Dataindsamling. og for regnskabsåret 2009 af n 2009 = 16 børsnoterede selskaber.

Transkript

1 Bilag 1: Test af lovkravets virkning på børsnoterede selskaber Testen er en test på forskellen mellem to populationsandele ( p 1 p 2 ), der udføres på baggrund af en stikprøvestørrelse på n 1 fra populationen p 1 og en stikprøvestørrelse på n 2 fra populationen p 2 1. Andelene pˆ 1 og pˆ 2 er udtryk for andelen af succes er i de respektive stikprøver; dvs. her andelen af selskaber med CSR-rapportering i det pågældende år. Der udføres en Z-test. Benævnelserne vil for forståelsens skyld ændres til hhv og 2009 i stedet for 1 respektive 2. Årstallene skal læses som regnskabsårenes benævnelser. Andelene vil dermed blive angivet som henholdsvis pˆ 2008 og pˆ Stikprøvestørrelserne udgøres for regnskabsåret 2008 af i alt n 2008 = 19 børsnoterede selskaber, og for regnskabsåret 2009 af n 2009 = 16 børsnoterede selskaber. Dataindsamling Som stikprøve, hvorfra der vil blive forsøgt generalisering til populationen alle børsnoterede selskaber, er udvalgt alle selskaber, der er noteret på Københavns Fondsbørs C20-indeks samt alle danske large-cap-selskaber. Undtaget herfra er dog finansielle virksomheder, da disse jf. ÅRL 1, stk. 3 nr. 1 ikke er underlagt årsregnskabslovens bestemmelser. Desuden er selskaber i stikprøven med forskudt regnskabsår, eller som endnu ikke i skrivende stund (7. april 2010) har udgivet deres årsregnskab for regnskabsåret 2009, kun medtaget i stikprøven for Dette gør sig gældende for selskaberne Danisco, Coloplast og G4S plc. Definitionen af CSR-rapportering er i denne sammenhæng, at der skal være tale om decideret rapportering i årsrapporten, en særskilt rapport til formålet eller samlet rapportering på selskabets hjemmeside. På linje med lovkravets ordlyd anses spredte informationer på fx hjemmesiden dermed ikke for reel CSR-rapportering, hvorfor et sådant tilfælde vil resultere i et kryds i nej-kolonnen som svar på, om selskabet har CSR-rapportering det pågældende år. Da CSR-arbejdet er frivilligt - og der ej heller jf. lovgivningen er krav til omfanget af rapporteringen - skelnes der ej heller i dataindsamlingen mellem omfattende og mindre omfattende CSR-rapporteringer, som evt. udelukkende kortlægger virksomhedens CSR-politikker, hvilket kan være udtryk for en startfase for CSR-arbejdet. 1 Keller 2004, pp I

2 Resultaterne af dataindsamlingen ses i nedenstående tabel: Selskab Har CSR-rapportering Har CSR-rapportering Ja Nej Ja Nej Links* Carlsberg x x Danske Bank Danisco x D/S Norden x x DSV x x FLSmidth & Co. x x Genmab x x Jyske Bank Lundbeck x x A.P. Møller - Mærsk x x Nordea Bank NKT Holding x x Novo Nordisk B x x Novozymes B x x Sydbank Topdanmark TrygVesta Vestas Wind Systems x x William Demant Holding x x Coloplast B x G4S plc x Københavns Lufthavne x x Rockwool Int. A x x TDC x x TORM x x I alt * Baggrundsinformation hentet fra (Egen tilvirkning) Z-test af forskellen mellem selskaber med CSR-rapportering fra 2008 til 2009 (hhv. før og efter lovkravet i ÅRL 99 a s ikrafttræden) Sammenligning af to andele: X : Antal selskaber med CSR-rapportering X 2008 : Antal selskaber, der har CSR-rapportering for regnskabsåret 2008 X 2009 : Antal selskaber, der har CSR-rapportering for regnskabsåret 2009 II

3 X 2008 og X 2009 ~ Binomialfordeling Der anlægges en procesbetragtning (udfaldene ikke født på forhånd), da der generaliseres til alle andre børsnoterede selskaber Forudsætninger for binomialfordeling: 2 mulige udfald: Har CSR-rapportering / har ej CSR-rapportering n forsøg: Der er tale om hhv. n 2008 = 19 og n 2009 = 16 p konstant: Sandsynligheden må antages at være rimelig konstant, selvom et øget pres fra omverdenen eventuelt kan påvirke sandsynligheden for, at selskabet laver CSRrapportering. Dog er det ikke en hurtig omstilling, selskabet uden videre kan foretage, men en udvikling, der må kunne påvirke beslutningen over en længere periode. Dermed kan konstant sandsynlighed med rimelighed antages. Uafhængige forsøg: Dette må siges at være opfyldt for de enkelte år, da selskaberne befinder sig i vidt forskellige brancher og situationer, hvorfor de nok ikke har den store indflydelse på hinanden mht. CSR-rapportering. Det kan desuden være en omkostningstung og omsiggribende beslutning, hvorfor det langt fra kun må formodes at være de andre selskabers beslutninger, der er afgørende for det enkelte selskab i denne forbindelse. Binomialfordeling er altså det bedste bud på en fordeling. Der foretages en test på to andele en tosidet test, da der her ikke er nogen forudindtagelse om, at lovkravet har virket i en bestemt retning, dvs. om andelen er vokset eller faldet. Hypotesetestens 7 trin gennemgås: 1. Opstilling af hypoteser H 0 : p 2008 p 2009 = 0 p 2008 = p 2009 (Der er ingen signifikant forskel på, hvor stor en andel, der har CSR-rapportering fra 2008 til 2009) H 1 : p 2008 p p 2008 p 2009 (Der er signifikant forskel på, hvor stor en andel, der har CSR-rapportering fra 2008 til 2009) 2. Signifikansniveau α = 0,05 anvendes 3. Observator Z ~ pˆ 2008 pˆ pˆ 1 pˆ III

4 Forudsætninger for observatoren: To uafhængige stikprøver o Ja, det er to forskellige år, men alligevel er uafhængighed mellem de to stikprøver tvivlsom, da begge stikprøver indeholder de samme selskaber; der er blot et år imellem. Dog indgår de to selskaber med forskudt regnskabsår og et enkelt med senere udgivelse af årsrapport ikke i stikprøven for år X 1 X 2 approximativt normalfordelt o Ja, normalfordeling er rimelig at antage, da udstrækningen i hvilken man rapporterer om CSR formentlig for de fleste børsnoterede selskabers vedkommende har en nogenlunde sammenfaldende middelværdi, og der er formentlig ikke særligt mange, der enten slet ingenting har rapporteret eller har rapporteret ekstremt meget om deres samfundsansvar. Nogenlunde symmetri omkring et toppunkt, samt klokkeform, kan dermed med rimelighed antages. Dog er antagelsen om approksimation lidt problematisk, idet der i kraft af udviklingen formodentlig stort set ikke er nogen, der slet ikke har CSR-rapportering. Derfor lidt højreskæv fordeling. o Til vurdering af, hvorvidt der kan approksimeres til normalfordeling, kan følgende benyttes: Hvis n * p > 5 og n * (1- p ) > 5, kan der approksimeres til normalfordeling. Vurdering heraf: n 2008 * pˆ 2008 = 19 * = 17 (> 5) n 2008 * (1 - pˆ 2008 ) = 19 * (1 - ) = 2 (< 5) (=> ikke opfyldt) n 2009 * pˆ 2009 = 16 * = 16 (> 5) n 2009 * (1 - pˆ 2009 ) = 16 * (1 - ) = 0 (< 5) (=> ikke opfyldt) Af ovenstående ses det, at der er et forudsætningsbrud ift. approksimationen til normalfordeling. Dette kan få indflydelse på konklusionen, og må derfor medtages som forbehold. < 0,05 eller proces Her anlægges procesbetragtning, hvorfor korrektion kan udelades Simpel tilfældig udvælgelse + troværdige svar IV

