,71% so với 28,99%) với mức ý nghĩa thống kê Sig = 0,059 < 0,1. Kết quả này ngược với giả thuyết H2.
Tuy nhiên, kết quả Bảng 3.5 lại chỉ ra rằng, những công ty có tỷ lệ sở hữu quản lý trên 20% thì mức độ công bố thông tin tự nguyện lại thấp hơn những công ty có tỷ lệ này dưới 20% (25,84% so với 39,13%) với mức ý nghĩa thống kê Sig = 0,06 < 0,1. Kết quả này phù hợp với giả thuyết H2. Do đó, mức độ sở hữu quản lý có thể là một yếu tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin tự nguyện của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
c. Nhân tố sở hữu nhà nước
Trong phần này tác giả thay đổi cách đo lường nhân tố sở hữu nhà nước bằng cách sử dụng biến giả với ba trường hợp khác nhau để kiểm tra xem nó có ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin tự nguyện hay không. Trường hợp thứ nhất kiểm tra sự ảnh hưởng khác nhau giữa có hay không sự tồn tại của sở hữu nhà nước. Trường hợp thứ hai là kiểm tra mức độ tác động khác nhau khi sở hữu nhà nước chiếm tỷ lệ từ 20% trở lên và dưới 20%, lúc đó nhà nước có quyền tham gia vào việc đưa ra quyết định. Và trường hợp thứ ba là sở hữu nhà nước từ 50% trở lên và dưới 50% khi nhà nước có quyền kiểm soát đối với doanh nghiệp thì mức độ công bố thông tin tự nguyện khác nhau như thế nào.
Bảng 3.6 Kiểm định T-test VnDI vớisự hiện diện của nhà nước
N Mean Sig
Có tồn tại sở hữu nhà nước 51 0,3742
0,79 Không tồn tại sở hữu nhà nước 49 0,3846
Nguồn : tác giả tính toán
Bảng 3.7 Kiểm định T-test VnDI vớihai nhóm tỷ lệ sở hữu nhà nước (20%)
N Mean Sig
Tỷ lệ sở hữu nhà nước >= 20% 43 0,3753
0,82 Tỷ lệ sở hữu nhà nước <20% 57 0,3846
Nguồn : tác giả tính toán
Bảng 3.8 Kiểm định T-test VnDI vớihai nhóm tỷ lệ sở hữu nhà nước (50%)
N Mean Sig
Tỷ lệ sở hữu nhà nước >= 50% 27 0,3800
0,6 Tỷ lệ sở hữu nhà nước < 50% 73 0,3790
Bảng 3.6 kiểm tra sự khác biệt giữa các công ty có sự hiện diện của nhà nước và những công ty hoàn toàn không có sở hữu nhà nước với mức độ công bố thông tin tự nguyện. Kết quả cho thấy trong 100 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam thì có đến 51 công ty có sở hữu nhà nước, và 49 công ty không có sở hữu nhà nước, số lượng này ở mức xấp xỉ ngang nhau cho thấy nhà nước còn giữ vai trò lớn trong các công ty niêm yết. Tuy nhiên kết quả thống kê sự khác biệt giữa hai nhóm phân loại trên là không có ý nghĩa do Sig = 0,79 > 0,1
Trong một công ty niêm yết, cổ đông có quyền sở hữu trên 20 % cổ phần là cổ đông có quyền lợi ảnh hưởng đáng kể, có thể tham gia vào việc đưa ra các quyết định về chính sách tài chính và hoạt đông của công ty. Bảng 3.7 mô tả kết quả kiểm định T-test về sự khác nhau của hai nhóm sở hữu với tỷ lệ trên và dưới 20%, tuy nhiên kết quả này không có ý nghĩa thống kê do Sig = 0,82 > 0,1.
