Mơ hình hồi quy sau được sử dụng để đo lường tác động của từng biến đến mức độ công bố thông tin tự nguyện trên báo cáo thường niên của các NHTM tại Việt Nam:
CBTT = β0 + β1BoardSize + β2BoarsCom + β3Audit + β4St_Own + β5Fr_Own
+ β6ROA + β7Size + β8Year +
β9List + Ɛ Trong đó:
CBTT: Chỉ số công bố thông tin tự nguyện trên báo cáo thường niên của NHTM BoardSize: Kích thước HĐQT
BoarsCom: Thành phần HĐQT Audit: Cơng ty kiểm tốn St_Own: Sở hữu nhà nước Fr_Own: Sở hữu nước ngoài ROA: Lợi nhuận
Size: Quy mơ
Year: Số năm hoạt động List: Tình trạng niêm yết β0: Tham số chặn Ɛ: Sai số ngẫu nhiên
Kết luận chương 3:
Các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin tự nguyệntrên báo cáo thường niên đã được nhận diện trong Chương 3. Người nghiên cứu cũng đưa ra cách thức đo lường các biến này và phương pháp thu thập thông tin để xác định điểm của biến phụ thuộc “Chỉ số công bố thông tin tự nguyện”. Đồng thời, các giả thuyết nghiên cứu được thiết lập. Bên cạnh đó, mơ hình nghiên cứu đã được xây dựng giúp người đọc có cái nhìn tổng quát về kết quả nghiên cứu sẽ được trình bảy ở chương tiếp theo.
CHƯƠNG 4
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Thực trạng công bố thông tin tự nguyện trên báo cáo thường niên của các NHTM (Câu hỏi nghiên cứu số 1)
Để đo lường mức độ công bố thông tin tự nguyện trên báo cáo thường niên của các NHTM, một danh sách gồm 57 mục điểm đã được thiết lập. Mỗi một mục thơng tin có cơng bố trong báo cáo thường niên sẽ được cho 1 điểm, từ đó tính tốn được điểm cơng bố thơng tin và tỷ lệ giữa công bố thực tế của mỗi NHTM so với điểm tối đa (57 điểm). Mức độ công bố thông tin tự nguyện trên báo cáo thường niên của mỗi NHTM cho từng năm sẽ được trình bày trong bảng 4.1.
Về tổng quan, công bố thông tin tự nguyện trên báo cáo thường niên của các NHTM trong hệ thống ngân hàng Việt Nam trong hai năm 2012-2013 ở mức tương đối thấp, 45.3% và 45.8%.
Bảng 4.1 cho thấy mức độ công bố thông tin tự nguyện cao nhất trong giai đoạn 2012-2013 là 65.8% của ngân hàng Vietcombank, tiếp theo là 63.2% của Eximbank và Sacombank ở vị trí thứ 3 ở mức 62.3%. Cả ba ngân hàng dẫn đầu danh sách công bố thông tin tự nguyện đều là các ngân hàng đã niêm yết. Vietcombank là NHTM có trên 50% sở hữu nhà nước trong khi hai NHTM còn lại là các ngân hàng thuộc khối tư nhân.
Kết quả cũng chỉ ra rằng Saigonbank là ngân hàng có mức độ cơng bố thơng tin tự nguyện thấp nhất (22.8%), theo sau đó là VIB (28.1%). LienvietPostbank và Seabank cùng xếp ở vị trí thứ 3 với cơng bố tự nguyện ở mức 30.7%. Các ngân hàng ở vị trí cuối bảng là các NHTM chưa niêm yết và khơng có vốn sở hữu của nhà nước.
