TÓM TẮT:
Thông tin về môi trường đang dần trở thành yếu tố quan trọng trong việc đánh giá rủi ro của doanh nghiệp. Bài viết sử dụng mẫu nghiên cứu từ 165 doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam hoạt động thuộc ngành sản xuất trong thời gian 6 năm, từ năm 2014 đến năm 2019 để đánh giá tác động của công bố thông tin môi trường đến chi phí sử dụng vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp. Kết quả hồi quy của các mô hình Pooled OLS, REM và FEM đều cho thấy việc doanh nghiệp công bố thông tin môi trường có tác động ngược chiều đến chi phí sử dụng vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp.
Từ khóa: công bố thông tin, môi trường, chi phí sử dụng vốn.
1. Đặt vấn đề
Tác động của việc công bố thông tin tới chi phí sử dụng vốn là hướng nghiên cứu ngày càng nhận được nhiều sự quan tâm của các học giả. Một số nghiên cứu đã tập trung vào tác động của biến đổi khí hậu và đặt câu hỏi về tính hữu ích của việc công bố thông tin liên quan đến hiệu suất carbon đối với việc ra quyết định của các nhà đầu tư (Griffin và cộng sự, 2017), cũng như tác động của công bố thông tin về môi trường đối với chi phí sử dụng vốn (Dhaliwal và cộng sự, 2014). Tại Việt Nam, ngay từ khi tham gia Chương trình nghị sự 2030 (năm 2015) về phát triển bền vững thì các vấn đề chống tác động của biến đổi khí hậu, phát triển bền vững, bảo vệ môi trường là những vấn đề được đặc biệt quan tâm.
Tuy nhiên, do vẫn còn trong giai đoạn đầu của việc thực hiện các biện pháp phát triển bền vững nên chưa có nhiều nghiên cứu đánh giá tác động của việc công bố thông tin môi trường của doanh nghiệp. Vì vậy, trong nghiên cứu này, tác giả xem xét mức độ các nhà đầu tư đánh giá việc công bố thông tin môi trường của doanh nghiệp trong khi đánh giá rủi ro cũng như khả năng sinh lợi của các công ty. Cụ thể, bài viết giải quyết vấn đề: liệu điểm công bố thông tin về môi trường có tác động đến chi phí sử dụng vốn chủ sở hữu hay không. Bài viết đã mở rộng và bổ sung thêm các bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởng của báo cáo môi trường doanh nghiệp trong việc giảm chi phí sử dụng vốn cụ thể với các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam ngành sản xuất.
2. Tổng quan nghiên cứu
Vấn đề bất cân xứng thông tin trong thị trường vốn, chi phí đại diện liên quan đến cấu trúc sở hữu và các khiếu nại từ bên ngoài đối với công ty bao gồm cả chủ nợ và chủ sở hữu chỉ ra sự xung đột liên quan đến việc ai sẽ là người chịu chi phí (Jensen và Meckling, 1976). Bên cạnh đó, các nhà nghiên cứu đã ngày càng chuyển hướng tập trung vào nhận thức của thị trường tài chính về phát triển bền vững của doanh nghiệp trong việc xác định rủi ro. Nhiều nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ ngược chiều giữa thực hiện trách nhiệm môi trường xã hội và rủi ro (Bouslah và cộng sự, 2018). Sharfman và Fernando (2008) nhận thấy các công ty có chiến lược quản lý môi trường ít rủi ro hơn sẽ thu hút được khoản nợ ít tốn kém hơn và chi phí sử dụng vốn thấp hơn, do khả năng đối mặt với rủi ro về các hình phạt liên quan đến môi trường giảm.
Về mặt lý thuyết, thông tin về môi trường có thể ảnh hưởng đến chi phí vốn cổ phần, cũng được hiểu là tỷ suất lợi nhuận đòi hỏi của các cổ đông thông qua một số kênh tác động.
