intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Ảnh hưởng của hội đồng quản trị đến mức độ công bố thông tin phát triển bền vững của doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:13

Thêm vào BST
Báo xấu
45
lượt xem 6
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Nghiên cứu "Ảnh hưởng của hội đồng quản trị đến mức độ công bố thông tin phát triển bền vững của doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam" được thực hiện nhằm phân tích, đánh giá mức độ công bố thông tin phát triển bền vững của doanh nghiệp sản xuất và xác định ảnh hưởng của QTCT đến mức độ CBTT PTBV của doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Ảnh hưởng của hội đồng quản trị đến mức độ công bố thông tin phát triển bền vững của doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam

  1. 656 ẢNH HƯỞNG CỦA HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ ĐẾN MỨC ĐỘ CÔNG BỐ THÔNG TIN PHÁT TRIỂN BỀN VỮNG CỦA DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT NIÊM YẾT Ở VIỆT NAM The impact of the board of directors on the sustainable development information disclosure of VietNam's listed manufacturing enterprises TS. Võ Văn Cương Kiểm toán nhà nước khu vực VIII email: vovancuong98@gmail.com Điện thoại: 0913 465 777 Tóm tắt Nghiên cứu này được thực hiện nhằm phân tích, đánh giá mức độ công bố thông tin (CBTT) phát triển bền vững (PTBV) của doanh nghiệp sản xuất và xác định ảnh hưởng của QTCT đến mức độ CBTT PTBV của doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam. Dữ liệu được thu thập trên báo cáo thường niên hoặc báo cáo phát triển bền vững doanh nghiệp, báo cáo quản trị, báo cáo tài chính của 346 doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu cho thấy mức độ CBTT PTBV của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam là thấp, không có bắt kỳ doanh nghiệp nào công bố đầy đủ 100% và có doanh nghiệp không công bố thông tin PTBV. Doanh nghiệp sản xuất có mức độ CBTT PTBV bắt buộc cao hơn mức độ CBTT PTBV tự nguyện. Không có nhân tố nào của HĐQT có tác động mức độ CBTT PTBV bắt buộc, và có 04 nhân tố HĐQT có tác động mức độ CBTT PTBV tự nguyện gồm quy mô HĐQT, mức độ độc lập của HĐQT; tỷ lệ thành viên HĐQT nước ngoài và chủ tịch kiêm giám đốc điều hành có tác động tích cực (cùng chiều) với mức độ CBTT PTBV. Trên cơ sở đó, tác giả đề xuất các kiến nghị để thúc đẩy công bố thông tin PTBV. Từ khóa: Quản trị công ty; công bố thông tin; phát triển bền vững; doanh nghiệp niêm yết ở Việt Nam. Abstract The purpose of this research is to analyze and evaluate the level of disclosure of sustainable development information of manufacturing enterprises, as well as to determine the impact of corporate governance on the level of disclosure of sustainable development information of listed manufacturing enterprises in Vietnam. Data is collected on annual reports or corporate sustainability reports, management reports, and financial statements of 346 enterprises. Research results show that the level of information disclosure for sustainable development of manufacturing companies listed on Vietnam's stock market is low. There are no enterprises that fully disclose 100%, and there are businesses that do not share information about sustainable development. Manufacturing companies have a greater level of mandatory sustainable development disclosure than voluntary sustainable development disclosure. There are no Board of Directors (BOD) factors that influence the level of mandatory sustainable development disclosure. The size of the Board of Directors, the degree of independence of the Board of Directors, the proportion of foreign BOD members, and the chairman-cum-CEO are four BOD factors that have a positive impact on the level of voluntary Sustainable Development Disclosure. Based on research findings, the author proposes recommendations to promote sustainable development information disclosure. Keywords: Corporate governance; information disclosure; Sustainable Development; listed companies in Vietnam. @ Trường Đại học Đà Lạt