Bảng 4.1. Tổng hợp mức độ công bố thông tin tự nguyện của các NHTM giai đoạn 2012-2013 STT Tên NH Điểm CBTT Mức độ Điểm Mức độ tự nguyện CBTT (%) CBTT CBTT 2012 2013 2012 2013 trung trung bình bình (%) 01 ACB* 35 33 61.4 57.9 34 59.6 02 ABBank 26 26 45.6 45.6 26 45.6 03 VietCapital Bank 25 19 43.9 33.3 22 38.6 04 BacABank 19 23 33.3 40.4 21 36.8 05 LienVietPost Bank 26 9 45.6 15.8 17.5 30.7 06 VietinBank* 28 34 49.1 59.7 31 54.4 07 OceanBank 21 20 36.9 35.1 20.5 36 08 BIDV 27 30 47.4 52.6 28.5 50 09 DongABank 32 28 56.1 49.1 30 52.6 10 SeaBank 17 18 29.8 31.6 17.5 30.7 11 MaritimeBank 30 27 52.6 47.4 28.5 50 12 KienLongBank 19 22 33.3 38.6 20.5 36 13 TechcomBank 22 27 38.6 47.4 24.5 43 14 VietcomBank* 38 37 66.7 64.9 37.5 65.8 15 MDB 22 33 38.6 57.9 27.5 48.3 16 OCB 18 19 31.6 33.3 18.5 32.5 17 MB* 31 31 54.4 54.4 31 54.4 18 VIB 19 13 33.3 22.8 16 28.1 19 NCB 22 23 38.6 40.4 22.5 39.5 20 SaigonBank 10 16 17.5 28.1 13 22.8 21 SHB* 32 33 56.1 57.9 32.5 57 22 SacomBank* 33 38 57.9 66.7 35.5 62.3 23 VPBank 31 30 54.4 52.6 30.5 53.5 24 PGBank 27 27 47.4 47.4 27 47.4 25 EximBank* 35 37 61.4 64.9 36 63.2 Tổng cộng 25.8 26.1 45.3 45.8 26 45.5
Ghi chú: * là các NHTM đã niêm yết.
Kết quả về mức độ thấp của công bố thông tin tự nguyện trong báo cáo thường niên của các NHTM tại Việt Nam (trung bình hai năm 2012-2013 là 45.5%) có thể được giải thích thơng qua một số ngun nhân sau đây:
- Thứ nhất, các NHTM Việt Nam thuộc khối quốc doanh là các ngân hàng lớn có bề dày lịch sử hoạt động và chiếm ưu thế về thị phần khách hàng cũng như chi phối thị trường tài chính tiền tệ suốt một thời gian dài. Dưới ảnh hưởng của cơ chế kinh tế tập trung có sự quản lý của nhà nước, việc công bố các thông tin rộng rãi ra công chúng là không cần thiết. Các NHTM tư nhân thành lập sau cũng chịu sự ảnh hưởng này. Hầu hết các doanh nghiệp Việt Nam, trong đó có các NHTM vẫn cịn tương đối lạ lẫm với quá trình chuẩn bị báo cào thường niên để cung cấp cho một phạm vi rộng các đối tượng sử dụng. Do đó, các ngân hàng có xu hướng tập trung vào các báo cáo bắt buộc hơn là tự nguyện tiết lộ thêm thông tin trong báo cáo thường niên của mình.
- Thứ hai, việc thiếu các quy định hiệu quả và cơ chế thực thi pháp luật của các cơ quan quản lý có thể đóng góp vào sự thiêu minh bạch thơng tin, đặc biệt là công bố tự nguyện. Theo quy định của Bộ Tài chính, khi các doanh nghiệp khơng cung cấp hoặc chậm trễ trong việc nộp báo cáo thường niên Ủy ban Chứng khoán Nhà nước Việt Nam chỉ đơn giản là gửi ra công văn nhắc nhở các công ty niêm yết để cung cấp đầy đủ hơn thông tin cho nhà đầu tư. Hơn nữa, hình phạt cho việc vi phạm quy định công bố thông tin là tương đối thấp. Hiện nay tiền phạt đối với đơn vị cung cấp thơng tin khơng đầy đủ hoặc sai sót chỉ dao động từ năm đến mười triệu đồng (tương đương $250 đến $500 USD). Những khoản tiền phạt này chỉ ở mức tối thiểu và do đó, rất khó có thể là một động lực thực thi pháp đủ mạnh để cải thiện mức độ của một cơng ty cơng bố thơng tin. Do đó, nhiều doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam vẫn dường như không quan tâm để cải thiện công bố thơng tin của mình.
