6. Tổng quan các công trình nghiên cứu trước đây về công bố thông tin tự
2.2. ĐO LƯỜNG MỨC ĐỘ CÔNG BỐ THÔNG TIN TỰ NGUYỆN VÀ
CÁC NHÂN 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
2.2.1. Đo lường mức độ công bố thông tin tự nguyện của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
a. Xây dựng danh mục thông tin tự nguyện
Có một số phương pháp để xây dựng danh mục các thông tin công bố tự nguyện. Phương pháp thứ nhất là tự xây dựng danh mục thông tin, nghiên cứu của Yuen và cộng sự (2009) đã tự xây dựng danh sách 51 mục thông tin công bố tự nguyện sau khi tham khảo một số doanh nghiệp quan trọngvà kiến nghị của các tổ chức [77]. Phương pháp thứ hai là dựa vào một danh sách có sẵn của các nghiên cứu trước đó và tiến hành điều chỉnh để phù hợp cho từng bối cảnh nghiên cứu, nghiên cứu Hiếu và Lan (2015), Vu (2012) đều sử dụng phương pháp này [58], [70]. Phương pháp thứ ba là xây dựng danh mục bởi một tổ chức khác chẳng hạn như một cơ quan đánh giá hay hiệp hội chuyên nghiệp, nghiên cứu Lokman (2011) sử dụng danh mục thông tin tự nguyện được xây dựng bởi Watchdog Group (MSWG) tại Malaysia để đo lường mức độ công bố thông tin tự nguyện của các công ty niêm yết tại Malaysia [49].
Bài nghiên cứu này sử dụng danh mục thông tin tự nguyện được xây dựng bởi Vu (2012) có điều chỉnh [70]. Danh mục thông tin tự nguyện của Vu (2012) được xây dựng khá công phu [70]. Đầu tiên, tác giả dựa vào các
nghiên cứu nổi tiếng như nghiên cứu của Meek và cộng sự (1995), Ferguson, Lam và Lee (2002), Xiao và Yuan (2007), Ho (2009), Akhtaruddin và cộng sự (2009), Wang và cộng sự (2008) để xây dựng danh mục gồm 119 mục thông tin công bố tự nguyện [13], [32], [42], [55], [74] [76]. Sau đó, tác giả đã gửi danh sách này cho các chuyên gia có ít nhất năm năm kinh nghiệm kiểm toán báo cáo tài chính tại Việt Nam để tham khảo ý kiến. Tiếp theo, tác giả so sánh với các quy định của Việt Nam để loại bỏ những thông tin bắt buộc và rút ra được danh sách cuối cùng gồm 84 mục thông tin công bố tự nguyện trong đó có 14 mục về thông tin doanh nghiệp và chiến lược, 29 mục về thông tin tài chính và nguồn vốn doanh nghiệp, 3 mục thông tin người quản lý cấp cao, 14 mục thông tin dự báo trong tương lai, 24 mục thông tin về trách nhiệm xã hội. Nghiên cứu này dựa vào danh mục của Vu (2012), loại trừ một số thông tin bắt buộc công bố theo quy định Thông tư số 52/2012/TT-BTC Hướng dẫn công bố thông tin trên thị trường chứng khoán và xem xét tình hình của Việt Nam, một số mục bị loại trừ [5], [70]. Danh sách cuối cùng gồm 60 mục thông tin tự nguyện gồm các nhóm như sau: (xem chi tiết danh mục tại Phụ lục số 1).
- Thông tin chung về doanh nghiệp và chiến lược - Thông tin tài chính và nguồn vốn doanh nghiệp - Thông tin dự báo trong tương lai
- Thông tin về trách nhiệm xã hội - Thông tin về quản lý cấp cao
b. Đo lường mức độ công bố thông tin tự nguyện.
Tiến hành thu thập dữ liệu về các mục công bố thông tin tự nguyện trên báo cáo thường niên của các công ty đã được chọn mẫu.
Việc công bố thông tin vốn dĩ là một việc trừu tượng không có đặc tính vốn có để xác định cụ thể về số lượng và chất lượng của thông tin, trong bài
nghiên cứu này, chỉ số công bố thông tin tự nguyện là một chỉ số quan trọng, cần xây dựng cách thức đo lường hợp lý.