Thứ nhất, thông tin về môi trường là một trong 3 trụ cột của phát triển bền vững sẽ làm giảm sự không chắc chắn của doanh nghiệp về dòng tiền trong tương lai và khai phá các cơ hội kinh doanh để tăng cường dòng tiền trong tương lai. El Ghoul và cộng sự (2011) chỉ ra mối quan hệ ngược chiều giữa công bố thông tin môi trường xã hội và lãi suất thưởng kỳ vọng. Nghiên cứu đã thảo luận một cơ chế tích hợp, thông qua đó trách nhiệm môi trường xã hội ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp và đến rủi ro doanh nghiệp.
Thứ hai, việc mở rộng công bố các thông tin phi tài chính giúp giảm thiểu sự bất cân xứng thông tin và giảm chi phí đại diện phát sinh do sự sai lệch lợi ích giữa ban quản lý và nhà tài trợ. Jensen và Meckling (1976) cho thấy bất kỳ thông tin nào làm giảm bớt sự bất cân xứng thông tin giữa các bên tham gia hợp đồng có thể làm giảm lựa chọn đối nghịch và rủi ro đạo đức, từ đó ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp. Dhaliwal và cộng sự (2011) kiểm tra lợi ích của việc tự nguyện công bố các hoạt động trách nhiệm môi trường xã hội, sử dụng một số mô hình của vốn chủ sở hữu và cho thấy việc phát hành báo cáo trách nhiệm môi trường xã hội độc lập có liên quan đến lỗi dự báo của các nhà phân tích thấp hơn. Li và Liu (2018) đã chứng minh chất lượng công bố thông tin trách nhiệm môi trường xã hội có mối quan hệ ngược chiều với chi phí vốn cổ phần của các công ty niêm yết, đồng thời mối tương quan ngược chiều này rõ ràng hơn giữa các công ty hoạt động trong những ngành công nghiệp nhạy cảm với môi trường.
Dựa trên tổng quan kết quả các nghiên cứu trước, tác giả đưa ra giả thuyết:
H1: Phát triển bền vững doanh nghiệp tác động đến chi phí vốn chủ sở hữu
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Mẫu và dữ liệu
Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên, báo cáo môi trường xã hội của 165 doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam ngành sản xuất, trong 6 năm từ năm 2014 đến năm 2019. Dữ liệu thể hiện ở dạng bảng cân bằng với 990 quan sát.
Bộ chỉ tiêu sử dụng để tính điểm công bố thông tin là dựa trên báo cáo sáng kiến toàn cầu tiêu chuẩn (GRI standard) với 30 tiêu chí về môi trường (Bảng 1). Mỗi tiêu chí sẽ nhận giá trị 1 nếu doanh nghiệp có công bố thông tin trên Báo cáo thường niên hoặc Báo cáo phát triển bền vững, nhận giá trị 0 nếu không có thông tin.
Bảng 1. Chi tiết công bố thông tin về môi trường của các
doanh nghiệp ngành sản xuất
Nhóm |
Tiêu chí |
Trung bình các doanh nghiệp |
Nhóm |
Tiêu chí |
Trung bình các doanh nghiệp |
Vật liệu |
Vật liệu đã được sử dụng |
0.198 |
Phát thải |
Phát thải khí nhà kính (GHG) trực tiếp |
0.005 |
Vật liệu tái chế được sử dụng |
0.130 |
Phát thải khí nhà kính (GHG) gián tiếp |
0.005 |
||
Sản phẩm được tái chế và vật liệu đóng gói |
0.023 |
Phát thải khí nhà kính (GHG) gián tiếp khác |
0.000 |
||
Năng lượng |
Tiêu thụ năng lượng trong tổ chức |
0.273 |
Thâm dụng phát thải khí nhà kính (GHG) |
0.000 |
|
Tiêu thụ năng lượng ngoài tổ chức |
0.032 |
Giảm phát thải khí nhà kính (GHG) |
0.006 |
||
Cường độ sử dụng năng lượng |
0.029 |
Phát thải các chất phá hủy tầng ô-zôn (ODS) |
0.003 |