5 H 0 sand 4. Observatorværdi Der er ikke direkte tale om simpel tilfældig udvælgelse, da selskaberne er udvalgt på baggrund af deres egenskab som store børsnoterede selskaber. Det antages dog alligevel opfyldt for at kunne udføre testen. Mht. troværdige svar er dette opfyldt, da det er tjekket åbenlyst, om de har CSR-rapportering eller ej. Der har ikke været mulighed for utroværdighed. Antages Først beregnes parametrene: pˆ = = = 0, (x 2008 = antal observationer i 2008 med udfaldet ja, x 2009 = antal observationer i 2009 med udfaldet ja) pˆ 2008 = = = 0, pˆ 2009 = = = 1 Beregning af observatorværdi: pˆ 2008 pˆ pˆ 1 pˆ , , , , , , ,92 V

6 5. Fastlæggelse af kritiske grænser 2 Z α/2 = Z 0,05/2 = 1,96 Z 1-α/2 = Z 1-0,05/2 = - 1,96 Da Z OBS = -0,92 ligger inden for de kritiske grænser, fastholdes H 0. Det vil sige, at det ikke kan påvises, at andelen af selskaber med CSR-rapportering har ændret sig (signifikant) fra 2008 til Der kan altså ikke påvises nogen signifikant forskel på, hvordan de to år ser ud mht. CSRrapportering. 6. P-værdi 2 * P (Z > Z OBS ) = 2 * (1-P(Z< - 0,92)) = 2 * (1 0,1685) = 2 * 0,8315 = 1, Konklusion H 0 er fastholdt, idet H 1 ikke kan påvises ved dette signifikansniveau. Det ville dog evt. kunne lade sig gøre ved et højere signifikansniveau, hvilket dog ville kræve en ny test. Dette indebærer, at det på det foreliggende grundlag ikke kan konkluderes, at der er sket en ændring i andelen af de børsnoterede selskaber, der har CSR-rapportering fra 2008 til Lovkravet har altså ikke haft nogen effekt på, hvor mange der har CSR-rapportering efter dets ikrafttrædelse. Dog kan der argumenteres for, at selskaberne allerede ved regnskabsaflæggelsen for 2008 har været bekendt med lovkravet, hvorfor det kan tænkes, at de allerede på det tidspunkt er startet med at foretage CSRrapportering. Da P-værdien er ligger forholdsvist langt fra signifikansniveauet (α) på 0,05, er det en usikker konklusion. Herudover skal forudsætningsbruddet omkring approksimationen til normalfordeling også tages i betragtning. Jf. forudsætningsbruddet skal denne konklusion altså tages med forbehold særligt det forhold, at stikprøven ikke er simpelt tilfældigt udvalgt. 2 Fundet vha. tabelopslag i Madsen 2007, p. 24 VI