Để thu thập thêm hiểu biết về mức độ công bố tự nguyện của hệ thống các NHTM tại Việt Nam, bảng 4.2 trình bày sự phân bố về mức độ cơng bố thông tin tự nguyện.
Bảng 4.2: Sự phân bố mức độ công bố thông tin tự nguyện của các NHTM trong năm 2012-2013 Mức độ CBTT tự nguyện (%) Số lượng các NHTM 2012 2013 > 50% 9 10 41% - 50% 6 7 31% - 40% 8 5 21% - 30% 1 3 11% - 20% 0 0 < 10% 0 0 Tổng cộng 25 25
Nguồn: Tác giả thiết lập trên dữ liệu thu thập từ báo cáo thường niên các NHTM
Có thể nhận thấy từ bảng 4.2 rằng sự phân bố mức độ công bố thông tin tự nguyện của các NHTM trong hai năm khảo sát là khá tương đồng. Các ngân hàng công bố trên mức trung bình chiếm tỷ lệ tương khơng cao, 9 ngân hàng trong năm 2012 (chiếm 36%) và 10 ngân hàng trong năm 2013 (chiếm 40%). Bên cạnh đó, khơng có ngân hàng nào cơng bố dưới 20%. Chỉ có một số rất ít ngân hàng cơng bố thơng tin tự nguyện ở mức thấp (21% - 30%). Các ngân hàng công bố ở mức 41% - 50% dao động khoảng 30%. Cịn lại là các ngân hàng có mức cơng bố thấp (31% - 40%).
4.2. Phân tích mơ hình hồi quy 4.2.1. Thống kê mô tả dữ liệu
Bảng 4.3 thống kê mô tả dữ liệu nhằm xem xét đặc tính của các biến, tìm mốiquan hệ giữa các biến thơng qua suy diễn thống kê. Có thể nhận thấy mức độ cơng quan hệ giữa các biến thơng qua suy diễn thống kê. Có thể nhận thấy mức độ cơng bố thơng tin tự nguyện của các NHTM dao động từ khoảng 16% đến khoảng 67%, với mức trung bình là 45.5%. Tỷ lệ giám đốc khơng điều hành trong hội đồng quản trị trong mẫu nghiên cứu tương đối cao, trung bình hơn 86%. Trong khi đó, biến sở hữu nhà nước và sở hữu nước ngồi là khá tương đương về giá trị trung bình trong hệ thống các NHTN được khảo sát. Bên cạnh đó, số năm hoạt động trung bình của các ngân hàng là 21.54, với giá trị thấp nhất là 4 và cao nhất là 56. Hai biến ROA và quy mô ngân hàng (đo bằng Logarit của tổng tài sản) có mức chênh lệch giữa giá trị min-max tương đối lớn.
Bảng 4.3: Thống kê mơ tả dữ liệu
Biến Số quan sát Trung Bình Độ lệchchuẩn Min Max
CBTT 50 0.455432 0.1271023 0.1579 0.6667 BoardSize 50 7.28 1.807468 5 11 BoardCom 50 0.863608 0.1270019 0.5556 1 Audit 50 0.84 0.370328 0 1 St_Own 50 0.098102 0.2711451 0 0.9576 Fr_Own 50 0.097868 0.1068273 0 0.2996 ROA 50 0.00753 0.0049224 0.0001 0.02 Size 50 13.516 1.319267 7.82 14.76 Year 50 21.54 9.87516 4 56 List 50 0.28 0.4535574 0 1
69
Bảng 4.4: Ma trận hệ số tươngquan quan
CBTT BoardSize BoardCom Audit St_Own Fr_Own ROA Size Year List
CBTT 1.0000 BoardSize 0.2721 1.0000 BoardCom -0.2036 - 0.2092 1.0000 Audit 0.4083 0.4037 0.0225 1.0000 St_Own 0.3063 0.3924 - 0.2656 0.1595 1.0000 Fr_Own 0.2785 0.3711 0.0402 0.4038 0.0725 1.0000 ROA 0.1057 - 0.0333 0.0990 - 0.1205 0.1076 - 0.0766 1.0000 Size 0.3863 0.0011 - 0.2878 0.0488 0.0025 0.3583 - 0.1111 1.0000 Year 0.4028 0.3046 - 0.3368 0.1469 0.8564 0.0388 0.0041 0.1927 1.0000 List 0.6929 0.4252 - 0.2462 0.2722 0.2682 0.4140 0.2704 0.3952 0.2070 1.0000
Bảng 4.4 cho biết các tương quan có ý nghĩa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Phân tích chỉ ra rằng mức độ cơng bố thơng tin tự nguyện có mối quan hệ tích cực với các biến công ty kiểm tốn (Audit, r = 0.4083), quy mơ ngân hàng (Size, r = 0.3963), số năm hoạt động (Year, r = 0.4028) và tình trạng niêm yết (List, r = 0.6929). Các tương quan này rất có ý nghĩa thống kê (p < 0.01).