  2. 657 1. Giới thiệu Nghiên cứu ảnh hưởng của hội đồng quản trị (HĐQT) và mức độ công bố thông tin nói chung, cũng như mức độ công bố thông tin PTBV nói riêng đã được bàn luận trong một số nghiên cứu trước đây như nghiên cứu của Cheng & Courtenay (2006); Prado-Lorenzo & Garcia-Sanchez (2010); Sánchez & cộng sự (2011); Khan & cộng sự (2012), Ali & Atan (2013), Rahman & Ismail (2016); Đoàn Ngọc Phi Anh & Nguyễn Thị Tuyết Nga (2018); Đặng Ngọc Hùng & cộng sự (2018); Trịnh Hữu Lực & Tăng Thành Phước (2019). Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu không giống nhau và nghiên cứu trên nhiều khía cạnh khác nhau. Các nghiên cứu này tập trung xem xét ảnh hưởng của HĐQT dưới các khía cạnh quy mô, tính độc lập, tính quốc tế hóa, tính kiêm nhiệm, số cuộc họp của HĐQT, yếu tố nữ, tuổi bình quân của các thành viên HĐQT đến việc công bố thông tin PTBV. Ở Việt Nam, Thông tư số 155/2015/TT-BTC ngày 06/10/2015 của Bộ Tài chính yêu cầu công bố thông tin về phát triển bền vững, tuy nhiên các chỉ tiêu liên quan đến môi trường và xã hội trong thông tư này chưa làm rõ nội dung và cách tính toán cụ thể. Bài viết này nhằm trả lời câu hỏi mức độ CBTT PTBV của doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam như thế nào? đặc điểm HĐQT nào có ảnh hưởng đến mức độ CBTT PTBV của doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam trên khía cạnh thông tin PTBV bắt buộc và thông tin PTBV tự nguyện? 2. Cơ sở lý thuyết và giả thuyết nghiên cứu Theo luật doanh nghiệp năm 2014, HĐQT là cơ quan quản lý công ty, có toàn quyền nhân danh công ty để quyết định, thực hiện các quyền và nghĩa vụ của công ty không thuộc thẩm quyền của Đại hội đồng cổ đông. Chỉ trong cơ cấu tổ chức của công ty cổ phần mới có Hội đồng quản trị. Trong công ty cổ phần thì Đại hội cổ đông là cơ quan quyết định cao nhất của công ty, tiếp đến mới là Hội đồng quản trị. Hội đồng quản trị có quyền quyết định chiến lược, kế hoạch phát triển trung hạn và kế hoạch kinh doanh hằng năm của công ty; Bầu, miễn nhiệm, bãi nhiệm Chủ tịch Hội đồng quản trị; bổ nhiệm, miễn nhiệm, ký hợp đồng, chấm dứt hợp đồng đối với Giám đốc hoặc Tổng giám đốc và người quản lý quan trọng khác do Điều lệ công ty quy định... Phát triển bền vững là phát triển đáp ứng được nhu cầu của thế hệ hiện tại mà không làm tổn hại đến khả năng đáp ứng các nhu cầu đó của các thế hệ tương lai trên cơ sở kết hợp chặt chẽ, hài hoà giữa tăng trưởng kinh tế, giải quyết các vấn đề xã hội và bảo vệ môi trường (“Báo cáo Brundtland' của Uỷ ban Môi trường và Phát triển Thế giới (WCED) của Liên hợp quốc năm 1987). Theo báo cáo sáng kiến toàn cầu của Liên hợp quốc (GRI) thì báo cáo phát triển bền vững là việc một tổ chức lập báo cáo công bố công khai các tác động kinh tế, môi trường và/hoặc xã hội - đóng góp tích cực và tiêu cực cho mục tiêu phát triển bền vững. Thông qua quá trình này, tổ chức nhận diện những tác động đáng kể đối với nền kinh tế, môi trường và/hoặc xã hội và công bố những tác động theo tiêu chuẩn được chấp nhận toàn cầu. Tiêu chuẩn GRI được cấu trúc dưới dạng một bộ các tiêu chuẩn theo từng mô-đun có liên quan với nhau. Trong đó tiêu chuẩn cụ thể như sau: + Kinh tế: Sản xuất bền vững; tiêu dùng bền vững; sự hài lòng của khách hàng và người tiêu dùng. + Môi trường: Tuân thủ pháp luật về bảo vệ môi trường; Phòng ngừa ô nhiễm, khắc phục sự cố, cải thiện môi trường; Tiết kiệm tài nguyên, ứng phó với biến đổi khí hậu; Bảo vệ tài nguyên rừng, bảo vệ đa dạng sinh học; Bảo vệ tài nguyên đất; Bảo vệ tài nguyên nước; Bảo vệ môi trường không khí, bụi, tiếng ồn, độ rung; Bảo vệ tài nguyên khoáng sản; Bảo vệ tài nguyên môi trường biển. + Xã hội: Quan hệ xã hội; Phòng chống tham nhũng và độc quyền kinh doanh; Sử dụng lao động; Đào tạo người lao động; Nội quy lao động; Thời giờ làm việc và nghỉ ngơi; Chế độ lương, @ Trường Đại học Đà Lạt
  3. 658 thưởng và trợ cấp; Các chế đội bảo hiểm; An toàn vệ sinh lao động; Chăm sóc sức khỏe và phúc lợi cho người lao động; Dân chủ tại nơi làm việc và thoải ước lao động tập thể Các lý thuyết đề cập đến công bố thông tin như lý thuyết các bên liên quan (Stakeholder Theory); lý thuyết đại diện (Agency Theory); lý thuyết chi phí chính trị (Political Economy Theory)… Dựa trên các lý thuyết cùng các nghiên cứu thực nghiệm của Haniffa & Cooke (2005), Said & cộng sự (2009), Nazli & Ghazali (2007), Đoàn Ngọc Phi Anh & Nguyễn Thị Tuyết Nga (2018); Đặng Ngọc Hùng & cộng sự (2018); Trịnh Hữu Lực & Tăng Thành Phước (2019)… Nghiên cứu này xem xét sự ảnh hưởng của 04 nhân tố thuộc HĐQT công ty đến mức độ CBTT PTBV. Cụ thể như sau: - Quy mô HĐQT với mức độ CBTT PTBV Khi quy mô HĐQT lớn thì mỗi người trong HĐQT đều nỗ lực làm việc để cổ đông thấy tầm quan trọng của họ và cũng chính họ muốn cổ đông thấy sự nỗ lực của họ nên họ sẽ thúc đẩy Ban giám đốc CBTT nhiều hơn. Một số nghiên cứu cho thấy quy mô HĐQT có tác động tích cực đến việc CBTT PTBV. Như vậy, có thể hiểu số lượng thành viên HĐQT càng nhiều sẽ mức độ CBTT PTBV cao, đồng thời chất lượng thông tin công bố được nâng cao (xem Cheng & Courtenay, 2006; Prado-Lorenzo & Garcia-Sanchez, 2010; Sánchez & cộng sự, 2011; Frias-Aceituno & cộng sự, 2013; Ali & Atan, 2013; Majeed & cộng sự, 2015; Rahman & Ismail, 2016). Điều này phù hợp với Lý thuyết các bên có liên quan, quy mô HĐQT tăng cao thì thúc đẩy từng thành viên HĐQT nhằm đáp ứng sự mong đợi của các bên liên quan. Vì thế giả thuyết H2 được đề xuất: H1: Quy mô HĐQT có tác động tích cực (cùng chiều) với mức độ CBTT PTBV. - Mức độ độc lập của HĐQT với mức độ CBTT PTBV Theo lý thuyết đại diện, HĐQT có tính độc lập cao sẽ có hiệu quả hơn trong việc theo dõi và kiểm soát hoạt động của công ty. Do đó, được kỳ vọng sẽ thành công hơn trong việc nâng cao giá trị các hoạt động của công ty một cách bền vững và tạo ra tính minh bạch cao. Khi các thành viên HĐQT độc lập được tham gia ít hơn trong việc phát triển các chiến lược và chính sách kinh doanh của công ty, họ được tin rằng sẽ có thể đánh giá hiệu quả quản lý một cách khách quan hơn các thành viên HĐQT còn lại. Theo Ibrahim và cộng sự (2003) thì thành viên HĐQT độc lập ít phụ thuộc vào ý chí của Chủ tịch HĐQT hơn so với các thành viên còn lại do Chủ tịch HĐQT không thể tác động lên thành viên HĐQT độc lập. Do đó, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập của công ty cao được kỳ vọng sẽ thực hiện việc giám sát và kiểm soát hoạt động quản lý tốt hơn. Kết quả các nghiên cứu cho thấy rằng các thành viên HĐQT độc lập có nhiều hỗ trợ trong việc đầu tư cho các hoạt động PTBV của công ty và chú ý hơn đến nhận thức về sự tác động xã hội của công ty so với các thành viên HĐQT còn lại (Khan & cộng sự, 2012; Ali & Atan, 2013; Hong & cộng sự, 2016). Hơn nữa, các nghiên cứu trước đây cho thấy HĐQT có tỷ lệ thành viên độc lập cao có xu hướng tạo điều kiện cho sự minh bạch và hoạt động CBTT PTBV (Frias - Aceituno & cộng sự, 2013; Jizi & cộng sự, 2014; Đoàn Ngọc Phi Anh & Nguyễn Thị Tuyết Nga, 2018). Điều này cho thấy rằng các thành viên HĐQT độc lập có khả năng hỗ trợ việc CBTT PTBV để giảm sự bất cân xứng thông tin giữa người bên trong và bên ngoài công ty. Từ đó, giả thuyết được đặt ra là: H2: Mức độ độc lập HĐQT có tác động tích cực (cùng chiều) với mức độ CBTT PTBV. - HĐQT nước ngoài với mức độ CBTT PTBV Khi nhà đầu tư nước ngoài mua cổ phẩn lớn hoặc là cổ đông chiến lược thì cử cá nhân tham gia HĐQT của công ty nhằm kiểm tra, kiểm soát hoạt động của công ty nhưng cũng có một số @ Trường Đại học Đà Lạt
  4. 659 công ty đề cử người nước ngoài vào HĐQT nhằm tận dụng sự hiểu biết của họ và đặc biệt là phong cách, văn hóa quản trị công ty của người nước ngoài, tùy thuộc vào đặc điểm văn hóa của đất nước từng thành viên của Hội đồng. Một số nghiên cứu thực nghiệm cho thấy mối quan hệ tích cực giữa tỷ lệ thành viên HĐQT nước ngoài với việc CBTT PTBV (xem Khan, 2010; Frias - Aceituno & cộng sự, 2013). Như vậy, có thể hiểu tỷ lệ thành viên HĐQT nước ngoài càng cao sẽ tăng cường việc CBTT PTBV của doanh nghiệp. Với nền kinh tế chuyển đổi từ tập trung bao cấp sang cơ chế thị trường như ở Việt Nam, việc mở cửa nền kinh tế, đẩy mạnh thu hút đầu tư nước ngoài góp phần vào tăng trưởng kinh tế cũng cơ hội để học tập kinh nghiệm, phong cách quản lý của các nước tiên tiến, nơi mà mức độ CBTT PTBV được thực hiện tốt hơn ở Việt Nam. Do vậy, giả thuyết tiếp theo được đặt ra là: H3: Các doanh nghiệp có tỉ lệ thành viên HĐQT là người nước ngoài càng cao thì mức độ CBTT PTBV càng cao. - HĐQT nữ với mức độ CBTT PTBV Trong việc quản trị công ty thì sự hiện diện của phụ nữ ở cấp quản lý cao cấp đôi lúc cũng rất tốt vì phụ nữ thường được cho là cẩn thận và khéo léo. Phụ nữ thường suy nghĩ các vấn đề được, không được khi thông tin được công bố và khi CBTT ra, họ cũng thường xử lý một các khéo léo trước sự tác động của thông tin đã công bố. Khi họ kết hợp đặc tính cần thận và