7 Bilag 2: UN Global Compacts 10 principper Kilde: United Nations Global Compact 2008, p. 6 VII

8 Bilag 3: Test af UN Global Compacts udbredelse Test af, hvor mange selskaber, der benytter sig af UN Global Compact hhv. før (2008) og efter (2009) lovkravets ikrafttræden Testen er en test på forskellen mellem to populationsandele ( p 1 p 2 ), der udføres på baggrund af en stikprøvestørrelse på n 1 fra populationen p 1 og en stikprøvestørrelse på n 2 fra populationen p 2 3. Andelene pˆ 1 og pˆ 2 er udtryk for andelen af succes er i de respektive stikprøver; dvs. her andelen af selskaber, der har udgivet en fremskridtsrapport i forbindelse med selskabets tilslutning til UN Global Compact, der dækker det pågældende regnskabsår. Der udføres en Z-test. Benævnelserne vil for forståelsens skyld ændres til hhv og 2009 i stedet for 1 respektive 2. Årstallene skal læses som regnskabsårenes benævnelser. Andelene vil dermed blive angivet som henholdsvis pˆ 2008 og pˆ Stikprøvestørrelserne udgøres for regnskabsåret 2008 af i alt n 2008 = 19 børsnoterede selskaber, og for regnskabsåret 2009 af n 2009 = 16 børsnoterede selskaber. Formålet med denne test er at finde ud af, hvor nærliggende en eventuel udvidelse af kravet i ÅRL 99 a til også at omfatte obligatorisk anvendelse af UNGC ville være ud fra en betragtning om, hvorvidt der er signifikant forskel på andelen af børsnoterede selskaber, der anvender UNGC i forbindelse med struktureringen af deres CSR-arbejde. Herudover ses også, hvorvidt lovkravet har haft nogen betydning for antallet af virksomheder, der anvender UNGC i forbindelse med rapportering om CSR-arbejdet hvorvidt udviklingen bæres af lovkravet, eller om virksomhederne i forvejen er foran lovkravet. Dataindsamling Som stikprøve, hvorfra der vil blive forsøgt generalisering til populationen alle børsnoterede selskaber, er udvalgt alle selskaber, der er noteret på Københavns Fondsbørs C20-indeks samt alle danske large-cap-selskaber. Undtaget herfra er dog finansielle virksomheder, da disse jf. ÅRL 1, stk. 3 nr. 1 ikke er underlagt årsregnskabslovens bestemmelser. Desuden er selskaber i stikprøven med forskudt regnskabsår, eller som endnu ikke i skrivende stund (7. april 2010) har udgivet deres årsregnskab for regnskabsåret 2009, kun medtaget i stikprøven for Dette gør sig gældende for selskaberne Danisco, Coloplast og G4S plc. Da der ifølge reglementet for tilslutningen til UN Global Compact kan gå op til 2 (gamle regler) eller 1 år (nyere regler) 4, før virksomheden udgiver en fremskridtsrapport efter tilslutningen til programmet, sættes skillelinjen for, hvornår selskabet benytter sig af UN Global Compact på det tidspunkt, hvor virksomheden udgiver sin første fremskridtsrapport, dvs. bruger det i CSRrapporteringen i praksis. Denne definition anvendes frem for blot en tilslutning i form af Letter of 3 Keller 2004, pp Erhvervs- og Selskabsstyrelsens Center for Samfundsansvar 2009, p. 40 VIII

9 Commitment for at skabe konsistens mellem kriterierne for brugen af de to standarder hhv. UN Global Compact (UNGC) og Global Reporting Initiative (GRI) når der testes på brugen af dem hver især. Årsagen er, at en eventuel anvendelse af GRI først ses, når virksomheden rapporterer ved brug af disse retningslinjer. Det synes derfor mest logisk at opstille samme kriterium for anvendelsen af UNGC. Resultaterne af dataindsamlingen ses i nedenstående tabel: Selskab UNGC GRI UNGC GRI Links* Carlsberg x x Danske Bank Danisco x x D/S Norden DSV FLSmidth & Co. Genmab Jyske Bank Lundbeck x A.P. Møller - Mærsk A x x Nordea Bank NKT Holding x Novo Nordisk B x x x x Novozymes B x x x x Sydbank Topdanmark TrygVesta Vestas Wind Systems x William Demant Holding Coloplast B x x G4S plc Københavns Lufthavne Rockwool Int. A TDC x TORM I alt * Baggrundsinformation hentet fra (Egen tilvirkning) IX