Trong các nghiên cứu trước đây, có hai quan điểm nghiên cứu khác nhau trong cách thức đo lường mức độ công bố thông tin. Nhóm nghiên cứu thứ nhất cho rằng các thông tin khác nhau thì mức độ quan trọng khác nhau, vì thế nên đo lường theo hướng cho điểm trọng số từng khoản mục thông tin. Tuy nhiên, hướng nghiên cứu này lại bị nhược điểm vì nó có thể gây ra xu hướng thiên vị các khoản mục thông tin đối với người sử dụng. Đối với nhóm nghiên cứu theo hướng thứ hai thì cho rằng điều quan trọng là thông tin có được tự nguyện công bố trên báo cáo thường niên hay không. Do đó, các thông tin công bố được đánh giá ngang bằng nhau cho tất cả các khoản mục hay nói cách khác là không sử dụng trọng số.
Trong bài nghiên cứu này, tác giả sử dụng cách tính theo hướng không trọng số. Trên cơ sở bảng danh mục thông tin tự nguyện có thể được công bố, nếu thông tin được công bố sẽ được nhận giá trị 1, nếu không công bố sẽ nhận giá trị 0. Như vậy, chỉ số công bố thông tin tự nguyện của công ty sẽ được tính như sau:
Ij = ∑ 𝑑𝑖𝑗
𝑛𝑗 𝑖=1
nj
Ij: Chỉ số công bố thông tin của công ty j, 0≤Ij ≤1
dij = 1 nếu mục thông tin i được công bố, = 0 nếu mục thông tin i không được công bố.
nj = số lượng mục thông tin tự nguyện mà công ty j có thể công bố, nj≤60 Để xác định một thông tin không được công bố là do doanh nghiệp không công bố hay đây là thông tin không liên quan đến doanh nghiệp thì dựa vào đặc điểm của công ty và xét đoán của người khảo sát. Ví dụ mục thông tin về Sản lượng đầu ra và công suất sử dụng của máy móc hay Thông tin về
các nguyện vật liệu là thông tin có thể được công bố bởi các công ty sản xuất, tuy nhiên đây là thông tin không liên quan đối với các công ty thương mại và dịch vụ.
2.2.2. Đo lường các nhân 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.
- Mức độ độc lập của hội đồng quản trị: được đo lường bằng tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị không kiêm nhiệm các chức vụ trong Ban giám đốc trên tổng số thành viên hội đồng quản trị. Cách thức đo lường này được sử dụng trong nghiên cứu của Haniffa và Cooke (2002) [40].
- Sở hữu của người quản lý: được đo lường bằng tỷ lệ cổ phần được sở hữu bởi người quản lý (ban giám đốc) trên tổng số cổ phần của doanh nghiệp.
- Tỷ lệ thành viên nữ trong hội đồng quản trị: được đo lường bằng số thành viên nữ tham gia vào hội đồng quản trị trên tổng số thành viên hội đồng quản trị.
- Sở hữu nhà nước: được đo lường bằng tỷ lệ cổ phần được sở hữu bởi cổ đông nhà nước trên tổng số cổ phần của doanh nghiệp. Các nghiên cứu của Lan và cộng sự (2013), Vu (2012), Hiếu và Lan (2015) đều sử dụng cách đo lường tương tự [44], [58], [70].
- Sở hữu nước ngoài: được đo lường bằng tỷ lệ cổ phần được sở hữu bởi cổ đông nước ngoài trên tổng số cổ phần của doanh nghiệp. Cách thức đo lường này được sử dụng trong các nghiên cứu của Haniffa và Cooke (2002), Vu (2012), Hiếu và Lan (2015) [40], [58], [70].
- Lợi nhuận: có nhiều cách khác nhau để đo lường lợi nhuận của doanh nghiệp, các nghiên cứu trước đây có sử dụng ROA hoặc ROE để đo lường khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Trong nghiên cứu này tác giả đo lường lợi nhuận doanh nghiệp bằng tỷ số lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) thể hiện
khả năng sinh lời của một đồng tài sản, cách thức đo lường này cũng sử dụng trong các nghiên cứu của Haniffa và Cooke (2002) [40]. Mục đích sử dụng chỉ tiêu ROA là nhằm loại trừ bớt ảnh hưởng của cấu trúc vốn so với chỉ tiêu ROE.
- Tỷ suất nợ: được đo lường bằng tỷ số nợ phải trả trên tổng tài sản, trong các nghiên cứu trước đây Vu (2012), Hiếu và Lan (2015) cũng sử dụng cách đo lường này [58], [70].