khéo léo thì việc quản trị công ty sẽ có tác động tích cực. Đặc điểm HĐQT nữ có tác động tới tích cực tới việc CBTT PTBV (xem Khan, 2010; Frias - Aceituno & cộng sự, 2013). Tại Việt Nam đã có khá nhiều quy định về bình đẳng giới như Nghị quyết số 11-NQ/TW của Bộ Chính trị, ngày 27-4-2007 về công tác phụ nữ thời kỳ đẩy mạnh công nghiệp hóa, hiện đại hóa đất nước. Năm 2006, Quốc hội Việt Nam thông qua Luật số 73/2006/QH11: Luật Bình đẳng giới, nhằm xoá bỏ phân biệt đối xử về giới, tạo cơ hội như nhau cho nam và nữ trong phát triển kinh tế - xã hội và phát triển nguồn nhân lực, tiến tới bình đẳng giới thực chất giữa nam, nữ và thiết lập, củng cố quan hệ hợp tác, hỗ trợ giữa nam, nữ trong mọi lĩnh vực của đời sống xã hội và gia đình. Giả thuyết tiếp theo được đưa ra là: H4: Các doanh nghiệp có thành viên HĐQT là nữ thì mức độ CBTT PTBV cao hơn so với doanh nghiệp không có thành viên HĐQT nữ. - Tuổi bình quân của thành viên HĐQT với mức độ CBTT PTBV Có quan điểm cho rằng con người trải qua nhiều đơn vị, nhiều sự thăng trầm, nhiều trải nghiệm thì việc quản trị công ty sẽ tốt hơn nhưng việc này thì cần mất thời gian, do đó, việc quản trị công ty cần có người có tuổi đời khá. Chính tuổi tác lớn nên họ đủ chín chắn, để phán đoán đưa ra quyết định, kể cả quyết định CBTT. Tuy nhiên, cũng có quan điểm cho rằng thế hệ trẻ được đào tạo bài bản hơn, họ có sự nhiệt huyết của tuổi trẻ, họ hiểu biết về quản trị hiện đại thì sẵn sàng đưa ra những định hướng mới về các hoạt động kinh doanh sáng tạo, như cũng như thông tin về PTBV của doanh nghiệp so với các nhà quản lý cao tuổi hơn. Ở Việt Nam, việc CBTT PTBV chỉ mới được chú trọng trong thời gian gần đây, vì thế, những nhà quản tri trẻ tuổi dễ dàng chấp nhận sự thay đổi, trong đó có việc CBTT PTBV. Vì thế giả thuyết tiếp theo là: H5: Tuổi trung bình của thành viên HĐQT càng cao thì mức độ CBTT PTBV càng thấp. - Số lượng cuộc họp của HĐQT với mức độ CBTT PTBV Các cuộc họp hội đồng quản trị thường xuyên cung cấp cho các cơ hội để các thành viên chia sẻ thêm thông tin, cho phép phân phối khối lượng công việc tốt hơn và trách nhiệm cụ thể. Theo @ Trường Đại học Đà Lạt
  5. 660 quy định tại Nghị định 71/2017/NĐ-CP của chính phủ Việt Nam thì ít nhất mỗi quý HĐQT phải họp một lần. Tức là mỗi năm phải họp ít nhất 04 lần. Lý giải vấn đề này, các nghiên cứu đều cho rằng việc họp HĐQT nhiều sẽ yêu cầu Ban giam đốc CBTT nhiều hơn, trong đó có thông tin PTBV (xem Prado-Lorenzo & Garcia-Sanchez, 2010; Jizi & cộng sự, 2014; Frias‐Aceituno & cộng sự, 2013). Giả thuyết được đưa ra: H6: Số lượng cuộc họp của HĐQT trong 01 năm càng nhiều thì mức độ CBTT PTBV càng cao. - Chủ tịch HĐQT kiêm giám đốc điều hành với mức độ CBTT PTBV: Lý thuyết đại diện chỉ ra lợi ích cá nhân của nhà quản lý có khả năng ảnh hưởng đến mức độ mà họ tham gia vào các hoạt động PTBV và CBTT PTBV. Theo Hermalin và Weisbach (1998) thì chủ tịch HĐQT có thể là giám đốc điều hành nếu như họ nắm giữ phần lớn cổ phần trong công ty hoặc có có được thành tích xuất sắc hoặc một lý do cá nhân nào đó. Haniffa và Cooke (2002) cho rằng khi chủ tịch kiêm giám đốc điều hành thì việc quyết định các nội dung quan trọng thường theo hướng có lợi cho người được xem là có quyền lực rất lớn này và các thông tin quan trọng có ảnh hưởng không tốt tới giám đốc điều hành thường bị che dấu. Các nghiên cứu thực nghiệm (xem Barako & cộng sự, 2006; Haniffa & Cooke, 2005; Sánchez & cộng sự, 2011; Jizi & cộng sự, 2014; Habbash & Habbash, 2016) chỉ ra rằng nếu có sự kiêm nhiệm thì có sự ảnh hưởng tích cực đến mức độ CBTT PTBV. Giả thuyết tiếp theo được đưa ra là: H7: DN có chủ tịch HĐQT kiêm GĐ điều hành thì mức độ CBTT PTBV cao hơn so với doanh nghiệp có chủ tịch HĐQT không kiêm giám đốc điều hành. 3. Thiết kế nghiên cứu 3.1. Đo lường các biến độc lập và biến kiểm soát Trong nghiên cứu này, biến độc lập gồm các biến Quy mô HĐQT (HDQM); Mức độ độc lập của HĐQT (HDDL); HĐQT nước ngoài (HDNN); HĐQT nữ (HDNU); Tuổi bình quân HĐQT (HDTU); Số lượng cuộc họp HĐQT (HDHO) Chủ tịch kiêm nhiệm CEO (HDGD). Biến kiểm soát là tỷ suất sinh lời trên nguồn vốn (ROE). Các đo lường các biến độc lập và biến kiểm soát được nêu cụ thể tại Bảng 1 Bảng 1: Đo lường các biến độc lập và biến kiểm soát Biến độc lập/kiểm soát Phương pháp đo lường Quy mô HĐQT (HDQM) Số lượng