10 Z-test af forskellen mellem selskaber med udgivne fremskridtsrapporter fra 2008 til 2009 (hhv. før og efter lovkravet i ÅRL 99 a s ikrafttræden) Sammenligning af to andele: X: Antal selskaber, der har udgivet fremskridtsrapport (COP) efter tilslutning til UN Global Compact X 2008 : Antal selskaber, der har udgivet en fremskridtsrapport, der dækker regnskabsåret 2008 X 2009 : Antal selskaber, der har udgivet en fremskridtsrapport, der dækker regnskabsåret 2009 X 2008 og X 2009 ~ Binomialfordeling Der anlægges en procesbetragtning (udfaldene ikke født på forhånd), da der generaliseres til alle andre børsnoterede selskaber Forudsætninger for binomialfordeling: 2 mulige udfald: Har udgivet fremskridtsrapport / har ej udgivet fremskridtsrapport Der gennemføres n forsøg: Der er tale om hhv. n 2008 = 19 og n 2009 = 16 p konstant fra forsøg til forsøg: Ja, sandsynligheden må antages at være rimelig konstant. Dog kan denne antagelse være lidt problematisk, da det for nogle af selskaberne måske er mere nærliggende at benytte UNGC end for andre. Der er dog tale om så brede principper, at der må siges at være en konstant sandsynlighed De enkelte forsøg er uafhængige: Dette må antages at være opfyldt jf. argumentationen i Bilag 1, idet de enkelte selskaber ikke direkte har nogen indflydelse på hinanden og hvorvidt de benytter sig af UNGC. Dog evt. indirekte afhængighed, idet et selskab formentlig nødigt vil risikere at komme bag om dansen, når det gælder noget, der kan være så essentielt for virksomhedens videre succes. Dette har dog mere at gøre med omverdenens forventninger og pres end det har at gøre med de andre selskaber som sådan. Alle forudsætninger for binomialfordelingen antages dermed for opfyldt. Der foretages en test på to andele en tosidet test, da der her ikke er nogen forudindtagelse om, at lovkravets indførelse skulle have virket i en bestemt retning, dvs. om det har virket som en tilskyndelse til at benytte sig af UNGC eller om det modsatte skulle være tilfældet; en opbremsning i udbredelsen af UNGC. Dog kan undtagelsen i ÅRL 99 a for selskaber, der udgiver fremskridtsrapporter formentlig godt virke som incitament til at tilslutte sig UNGC og udgive en sådan. Dette ses der dog bort fra, da UNGC ikke er lovpligtig i den forstand. X

11 Hypotesetestens 7 trin gennemgås: 1. Opstilling af hypoteser H 0 : p 2008 p 2009 = 0 p 2008 = p 2009 (Der er ingen signifikant forskel på, hvor stor en andel, der benytter UNGC fra 2008 til 2009) H 1 : p 2008 p p 2008 p 2009 (Der er en signifikant forskel på, hvor stor en andel, der benytter UNGC fra 2008 til 2009) 2. Signifikansniveau α = 0,05 anvendes. Alternativt kunne α = 0,01 have været anvendt for en mere sikker konklusion. 3. Observator Z ~ pˆ 2008 pˆ pˆ 1 pˆ Forudsætninger for observatoren: To uafhængige stikprøver o Ja, det er to forskellige år, men alligevel er uafhængighed mellem de to stikprøver tvivlsom, da begge stikprøver indeholder de samme selskaber; der er blot et år imellem. Dog indgår de to selskaber med forskudt regnskabsår og et enkelt med senere udgivelse af årsrapport ikke i stikprøven for år X 1 X 2 approksimativt normalfordelt o Ja, normalfordeling er rimelig at antage, da udstrækningen i hvilken man benytter sig af UNGC formentlig for de fleste børsnoterede selskabers vedkommende har en nogenlunde sammenfaldende middelværdi, og der er formentlig ikke særligt mange, der befinder sig i ekstremerne. Dette skyldes udviklingstendensen og den lempelse, der eksisterer for selskaber, der udarbejder fremskridtsrapporter samt det, at CSR og dermed CSRrapporteringen - jf. analysen er et område i stadig udvikling. Mulighederne for udvikling er dermed endnu ikke udtømte for det enkelte selskab. Nogenlunde symmetri omkring en middelværdi, samt klokkeform, kan dermed med rimelighed antages. o Kravene for approksimation fra binomialfordelingen til normalfordelingen vurderes således (korrektionsleddet udelades): XI