Các biến cịn lại có tương quan với mức độ cơng bố thông tin tương đối thấp, giá trị r giao động từ 0.1 đến gần 0.3. Trong đó biến ROA ít có mối liên hệ với biến phụ thuộc nhất (r = 0.1057).
4.2.2. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Vấn đề đa cộng tuyến xuất hiện khi các biến giải thích có quan hệ gần như tuyến tính. Nếu có đa cộng tuyến cao hoặc đa cộng tuyến hồn hảo thì ước lượng hệ số hồi quy trong mơ hình sẽ khơng ổn định và sai số chuẩn của hệ số bị khuếch đại dẫn đến khả năng kết luận sai và khó phát hiện các tác động thực sự.
Thông thường, khi thực hiện kiểm định đa cộng tuyến, biến giải thích có hệ số phóng đại phương sai VIF ≥ 5 được xem là có thể gây ảnh hưởng đến kết quả ước lượng. Sử dụng công cụ thống kê ma trận hệ số tương quan tại bảng 4.4 cho thấy hai biến sở hữu nhà nước (St_Own) và số năm hoạt động (Year) có tương quan cao 0.856, đồng thời kết quả kiểm tra đa cộng tuyến chỉ ra hai biến có hệ số VIF cao nhất mơ hình, lần lượt là 4.92 và 4.85, chứng tỏ có hiện tượng đa cộng tuyến giữa hai biến này.
Do đó, để khắc phục hiện tượng đa cộng tuyến, tác giả đề xuất tách riêng hai biến này trong mơ hình hồi quy. Bằng cách này, tác giả đã giảm thiểu khả năng kết quả bị lệch so với thực tế để thực hiện hồi quy ở các bước tiếp theo do hệ số VIF của các biến trong mơ hình đều thấp. (Xem bảng 4.5)
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyếnMơ hình đầy đủ biến Mơ hình bỏ biến Mơ hình đầy đủ biến Mơ hình bỏ biến
Year Mơ hình bỏ biến St_Own BoardSize 1.74 0.5732 1.74 0.5733 1.72 0.5823 BoardCom 1.36 0.7378 1.34 0.7462 1.36 0.7378 Audit 1.39 0.7215 1.37 0.7303 1.38 0.7249 St_Own 4.92 0.2031 1.28 0.7817 Fr_Own 1.7 0.5872 1.66 0.6021 1.68 0.5938 ROA 1.3 0.7686 1.30 0.7706 1.29 0.7762 Size 1.88 0.5308 1.59 0.6285 1.64 0.6116 Year 4.85 0.2063 1.26 0.7940 List 2.02 0.4939 1.97 0.5088 1.96 0.5111 Mean VIF 2.35 1.53 1.53
Nguồn: Tác giả tổng hợp trên dữ liệu xử lý thông qua phần mềm Stata
4.2.3. Kiểm định phương sai của sai số thay đổi
Trong việc tính tốn các giá trị ước lượng bình phương tối thiểu thơng thường (OLS), giả thuyết cho rằng các số hạng sai số có phân phối giống nhau với giá trị trung bình bằng 0 và phương sai như nhau, hay phương sai của sai số không đổi. Nếu phương sai của sai số thay đổi sẽ làm mất hiệu lực của các kết quả kiểm định, do đó tác giả sẽ kiểm tra xem việc phương sai của sai số thay đổi có hiện hữu hay khơng thơng qua kiểm định Breusch – Pagan và White.