- Quy mô: nhân tố quy mô được nhiều tác giả nghiên cứu và đo lường bằng nhiều cách khác nhau, nghiên cứu của Meek và cộng sự (1995) đo lường quy mô bằng tổng doanh thu trong năm của doanh nghiệp, trong khi những nghiên cứu khác thì sử dụng tổng tài sản (Vu, 2012; Zhang, 2013; Hossain & Hammami, 2009) hoặc vốn hóa thị trường (Sukthomya, 2011) để thay thế [43], [66], [70], [78]. Trong nghiên cứu này tác giả lựa chọn đo lường quy mô bằng tổng doanh thu, vì tài sản của doanh nghiệp phụ thuộc vào nhiều yếu tố như đặc điểm kinh doanh của đơn vị, giá trị tài sản của đơn vị sản xuất thường sẽ cao hơn các đơn vị thương mại. Trong khi đó bài nghiên cứu khảo sát dữ liệu cho tất cả các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam nên giá trị tài sản không thích hợp dùng để đo lường quy mô doanh nghiệp. Bên cạnh đó, nhân tố quy mô doanh nghiệp khi đưa vào mô hình hồi quy sẽ được đo lường bằng logarit tự nhiên của tổng doanh thu. Lý do là vì tất các nhân tố còn lại đều được đo lường là con số tỷ lệ hoặc biến giả cho nên việc sử dụng tổng doanh thu là một số tuyệt đối sẽ làm cho mô hình không có tính tương thích cao.
- Ngành nghề kinh doanh: được đo lường trên cơ sở biến định danh, các công ty thuộc nhóm ngành high-profile được nhận giá trị là 1, các công ty thuộc nhóm ngành low-profile sẽ được nhận giá trị là 0. Lý do tác giả chọn cách đo lường này là vì theo kết quả của các nghiên cứu Cooke (1992), Vu
(2012) những công ty thuộc hai nhóm ngành trên sẽ có mức độ công bố thông tin tự nguyện khác nhau do kỳ vọng của xã hội đối với hai nhóm nhành này là khác nhau [22], [70].
Bảng 2.1 Bảng tóm tắt đo lường các nhân tố tác động
Nhân tố Đo lường các biến
Mức độ độc lập của hội đồng quản trị
Số thành viên hội đồng quản trị không tham gia vào Ban giám đốc / Tổng số thành viên hội đồng
quản trị
Sở hữu của người quản lý Tỷ lệ số cổ phần được sở hữu bởi ban giám đốc/ Tổng số cổ phần
Tỷ lệ thành viên nữ trong hội đồng quản trị
Số thành viên nữ trong hội đồng quản trị/ Tổng số thành viên hội đồng quản trị.
Sở hữu nhà nước Tỷ lệ số cổ phần được sở hữu bởi nhà nước/ Tổng số cổ phần
Sở hữu nước ngoài Tỷ lệ số cổ phần được sở hữu bởi cá nhân, tổ chức nước ngoài / Tổng số cổ phần
Khả năng sinh lời Lợi nhuận sau thuế / Tổng tài sản
Tỷ suất nợ Nợ phải trả / Tổng tài sản Quy mô doanh nghiệp Logarith của Tổng doanh thu
Ngành nghề kinh doanh =1 nếu doanh nghiệp thuộc nhóm high-profile, =0 nếu doanh nghiệp thuộc nhóm low-profile
2.3. MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
Khi nghiên cứu các nhân 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 mà
một biến phụ thuộc với nhiều biến độc lập khác thông thường ta sử dụng mô hình hồi quy bội. Cụ thể là mối quan hệ về ảnh hưởng của các nhân tố độc lập như quy mô công ty, sở hữu nước ngoài, sở sữu nhà nước, đòn bẩy tài chính,…với mức độ công bố thông tin tự nguyện của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Mặt khác, với đề tài tương tự như trên các nghiên cứu của Barako và cộng sự (2006), Vu (2012), Hiếu và Lan (2015) đều sử dụng mô hình hồi quy bội để nghiên cứu [15], [58], [70]. Do đó, trong nghiên cứu này tác giả cũng sẽ sử dụng mô hình hồi quy bội để xác định các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin tự nguyện.