||
Giảm tiêu hao năng lượng |
0.254 |
Phát thải NOX, SOX |
0.013 |
||
Giảm nhu cầu năng lượng của sản phẩm và dịch vụ |
0.038 |
Nước thải và chất thải |
Tổng lượng nước thải theo chất lượng và địa điểm |
0.023 |
|
Nước |
Lượng nước đầu vào theo nguồn |
0.273 |
Tổng lượng chất thải và phương pháp xử lý |
0.041 |
|
Những nguồn nước chịu ảnh hưởng đáng kể |
0.012 |
Sự cố tràn đáng kể |
0.005 |
||
Tuần hoàn và tái sử dụng nước |
0.165 |
Vận chuyển chất thải nguy hại |
0.018 |
||
Đa dạng sinh học |
Gần kề các khu vực được bảo tồn và các khu vực đa dạng sinh học cao |
0.000 |
Các khu vực chứa nước bị ảnh hưởng bởi việc thải nước và/hoặc dòng nước thải |
0.004 |
|
Tác động đáng kể của các hoạt động, sản phẩm và dịch vụ đối với đa dạng sinh học |
0.004 |
Tuân thủ về môi trường |
Không tuân thủ pháp luật và các quy định về môi trường |
0.280 |
|
Các môi trường sống được bảo tồn hoặc phục hồi |
0.020 |
Đánh giá nhà cung cấp về môi trường
|
Các nhà cung cấp mới đã được đánh giá sơ bộ bằng cách sử dụng các tiêu chí về môi trường |
0.005 |
|
Các loài trong Sách Đỏ của IUCN và các loài trong danh sách bảo tồn quốc gia có môi trường sống trong các khu vực chịu ảnh hưởng bởi các hoạt động |
0.000 |
Các tác động môi trường tiêu cực trong chuỗi cung ứng và các hành động đã thực hiện |
0.007 |
(Nguồn: Tác giả tự tính toán bằng phần mềm Stata)
3.2. Biến và mô hình nghiên cứu
Mô hình với biến phụ thuộc là chi phí vốn chủ sở hữu, biến giải thích là công bố thông tin về môi trường và các biến kiểm soát được đưa vào mô hình bao gồm quy mô doanh nghiệp, đòn bẩy tài chính và tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (Bảng 2).
COEi,t = β0 + β1ENVi,t + β2 LNAi,t + β3 LEV i,t + β4 ROAi,t + Ɛi,t
Bảng 2. Đo lường các biến của mô hình
Biến |
Ký hiệu |
Định nghĩa |
Đo lường |
Biến phụ thuộc |
COE |
Chi phí sử dụng vốn chủ sở hữu |
=Rf+β(Rp-Rf) |
Biến giải thích |
ENV |
Công bố thông tin môi trường |
Điểm trung bình 30 tiêu chí về môi trường và xã hội |
Biến kiểm soát |
LNA |
Quy mô doanh nghiệp |
Logarit của tổng tài sản |
LEV |
Đòn bẩy tài chính |
Nợ/ Tổng tài sản |
|
ROA |
Tỷ suất lợi nhuận trên tài sản |
Lợi nhuận sau thuế / Tổng tài sản |
(Nguồn: Tác giả tự tổng hợp)
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Thống kê mô tả
Dựa trên thống kê mô tả ở Bảng 3, có thể thấy một số đặc điểm của các biến như sau: Chi phí sử dụng vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp niêm yết ngành sản xuất có trung bình ở mức 0.0843 và có sự khác biệt lớn giữa các doanh nghiệp khác nhau. Có một số doanh nghiệp xảy ra cá biệt tình trạng vốn chủ sở hữu âm do vay nợ vượt quá giá trị tài sản.
Biến đo lường công bố thông tin về môi trường được tính dựa trên điểm trung bình các tiêu chí có công bố thông tin của doanh nghiệp về môi trường. Nhìn chung, giá trị trung bình của tất cả doanh nghiệp niêm yết ở mức thấp so với báo cáo sáng kiến toàn cầu (GRI). Giá trị Min = 0, Max =1 nghĩa là có những doanh nghiệp công bố đầy đủ các thông tin theo hướng dẫn của GRI, có doanh nghiệp không có thông tin gì. Mức trung bình công bố thông tin về môi trường của 165 doanh nghiệp trong 6 năm là 0.0851, là mức khá thấp.