thành viên HĐQT của công ty Mức độ độc lập của HĐQT (HDDL) Tỷ lệ của số lượng thành viên HĐQT độc lập trên tổng số thành viên HĐQT HĐQT nước ngoài (HDNN) Tỷ lệ thành viên HĐQT là người nước ngoài trên tổng số thành viên HĐQT HĐQT nữ (HDNU) = 1 nếu doanh nghiệp có thành viên nữ trong HĐQT, ngược lại = 0 Tuổi bình quân HĐQT (HDTU) Tuổi bình quân của các thành viên HĐQT Số lượng cuộc họp HĐQT (HDHO) Số lượng cuộc họp HĐQT trong năm Chủ tịch kiêm nhiệm CEO (HĐGD) = 1 nếu doanh nghiệp có sự kiêm nhiệm chức danh chủ tịch HĐQT và CEO, ngược lại = 0 Tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE) Lợi nhuận thuế trên tổng nguồn vốn @ Trường Đại học Đà Lạt
  6. 661 3.2. Đo lường biến phụ thuộc Đo lường mức độ CBTT PTBV: dựa trên cơ sở các nghiên cứu trước đây, nội dung CBTT PTBV theo báo cáo sáng kiến toàn cầu – GRI (PTBVTN) và Thông tư số 155/2015/TT-BTC của Bộ Tài chính (PTBVBB). Nghiên cứu này lựa chọn xây dựng chỉ số CBTT PTBV được xác định theo cách không có trọng số. Công thức như sau: 𝑛 𝑃𝑇𝐵𝑉𝑖 = ∑ Yij/n 𝑥 100 𝑖=1 Trong đó: PTBVi: Mức độ CBTT PTBV của doanh nghiệp i. 0 ≤ PTBVi ≤ 100 Yij = 1 nếu thông tin PTBVj được công bố và = 0 nếu thông tin PTBV j không được công bố bởi doanh nghiệp i. PTBVBB thì n = 15 do theo Thông tư số 155/2015/TT-BTC thì yêu cầu công bố 15 chỉ mục. PTBVTN thì n = 63 do theo báo cáo sáng kiến toàn cầu – GRI thì có 73 chỉ mục, song trùng với Thông tư số 155/2015/TT-BTC 10 chỉ mục nên chỉ còn 63 chỉ mục khyến khích công bố 3.3. Dữ liệu và mẫu nghiên cứu Dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu này là dữ liệu báo cáo thường niên hoặc báo cáo phát triển bền vững doanh nghiệp, báo cáo quản trị, báo cáo tài chính được công bố trên trang web http://hsx.vn và http://hnx.vn. Mẫu được chọn ngẫu nhiên là 346 doanh nghiệp sản xuất niêm yết trên các Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX) và Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE), chiếm 47,5% số doanh nghiệp niêm yết (không bao gồm các doanh nghiệp thuộc lĩnh vực bảo hiểm, chứng khoán, tài chính và ngân hàng vì các doanh nghiệp thuộc lĩnh vực này có báo cáo đặc thù riêng). 3.4. Mô hình nghiên cứu Nghiên cứu sử dụng phương pháp thống kê mô tả để đánh giá mức độ CBTT PTBV, đồng thời sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính bội (áp dụng phương pháp bình phương bé nhất) với phần mềm SPSS để xác định nhân tố QTCT ảnh hưởng đến mức độ CBTT PTBV. Dựa trên các nghiên cứu trước đây, tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu: PTBV = β0 + β1HDQM + β2HDDL + β3HDNN + β4HDNU + β5HDTU + β6HDHO + β7HDGD + β8ROE + εi 4. Kết quả nghiên cứu 4.1. Mức độ công bố thông tin PTBV Mức độ CBTT PTBV thể hiện trách nhiệm cũng như sự quan tâm của từng doanh nghiệp đến hoạt động môi trường, hoạt động xã hội bên cạnh hoạt động kinh doanh chính của họ. Mức độ CBTT PTBV của doanh nghiệp niêm yết ở Việt Nam bao gồm mức độ CBTT PTBVBB và CBTT PTBVTN như trình ở Bảng 2 @ Trường Đại học Đà Lạt
  7. 662 Bảng 2: Mức độ CBTT PTBV của các doanh nghiệp thương mại, dịch vụ niêm yết Đơn vị tính: % Mức độ CBTT PTBV Thấp nhất Cao nhất Trung Độ lệch bình cuẩn Mức độ CBTT PTBVTN 0,00 57,14 7,77 5,84 Mức độ CBTT PTBVBB 0,00 93,33 49,01 26,23 Nguồn: Tác giả tính toán từ nguồn dữ liệu thu thập Mức độ CBTT PTBV của doanh nghiệp sản xuất đều công bố dưới mức 50%, trong đó CBTT PTBVTN chỉ 7,77% và CBTT PTBVBB là 49,01%. Không có bắt kỳ doanh nghiệp nào công bố đầy đủ 100% và có doanh nghiệp không công bố thông tin PTBV. Có sự khác biệt giữa mức độ CBTT TNXH bắt buộc và mức độ CBTT TNXH tự nguyện. Các doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam chủ yếu có mức độ CBTT PTBVTN ở mức dưới 10% với 274 doanh nghiệp chiếm 79,19% số lượng doanh nghiệp khảo sát (xem Bảng 3). Có 01 doanh nghiệp công bố mức 43,84% là Công ty cổ phần Dược Hậu Giang và 01 doanh nghiệp công bố ở mức 63,01% là Công ty cổ phần Everpia. Đối với mức độ CBTT PTBV bắt buộc thì có 01 doanh nghiệp không công bố, có 30 doanh nghiệp công bố 14/15 chỉ mục. Bảng 3: Kết quả thống kê mức độ CBTT PTBV CBTT Số lượng DN Số lượng DN STT STT CBTT PTBV PTBV BB TN BB TN 1 0% - 10% 9 274 6 50% - 60% 55 1 2 10% - 20% 65 61 7 60%-70% 19 0 3 20% - 30% 39 5 8 70%-80% 39 0 4 30% - 40% 56 4 9 80%-90% 22 0 5 40% - 50% 12 1 10 90%-100% 30 0 Tổng cộng 346 