Như đã trình bày ở phần trên, tác giả giới thiệu hai mơ hình hồi quy với hai biến số năm hoạt động (Year) và sở hữu nhà nước (St_Own) riêng biệt. Kết quả chạy kiểm định phương sai của sai số thay đổi của hai mơ hình được trình bày trong bảng 4.6.
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định phương sai của sai số thay đổi
Kiểm định Giá trị P
Mơ hình bỏ biến Year Mơ hình bỏ biến St_Own
Breusch – Pagan 0.2479 0.0408
White 0.3334 0.4837
Nguồn: Tác giả tổng hợp trên dữ liệu xử lý thông qua phần mềm Stata
Kết quả từ chương trình Stata cho thấy mơ hình bỏ biến số năm hoạt động (Year) khơng có hiện tượng phương sai sai số thay đổi, do đó giả thuyết mơ hình hồi quy khơng bị vi phạm và ước lượng OLS có thể được sử dụng.
Mơ hình cịn lại mặc dù kiểm định White cho ra giá trị p lớn nhưng kiểm định Breusch – Pagan đã bác bỏ giả thuyết phương sai của sai số không thay đổi. Để khắc phục hiện tượng này, người nghiên cứu đề xuất sử dụng bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS), hay cịn gọi là bình phương tối thiểu có trọng số (WLS) để có được các ước lượng nhất quán và hiệu quả hơn.
Sử dụng ứng dụng thống kê stata, tác giả tiến hành chạy hồi quy theo trọng số là biến ROA, loại e2. Mơ hình mới sau đó đã khơng cịn hiện tượng phương sai sai số thay đổi, tức là giá trị p của kiểm định Breusch – Pagan đã lớn hơn 0.05. (Xem bảng 4.7)
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Breusch – Pagan
Kiểm định Giá trị P
Mơ hình bỏ biến St_Own trước điều chỉnh
Mơ hình bỏ biến St_Own sau điều chỉnh
Breusch – Pagan 0.0362 0.0854
4.2.4. Kết quả phân tích hồi quy OLS các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin tự nguyện trong báo cáo thường niên các NHTM tại Việt Nam (Câu hỏi nghiên cứu 2)
Sau khi các giả thuyết cơ bản của mơ hình hồi quy OLS được kiểm tra và phân tích được xác nhận bởi phần mềm thống kê Stata, kết quả hồi quy OLS được trình bày trong bảng 4.8.
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy mơ hình OLS
Biến độc lập Mơ hình 1 Mơ hình 2
BoardSize -0.00889 -0.01175 BoardCom 0.01779 0.10335 Audit 0.10451** 0.07562** St_Own 0.07427 Fr_Own -0.15803 -0.15556 ROA -1.03123 -0.39050 Size 0.01670 0.01550 Year 0.00391*** List 0.17455**** 0.19336**** _cons 0.15830 0.05892 Number of obs 50 50 R-squared 0.5922 0.6338 Adj R-squared 0.5126 0.5623
Ghi chú: **, ***,**** biểu thị mức ý nghĩa tương ứng ở mức 5%, 1%,0.1% .
Nguồn: Tác giả tổng hợp trên dữ liệu xử lý thông qua phần mềm Stata
Kết quả chỉ ra rằng hệ số R2 điều chỉnh của hai mơ hình lần lượt là 0.5126 và 0.5623, nghĩa là mơ hình hồi quy OLS có khả năng giải thích 51.26% và 56.23% sự khác biệt trong mức độ công bố thông tin của các NHTM được điều tra trong khoảng thời gian nghiên cứu.
Hệ số này cao hơn so với một số nghiên cứu trước như Hossain and Taylor (2007) là 24%, Hossain and Reaz (2007) là 25%, Agyei-Mensah (2012) là 8%, nhưng thấp hơn so với nghiên cứu Hassan et al. (2009) nghiên cứu ở khía cạnh các