Trong nghiên cứu này, biến phụ thuộc là biến liên tục, biến độc lập có thể là biến liên tục hoặc nhị phân nên mô hình hồi quy tổng thể có dạng sau:
Y = ß0+ ß1X1+ ß2X2+ ß3X3+• • • +ßnXn + e Trong đó:
Y : Chỉ số công bố thông tin
X1, X2X3...Xn: Biến độc lập của mô hình lần lượt X1 : Mức độ độc lập hội đồng quản trị
X2 : Tỷ lệ sở hữuquản lý
X3 : Tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT X4 : Tỷ lệ sở hữu nhà nước
X5 : Tỷ lệ sở hữu nước ngoài X6 : Khả năng sinh lời
X7 : Tỷ suất nợ
X8 : Quy mô doanh nghiệp X9 : Ngành nghề kinh doanh
ß0: Tham số chặn
ß1, ß2,ß3,.ßn: Các tham số chưa biết của mô hình
2.4. CHỌN MẪU NGHIÊN CỨU
Phạm vi của nghiên cứu tập trung vào các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Do vậy, tổng thể được xác định là các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, trừ các công ty bảo hiểm, công ty chứng khoán, ngân hàng vì các doanh nghiệp này lập báo cáo thường niên tuân theo quy định khác của nhà nước (Quyết định số 02/VBHN-NHNN ban hành ngày 21/01/2015) [4]. Tính đến thời điểm ngày 31/12/2015, trên cả 2 sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội và sàn giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh có tất cả 650 công ty niêm yết thỏa điều kiện. Theo nghiên cứu của Hair và cộng sự (2010) [38], trường hợp tổng thể xác định được và nhỏ hơn 100.000 thì cỡ mẫu được xác định theo công thức sau:
𝑛 = 𝑁 1 + 𝑁𝑒2
Trong đó N : số lượng tổng thể n : số lượng mẫu e : sai số tiêu chuẩn
Thay vào công thức trên, N = 650, sai số tiêu chuẩn ±10%, cỡ mẫu được xác định là 87 công ty. Tuy nhiên để đảm bảo hơn, nghiên cứu này sẽ được tiến hành trên mẫu 100 công ty gồm 50 công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội và 50 công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh, chiếm tỷ lệ 15,38% tổng thể.
TÓM TẮT CHƯƠNG 2.
Dựa vào cơ sở lý thuyết nền tảng về công bố thông tin tự nguyện và kết quả của các nghiên cứu trước đây, tác giả xây dựng 9 giả thuyết nghiên cứu và mô hình nghiên cứu gồm 9 nhân tố độc lập : mức độ độc lập của hội đồng quản trị, tỷ lệ sở hữu của quản lý, tỷ lệ thành viên nữ trong hội đồng quản trị,
tỷ lệ sở hữu nhà nước, tỷ lệ sở hữu nước ngoài, khả năng sinh lời, tỷ suất nợ, quy mô doanh nghiệp, ngành nghề kinh doanh.
Để tiến hành thu thập thông tin và phân tích dữ diệu, tác giả đã xây dựng danh mục thông tin tự nguyện, cách thức đo lường chỉ số mức độ công bố thông tin tự nguyện, cách thức đo lường các nhân tố độc lập. Từ đó, xây dựng mô hình nghiên cứu hoàn chỉnh và tiến hành thu thập dữ liệu.
CHƯƠNG 3
PHÂN TÍCH KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.1. THỰC TRẠNG CÔNG BỐ THÔNG TIN TỰ NGUYỆN CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
Để tìm hiểu thực trạng công bố thông tin tự nguyện của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, tác giả tiến hành phân tích từng nhóm thông tin tự nguyện được công bố trong báo cáo thường niên theo bảng 3.1
Bảng 3.1 Bảng thống kê mô tả chỉ số mức độ công bố thông tin tự nguyện
N Minimum Maximum Mean Std. Deviation
VnDI 100 0,02 0,86 0,3793 0,19678
Thông tin chung về doanh
nghiệp và chiến lược 100 0,00 1,00 0,4224 0,21137 Thông tin tài chính 100 0,00 0,80 0,3609 0,20231 Thông tin dự báo tương lai 100 0,00 0,78 0,2655 0,18181 Thông tin trách nhiệm xã hội 100 0,00 0,95 0,4102 0,26188 Thông tin quản lý cấp cao 100 0,00 1,00 0,3250 0,37856 VnDI: Chỉ số mức độ công bố thông tin tự nguyện
Nguồn: tác giả tính toán
Qua bảng 3.1 ta thấy, mức độ công bố thông tin tự nguyện của doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam cao nhất là 86% và thấp nhất là 2%, điều này chứng tỏ rằng giữa các công ty có sự khác biệt đáng kể về mức độ công bố thông tin tự nguyện (độ lệch chuẩn 19,68%). Mức độ công bố thông tin tự nguyện đạt mức trung bình là 37,93% còn khá thấp, điều
này đồng nghĩa rằng các thông tin mà công ty chưa tự nguyện công bố ra ngoài là 62,07% , đây là một con số tương đối lớn. Tuy nhiên, so với nghiên cứu trước đây của Vu (2012) thì mức trung bình này chỉ đạt 20.31% vào năm 2009, hay nghiên cứu của Hiếu và Lan (2015) mức trung bình là 32.16% vào