346 Nguồn: Tác giả tính toán từ nguồn dữ liệu thu thập Kết quả trên phần nào cho thấy cái nhìn tổng quan về mức độ CBTT PTBV của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam là hạn chế, đặc biệt mức độ CBTT PTBV tự nguyện khi công bố có thể ảnh hưởng không tốt tới doanh nghiệp. Hoặc những doanh nghiệp thực hiện PTBV tốt nhưng chưa chú tâm đến việc CBTT PTBV, hoạt động nhằm khuếch trương thêm hình ảnh của doanh nghiệp mình ra với xã hội. 4.2. Ảnh hưởng của QTCT đến mức độ CBTT PTBV a. Phân tích quan hệ tương quan giữ biến phụ thuộc với các biến độc lập Mối quan hệ tương quan giữa các nhân tố được xác định làm cơ sở cho việc xác định trường hợp đa cộng tuyến (nếu có), cũng như cơ sở để xác định các nhân tố HĐQT tác động đến CBTT PTBV. Mối quan hệ tương quan giữa các nhân tố này được trình bày trong Bảng 4 và Bảng 5. @ Trường Đại học Đà Lạt
  8. 663 Bảng 4: Kết quả phân tích tương quan giữa biến độc lập với biến PTBVBB HDN HDN HDH HDG PTBVBB HDQM HDDL N U HDTU O D ROE PTBVBB Pearson 1 0,099 - 0,067 - 0,066 - 0,032 - Correlation 0,013 0,009 0,014 0,003 Sig. (1-tailed) 0,033 0,404 0,106 0,431 0,111 0,400 0,277 0,479 HDQM Pearson 1 0,078 0,330 0,203 0,026 0,040 - - Correlation 0,024 0,076 Sig. (1-tailed) 0,073 0,000 0,000 0,315 0,228 0,328 0,079 HDDL Pearson 1 0,191 0,077 - 0,053 - - Correlation 0,166 0,077 0,020 Sig. (1-tailed) 0,000 0,076 0,001 0,163 0,076 0,357 HDNN Pearson 1 0,112 0,035 0,018 - - Correlation 0,007 0,060 Sig. (1-tailed) 0,019 0,257 0,367 0,449 0,133 HDNU Pearson 1 0,014 0,003 0,069 - Correlation 0,036 Sig. (1-tailed) 0,399 0,478 0,100 0,255 HDTU Pearson 1 - 0,019 - Correlation 0,094 0,010 Sig. (1-tailed) 0,041 0,365 0,429 HDHO Pearson 1 - 0,101 Correlation 0,004 Sig. (1-tailed) 0,467 0,030 HDGD Pearson 1 - Correlation 0,008 Sig. (1-tailed) 0,442 ROE Pearson 1 Correlation Sig. (1-tailed) @ Trường Đại học Đà Lạt
  9. 664 Bảng 5: Kết quả phân tích tương quan giữa biến độc lập với biến PTBVTN HDN HDN HDH HDG PTBVTN HDQM HDDL N U HDTU O D ROE PTBVTN Pearson 0,193 0,067 0,243 0,137 0,072 0,018 0,070 0,104 1 Correlation Sig. (1-tailed) 0,000 0,006 0,000 0,006 0,091 0,372 0,008 0,026 HDQM Pearson 1 0,078 0,330 0,203 0,026 0,040 -0,024 -0,076 Correlation Sig. (1-tailed) 0,073 0,000 0,000 0,315 0,228 0,328 0,079 HDDL Pearson 1 0,191 0,077 -0,166 0,053 -0,077 -0,020 Correlation Sig. (1-tailed) 0,000 0,076 0,001 0,163 0,076 0,357 HDNN Pearson 1 0,112 0,035 0,018 -0,007 -0,060 Correlation Sig. (1-tailed) 0,019 0,257 0,367 0,449 0,133 HDNU Pearson 1 0,014 0,003 0,069 -0,036 Correlation Sig. (1-tailed) 0,399 0,478 0,100 0,255 HDTU Pearson 1 -0,094 0,019 -0,010 Correlation Sig. (1-tailed) 0,041 0,365 0,429 HDHO Pearson 1 -0,004 0,101 Correlation Sig. (1-tailed) 0,467 0,030 HDGD Pearson 1 -0,008 Correlation Sig. (1-tailed) 0,442 ROE Pearson 1 Correlation Sig. (1-tailed) Nguồn: Tác giả tính toán từ nguồn dữ liệu thu thập Dựa vào hệ số Pearson và Sig. trên Bảng 4, cho thấy có 01 nhân tố (biến HDQM (quy mô HĐQT) có hệ số Pearson = 0,099, hệ số Sig. = 0,033) có tương quan đến mức độ CBTT PTBVBB của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam. Tương tự như vậy, trên Bảng 5 cho thấy biến HDQM (quy mô HĐQT) có hệ số Pearson = 0,193, hệ số Sig. = 0,000; biến HDDL (Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập) có hệ số Pearson = 0,067, hệ số Sig. = 0,006; biến HDNN (Tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài) có hệ số Pearson = 0,243, hệ số Sig. = 0,000; biến HDNU (Có hay không thành viên nữ trong HĐQT) có hệ số Pearson = 0,137, hệ số Sig. = 0,006; biến HDGD (Kiêm nhiệm giữa chủ tịch HĐQT và Giám đốc điều hành) có hệ số Pearson = 0,070, hệ số Sig. = 0,008 và biến ROE (Tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu) có hệ số Pearson = 0,104, hệ số Sig. = 0,026. Như vậy, có thể kết luận 06 nhân tố có tương quan đến mức độ CBTT PTBVTN của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam, nhận định này có độ tin cậy từ 95% đến 99%. @ Trường Đại học Đà Lạt