Khi cổ đông có quyền sở hữu trên 50 % tức là cố đông đó đã có quyền kiểm soát đối với một công ty. Bảng 3.8 kiểm định sự khác nhau về mức độ công bố thông tin tự nguyện giữa hai nhóm cổ đông nhà nước có quyền kiểm soát công ty và nhóm cổ đông không có quyền kiểm soát. Kết quả thống kê cho thấy sig = 0,6 > 0,1, do đó kiểm định trên không có ý nghĩa thống kê.
d. Nhân tố sở hữu nước ngoài
Để kiểm tra sự ảnh hưởng của nhân tố sở hữu nước ngoài đến mức độ công bố thông tin tự nguyện, phần này tác giả tiến hành thay đổi cách đo lường nhân tố tỷ lệ sở hữu nước ngoài theo kiểu biến định danh theo hai trường hợp trình bày Bảng 3.9 và Bảng 3.10
Bảng 3.9 Kiểm định T-test VnDI với sự hiện diện của sở hữu nước ngoài
N Mean Sig
Có tồn tại sở hữu nước ngoài 75 0.4014
0,05 Không tồn tại sở hữu nước ngoài 25 0.3130
Nguồn : tác giả tính toán
Bảng 3.10 Kiểm định T-test VnDI với hai nhóm tỷ lệ sở hữu nước ngoài
N Mean Sig
Tỷ lệ sở hữu nước ngoài >= 20 % 19 0,5153
0,02 Tỷ lệ sở hữu nước ngoài <20 % 81 0,3474
Nguồn: tác giả tính toán
Kết quả bảng 3.9, trong 100 công ty khảo sát có 75 công ty có sở hữu nước ngoài (chiếm 75%) và 25 công ty không tồn tại sở hữu nước ngoài (chiếm 25%). Qua đó cho thấy ở Việt Nam phần lớn các công ty niêm yết đều có sự tồn tại của cổ đông nước ngoài, tuy nhiên tỷ lệ sở hữu là không cao.
Các kết quả phân tích Bảng 3.9 và 3.10 cho thấy các công ty có sở hữu nước ngoài thường có mức độ công bố thông tin tự nguyện cao hơn so với các công ty chỉ có sở hữu trong nước (40,14% so với 31,30%). Mặt khác các công ty có sở hữu nước ngoài trên 20% sẽ có mức độ công bố tự nguyện cao hơn các công ty dưới mức 20% (51,53% so với 34,74%).
e. Nhân tố tỷ lệ thành viên nữ trong hội đồng quản trị.
Bảng 3.11 trình bày kiểm định sự khác nhau về mức độ công bố thông tin tự nguyện đối với công ty có sự hiện diện của thành viên nữ trong hội đồng quản trị và công ty không có sự hiện diện của thành viên nữ trong hội đồng quản trị.
Bảng 3.11 Kiểm định T-test VnDI với sự hiện diện của thành viên nữ trong hội đồng quản trị
N Mean Sig
Tồn tại thành viên nữ trong HĐQT 61 0,3812
0,91 Không Tồn tại thành viên nữ trong HĐQT 39 0,3764
Nguồn: tác giả tính toán
Bảng 3.11 trình bày mức độ ảnh hưởng của sự hiện diện thành viên nữ trong hội đồng quản trị đối với mức độ công bố thông tin tự nguyện của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Ta thấy đa số các công ty ở Việt Nam có sự tồn tại của thành viên nữ trong hội đồng quản trị. Tuy nhiên sự ảnh hưởng của nữ đối với mức độ công bố thông tin tự nguyện không có ý nghĩa thống kê trong kiểm định này do Sig = 0,91 > 0,1.
f. Phân tích nhân tố về ngành nghề kinh doanh.
Bảng 3.12 trình bày sự khác nhau giữa hai nhóm ngành ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin tự nguyện của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Bảng 3.12 Kiểm định T-test VnDI với loại ngành công nghiệp
N Mean Sig
High-profile 58 0,3972
0,08
Low-profile 42 0,3546
Nguồn: tác giả tính toán
Theo kết quả thống kê Bảng 3.12, ngành nghề kinh doanh có ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin tự nguyện của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Cụ thể, những doanh nghiệp kinh doanh trong nhóm ngành high-profile sẽ có mức độ công bố thông tin tự nguyện cao hơn các doanh nghiệp kinh doanh trong nhóm low-profile (39,72% so với 35,46%) với mức ý nghĩa thống kê Sig = 0,08 < 0,1. Kết quả này phù hợp với giả thiết H9.