Bảng 3. Thống kê mô tả các biến
Variable |
Obs |
Mean |
Std.Dev |
Min |
Max |
COE |
990 |
0.0843 |
0.0652 |
-0.1541 |
0.3276 |
ENV |
990 |
0.0851 |
0.1252 |
0 |
1 |
LNA |
990 |
27.2832 |
1.4805 |
23.7076 |
32.2538 |
LEV |
990 |
0.4666 |
0.2056 |
0.0027 |
1.2945 |
ROA |
990 |
0.0656 |
0.0736 |
-0.4673 |
0.7837 |
(Nguồn: Tác giả tự tính toán bằng phần mềm Stata)
4.2. Ma trận tương quan
Bảng 4 về ma trận tương quan xem xét tương quan giữa các biến trong mô hình, có thể thấy các biến phụ thuộc có tương quan chặt với các biến giải thích và biến kiểm soát trong mô hình, thể hiện qua hệ số p-value thấp.
Bảng 4: Ma trận tương quan
|
COE |
ENV |
LNA |
LEV |
ROA |
COE |
1.0000 |
|
|
|
|
ENV |
-0.0212 |
1.0000 |
|
|
|
LNA |
0.3122*** |
0.1534*** |
1.0000 |
|
|
LEV |
0.0859*** |
-0.1085*** |
0.2627*** |
1.0000 |
|
ROA |
0.0585 |
0.0999*** |
0.0498 |
-0.4083*** |
1.0000 |
(***) Mức ý nghĩa 1%; (**) Mức ý nghĩa 5%; (*) Mức ý nghĩa 10%
(Nguồn: Tác giả tự tính toán bằng phần mềm Stata)
4.3. Kết quả hồi quy
Tác giả đã sử dụng mô hình Pooled OLS, mô hình tác động ngẫu nghiên (REM), tác động cố định (FEM) để chạy hồi quy mô hình nghiên cứu. Kết quả hồi quy được thể hiện trong các bảng từ Bảng 5. Dựa vào kết quả các bảng tổng hợp có thể thấy các biến đưa vào mô hình đều có ý nghĩa thống kê. Để lựa chọn mô hình phù hợp, tác giả đã sử dụng kiểm định Breush- Bagan và Hausman test và kết quả kiểm định cho biết FEM là mô hình phù hợp hơn so với Pooled OLS và REM. Biến công bố thông tin môi trường ký hiệu là ENV có tác động ngược chiều đến chi phí sử dụng vốn chủ sở hữu ở mức có ý nghĩa thống kê trong cả 3 mô hình hồi quy Pooled OLS, REM và FEM cho thấy tác động này là vững (Bảng 5).
Bảng 5. Kết quả hồi quy
COE |
Mô hình |
|||
Pooled OLS |
REM |
FEM |
robust FEM |
|
ENV |
-0.0381** |
-0.0511*** |
-0.0520** |
-0.0520** |
LNA |
0.0139*** |
0.0126*** |
-0.0499*** |
-0.0499*** |
LEV |
0.0058 |
0.0081 |
0.0736*** |
0.0736** |
ROA |
0.0510* |
0.0748** |
0.1494*** |
0.1494* |
cons |
-0.2979 |
-0.2653*** |
1.4083*** |
1.4083*** |
No. of Obs |
990 |
990 |
990 |
990 |
R2 |
10.15% |
10.33% |
8.47% |
8.47% |
(***) Mức ý nghĩa 1%; (**) Mức ý nghĩa 5%; (*) Mức ý nghĩa 10%
(Nguồn: Tác giả tự tính toán bằng phần mềm Stata)
Kiểm định các khuyết tật của mô hình FEM cho thấy:
Nghiên cứu sử dụng kiểm định Wald để kiểm tra phương sai sai số thay đổi, kết quả prob > chi2 = 0.0000 cho biết mô hình có phương sai sai số thay đổi. Kiểm định Wooldridge kiểm tra tự tương quan kết quả Prob > F = 0.0791 cho biết mô hình không có tự tương quan. Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình cũng cho biết mô hình không có đa cộng tuyến do hệ số VIF < 2.
Để khắc phục khuyết tật của mô hình FEM, tác giả dùng mô hình sai số chuẩn cải thiện FEM cho kết quả như cột robust FEM trong Bảng 5.