  10. 665 b. Phân tích hồi quy bội Để đánh giá sự ảnh hưởng của HĐQT đến mức độ CBTT PTBV, nghiên cứu này sử dụng mô hình hồi quy bội và phương pháp bình phương nhỏ nhất. Kết quả hồi quy được thể hiện trong Bảng 6 và Bảng 7. Bảng 6: Kết quả mô hình hồi quy mức độ CBTT PTBVBB Hệ số chưa chuẩn Hệ số chuẩn Thống kê đa cộng hóa hóa Mức ý tuyến Mô hình t Std. nghĩa (Sig.) B Beta Error Tolerance VIF (Constant) 38,320 6,353 6,032 0,000 HĐQM 1,918 1,111 0,093 1,727 0,085 0,916 1,092 R Square 0,009 Adjusted R Square 0,006 F 2,981 Sig. 0,085 Durbin-Watson 1,690 Bảng 7: Kết quả mô hình hồi quy mức độ CBTT PTBVTN Hệ số Thống kê đa cộng Hệ số chưa chuẩn hóa chuẩn Mức ý tuyến Mô hình hóa t nghĩa Std. (Sig.) B Beta Error Tolerance VIF (Constant) 3,019 1,477 2,045 0,042 0,858 1,166 HDQM 0,544 0,256 0,118 2,128 0,034 0,954 1,049 HDDL 0,473 1,151 0,022 0,411 0,041 0,861 1,162 HDNN 9,004 2,524 0,198 3,567 0,000 0,947 1,056 HDNU 1,016 0,617 0,087 1,647 0,100 0,987 1,013 HDGD 0,989 0,698 0,073 1,416 0,018 0,992 1,008 ROE 3,777 1,507 0,129 2,506 0,103 0,858 1,166 R Square 0,103 Adjusted R Square 0,087 F 6,456 Sig. 0,000 Durbin-Watson 1,595 Nguồn: Tác giả tính toán từ nguồn dữ liệu thu thập Dựa trên Bảng 6 cho thấy: Không có nhân tố nào của HĐQT có tác động tới mức độ CBTT TNXHBB vì có hệ số Sig. lớn hơn 5%. @ Trường Đại học Đà Lạt
  11. 666 Dựa trên Bảng 7 cho thấy: - Quy mô HĐQT có ảnh hưởng cùng chiều đến mức độ CBTT PTBVTN (hệ số Sig. = 0,042 0). Hội đồng quản trị có mức độ độc lập càng cao thì việc giám sát nhà quản lý công ty càng lớn, từ đó yêu cầu công bố nhiều thông tin nhiều hơn, dẫn đến mức độ CBTT PTBVTN càng lớn. Giả thuyết H2 được chấp nhận và phù hợp với lý thuyết đại diện. - Tỷ lệ thành viên HĐQT nước ngoài càng cao sẽ tác động tích cực tới mức độ CBTT PTBVTN (hệ số Sig. = 0,000 < 0,05 và hệ số B = 9,004 > 0). Kết quả nghiên cứu này phù hợp với các nghiên cứu xem Khan, 2010; Frias - Aceituno & cộng sự, 2013. Giả thuyết H3 được chấp nhận. - Chủ tịch kiêm nhiệm giám đốc điều hành có tác động cùng chiều với mức độ CBTT PTBV của doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam (hệ số Sig. = 0,018 < 0,05 và hệ số B = 0,989 > 0)). Như vậy, việc tách bạch giữa chủ tịch HĐQT và giám đốc điều hành thì thông tin PTBV tự nguyện sẽ được công bố nhiều. Giả thuyết H3 được chấp nhận. Hệ số VIF đều nhỏ hơn 5 nên mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả mô hình: PTBVTN = 3,019 + 0,544*HDQM + 0,473*HDDL + 9,004*HDNN + 0,989 *HDGD 5. Kết luận và kiến nghị Bài viết này nhằm đánh giá sự ảnh hưởng của HĐQT đến mức độ CBTT PTBV của doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam. Dữ liệu nghiên cứu là báo cáo thường niên hoặc báo cáo phát triển bền vững doanh nghiệp, báo cáo quản trị, báo cáo tài chính của 346 doanh nghiệp sản xuất niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh và sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội. Kết quả nghiên cứu cho thấy mức độ CBTT PTBV của các doanh nghiệp niêm yết ở Việt Nam là thấp. Không có bắt kỳ doanh nghiệp nào công bố đầy đủ 100% và có doanh nghiệp không công bố thông tin PTBV. Doanh nghiệp sản xuất có mức độ CBTT PTBV bắt buộc cao hơn mức độ CBTT PTBV tự nguyện. Không có nhân tố nào của HĐQT có tác động mức độ CBTT PTBV bắt buộc, và có 04 nhân tố HĐQT có tác động mức độ CBTT PTBV tự nguyện. Trên kết quả nghiên cứu, tác giả đưa ra một số hàm ý chính sách nhằm tăng cường mức độ CBTT PTBV của doanh nghiệp. Đối với doanh nghiệp: Cần tăng cường số lượng thành viên HĐQT, các doanh nghiệp cũng nên tăng cường mức độ độc lập của HĐQT, và nên tận dụng khả năng, trình độ quản lý các thành viên HĐQT nước ngoài, đồng thời tách bạch chức danh chủ tịch HĐQT và giám đốc điều hành để minh bạch hóa thông tin, thu hút vốn đầu tư vào doanh nghiệp. Đối với cơ quan quản lý nhà nước: cần nâng tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT theo quy định của Nghị định số 71/2017/NĐ-CP ngày 06/6/2017 của Chính phủ hướng dẫn về quản trị áp dụng với công ty đại chúng. Đồng thời tăng cường công tác kiểm tra việc vi phạm quy định quản trị công ty của các công ty đại chúng (tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, sự kiêm nhiệm chức danh @ Trường Đại học Đà Lạt
  12. 667 chủ tịch và giám đốc điều hành), nhất là chú ý kiểm tra các doanh nghiệp có quy mô nhỏ thường công bố thông tin PTBV không đầy đủ, đúng quy định. Hạn chế của nghiên cứu này khó xác định thông tin không được công bố là do doanh nghiệp không công bố hoặc thông tin không liên quan đến doanh nghiệp. Đo lường thông tin PTBV chỉ mới dùng lại ở định lượng mà chưa đo lường chất lượng thông tin. Thông tin do doanh nghiệp công bố có thể chưa đảm bảo sự chính xác. Tài liệu tham khảo 1. Ali, M. A. M. & Atan, H. R., 2013. The Relationship between Corporate Governance and Corporate Social Responsibility Disclosure: A Case of High Malaysian Substainability Companies and Global Sustainability Companies. South East Asia Journal of Contemporary Business, 3(1), 39-48. 2. Barako, D. G., Hancock, P. & Izan, H. Y., 2006. Factors Influencing Voluntary Corporate Disclosure by Kenyan Companies. Corporate Governance An International Review, 14(2), 107-125. 3. Bộ Tài chính (2015). Thông tư số 155/2015/TT-BTC 4. Brundtland (1987) http://www.unece.org/oes/nutshell/2004- 005/focussustainabledevelopment.html 5. Cheng, E. C. & Courtenay, S. M., 2006. Board composition, regulatory regime and voluntary disclosure. The International Journal of Accounting, 41(3), 262-289. 6. Chính phủ (2017). Nghị định số 71/2017/NĐ-CP 7. Đặng Ngọc Hùng, Phạm Thị Hồng Diệp, Trần Thị Dung, Đặng Việt Chung, 2018. Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin trách nhiệm xã hội, phát triển bền vững của các doanh nghiệp tại Việt Nam, 137-151. 8. Đoàn, N. P. A., Nguyễn, T. T. N. (2018). Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin phát triển bền vững của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. 9. Frias‐Aceituno, J. V., Rodriguez‐Ariza, L. & Garcia‐Sanchez, I. M., 2013. The Role of the Board in the Dissemination of Integrated Corporate Social Reporting. Corporate Social Responsibility and Environmental Management, 20(4), 219-233. 10. Global Reporting Initiative, 2013. Thế hệ tiếp theo về báo cáo phát triển bền vững, Netherlands: Global Reporting Initiative. 11. Habbash, M. & Habbash, M., 2016. Corporate governance and corporate social responsibility disclosure: evidence from Saudi Arabia. Social Responsibility Journal, 12(4), 740-754. 12. Haniffa, R. M. & Cooke, T. E., 2005. The Impact of Culture and Governance on Corporate Social Reporting. Journal of Accounting and Public Policy, 24(5), 391-430. 13. Hong, B., Li, Z. & Minor, D., 2016. Corporate Governance and Executive Compensation for Corporate Social Responsibility. Journal of Business Ethics, 136(1), 199-213. 14. Jizi, M. I., Salama, A., Dixon, R. & Stratling, R., 2014. Corporate Governance and Corporate Social Responsibility Disclosure: Evidence from the US Banking Sector. Journal of Business Ethics, 125(4), 601-615. @ Trường Đại học Đà Lạt
  13. 668 15. Khan, A., Muttakin, M. B. & Siddiqui, J., 2012. Corporate Governance and Corporate Social Responsibility Disclosures: Evidence from an Emerging Economy. Journal of Business Ethics, 114(2), 207-223. 16. Lực, T. H., Phước, T. T. (2019). Các yếu tố ảnh hưởng đến việc công bố báo cáo phát triển bền vững–trường hợp các doanh nghiệp tại Việt Nam. Tạp chí Khoa học Đại học Mở thành phố Hồ Chí Minh, 14(2), 87-99 17. Majeed, S., Aziz, T. & Saleem, S., 2015. The Effect of Corporate Governance Elements on Corporate Social Responsibility Disclosure: Am Empirical Evidence from Listed Companies at KSE Pakistan. International Journal of Financial Studies, 3(4), 530-556. 18. Prado-Lorenzo, J. M. & Garcia-Sanchez, I. M., 2010. The Role of the Board of Directors in Disseminating Relevant Information on Greenhouse Gases. Journal of Business Ethics, 97(3), 391-424. 19. Rahman, I. M. A. & Ismail, K. N. I. K., 2016. The effects of political connection on corporate social responsibility disclosure – evidence from listed companies in Malaysia. International Journal of Business and Management Invention, Volume 5, 16-21. 20. Said, R., Hj Zainuddin, Y. & Haron, H., 2009. The relationship between corporate social responsibility disclosure and corporate governance characteristics in Malaysian public listed companies. Social Responsibility Journal, 5(2), 212-226. 21. Sánchez, I. M. G., Domínguez, L. R. & Álvarez, I. G., 2011. Corporate governance and strategic information on the internet: A study of Spanish listed companies. Accounting Auditing & Accountability Journal, 24(4), 471-501. @ Trường Đại học Đà Lạt
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

CMO.03: Bộ Tài Liệu Hệ Thống Quản Trị Marketing Thương Hiệu
385 tài liệu
1275 lượt tải
THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
23=>2