5. Thảo luận và kết luận
Có thể thấy công bố thông tin môi trường có tác động ngược chiều đến chi phí sử dụng vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp. Điều này có thể lý giải là khi doanh nghiệp có những chiến lược phát triển bền vững, thể hiện ở hoạt động đầu tư làm giảm tác động tiêu cực đến môi trường cho thấy doanh nghiệp có chiến lược kinh doanh lâu dài, làm tăng kỳ vọng của các cổ đông của công ty. Kết quả này phù hợp với phần lớn các nghiên cứu cho rằng doanh nghiệp có trách nhiệm với môi trường xã hội sẽ làm giảm chi phí sử dụng vốn (Li và Liu, 2018). Có thể nói việc công bố thông tin môi trường của các doanh nghiệp niêm yết ngành sản xuất ở Việt Nam làm giảm mức độ bất cân xứng giữa bộ máy quản lý và các chủ sở hữu. Kết quả này có thể được lý giải dựa vào lý thuyết đại diện, lý thuyết các bên liên quan.
Tuy nhiên điểm trung bình về công bố thông tin của các doanh nghiệp còn thấp do việc thực hiện công bố thông tin bắt buộc về môi trường xã hội với doanh nghiệp niêm yết ở Việt Nam mới được triển khai trong thời gian ngắn. Bắt đầu từ Thông tư 155/2015-BTC về việc công bố thông tin trên thị trường chứng khoán với phụ lục hướng dẫn lập báo cáo phát triển bền vững/ báo cáo môi trường xã hội, các doanh nghiệp mới bắt đầu công bố thông tin về lĩnh vực này. Với thời gian ngắn, doanh nghiệp chưa có nhiều sự hiểu biết, cũng như chưa thực tế đầu tư, triển khai các hoạt động bảo vệ môi trường, nhưng những hoạt động đầu tư có quan tâm đến môi trường đã làm tăng sự tin tưởng cũng như kỳ vọng của các nhà đầu tư vào doanh nghiệp
TÀI LIỆU THAM KHẢO:
- Bouslah, K., Kryzanowski, L., & M’Zali, B. (2018). Social Performance and Firm Risk: Impact of the Financial Crisis. Journal of Business Ethics, 149(3), 643-669.
- Dhaliwal, D., Li, O. Z., Tsang, A., & Yang, Y. G. (2014). Corporate social responsibility disclosure and the cost of equity capital: The roles of stakeholder orientation and financial transparency. Journal of Accounting and Public Policy, 33(4), 328-355.
- El Ghoul, S., Guedhami, O., Kwok, C. C. Y., & Mishra, D. R. (2011). Does corporate social responsibility affect the cost of capital? Journal of Banking and Finance, 35(9), 2388-2406.
- Griffin, P. A., Lont, D. H., & Sun, E. Y. (2017). The relevance to investors of greenhouse gas emission disclosures. Contemporary Accounting Research, 34(2), 1265-1297.
- Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics.
- Li, S., & Liu, C. (2018). Quality of Corporate Social Responsibility Disclosure and Cost of Equity Capital: Lessons from China. Emerging Markets Finance and Trade, 54(11), 2472-2494.
- Sharfman, M. P., & Fernando, C. S. (2008). Environmental risk management and the cost of capital. Strategic Management Journal, 29(6), 569-592.
Impact of environmental information disclosure on the Cost of Equity: A study on Vietnamese listed manufacturing firms
Master. Nguyen Thi Lien Huong
Thuongmai University
ABSTRACT:
Environmental information has become an important factor in evaluating corporate risks of businesses. This study identifies the impact of environmental disclosure on cost of equity by analyzing 165 listed manufacturing firms in Vietnam from 2014 to 2019. The study’s results of the Pooled OLS, REM, and FEM models indicate that the disclosure of environmental information has a negative correlation with the cost of equity of listed manufacturing firms in Vietnam.
Keywords: information disclosure, environment, cost of capital.
[Tạp chí Công Thương - Các kết quả nghiên cứu khoa học và ứng dụng công nghệ, Số 6, tháng 3 năm 2021]