12 Hvis n * p > 5 og n * (1- p ) > 5, kan der approksimeres til normalfordeling. Vurdering heraf foretages vha. estimater: n 2008 * pˆ 2008 = 19 * = 4 (< 5) (=> ikke opfyldt) n 2008 * (1 - pˆ 2008 ) = 19 * (1 - ) = 15 (> 5) n 2009 * pˆ 2009 = 16 * = 7 (> 5) n 2009 * (1 - pˆ 2009 ) = 16 * (1 - ) = 9 (> 5) Heraf ses det, at der er et enkelt mindre forudsætningsbrud ift. approksimationen til normalfordeling, da en af værdierne ikke er større end 5, men kun er på 4. (Dette kan få indflydelse på konklusionen, der derfor må tages med forbehold.) Der er dog kun tale om en meget lille afvigelse, hvorfor der alligevel approksimeres. < 0,05 eller proces Her anlægges en procesbetragtning, hvorfor korrektion kan udelades Simpel tilfældig udvælgelse + troværdige svar Det kan i høj grad diskuteres, hvorvidt stikprøven kan antages at være simpelt tilfældigt udvalgt. Der er udelukkende tale om børsnoterede large cap-virksomheder, hvorfor stikprøverne ikke nødvendigvis er repræsentative ift. alle børsnoterede selskaber også fx mid cap og small cap. Troværdigheden er derimod opfyldt, da der ingen risiko for snyd er. Det er blevet tjekket objektivt, om der foreligger fremskridtsrapporter eller ej. H 0 er sand Antages 4. Observatorværdi Først beregnes parameterestimaterne: pˆ = = = 0, (x 2008 = antal observationer i 2008 med udfaldet ja, x 2009 = antal observationer i 2009 med udfaldet ja) XII

13 pˆ 2008 = = = 0, pˆ 2009 = = = 0,4375 Beregning af observatorværdi: pˆ 2008 pˆ pˆ 1 pˆ , ,4375 0, , , , , ,44 5. Fastlæggelse af kritiske grænser 5 Z α/2 = Z 0,05/2 = 1,96 Z 1-α/2 = Z 1-0,05/2 = - 1,96 Da Z OBS = -1,44 ligger inden for de kritiske grænser, fastholdes H 0. Der kan altså ikke påvises nogen signifikant forskel på de to år og andelene af selskaber, der benytter sig af UNGC og dermed har udgivet fremskridtsrapporter. 6. P-værdi 2 * P (Z > Z OBS ) = 2 * (1-P(Z< - 1,44)) = 2 * (1 0,0749) = 2 * 0,9251 = 1, Fundet vha. tabelopslag i Madsen 2007, p. 24 XIII

14 7. Konklusion H 0 er fastholdt, idet H 1 ikke kan påvises ved dette signifikansniveau på 5%. Det ville dog måske kunne påvises ved et signifikansniveau på 10%, hvormed konklusionens sikkerhed dog også ville forringes. Dette indebærer, at det på det foreliggende grundlag ikke kan konkluderes, at der er sket en signifikant ændring i andelen, der benytter sig af UNGC og fremskridtsrapport i den forbindelse blandt de børsnoterede selskaber fra 2008 til 2009, dvs. henholdsvis før og efter lovkravet i ÅRL 99 a s ikrafttræden. Dog skal det også her tages med i betragtningen, at selskaberne på tidspunktet for aflæggelsen af årsregnskabet for 2008 har haft rig mulighed for at overveje, om de evt. skulle implementere en standard som UNGC til at strukturere CSR-arbejdet, og dermed allerede gjort dette året før påkrævet. Da p-værdien på 1,8502 er ligger langt fra signifikansniveauet (α = 0,05), er det en usikker konklusion. Desuden taler forudsætningsbrud for, at konklusionen skal tages med forbehold særligt, at der ikke er tale om simpel tilfældig udvælgelse samt at forudsætningerne for approksimation til normalfordeling ikke er 100% opfyldt. XIV

15 Bilag 4: Test af Global Reporting Initiatives udbredelse Test af, hvor mange selskaber, der benytter sig af Global Reporting Initiatives G3 Guidelines hhv. før (2008) og efter (2009) lovkravets ikrafttræden Testen er en test på forskellen mellem to populationsandele ( p 1 p 2 ), der udføres på baggrund af en stikprøvestørrelse på n 1 fra populationen p 1 og en stikprøvestørrelse på n 2 fra populationen p 2 6. Andelene pˆ 1 og pˆ 2 er udtryk for andelen af succes er i de respektive stikprøver; dvs. her andelen af selskaber, der har benyttet Global Reporting Initiatives (GRI) G3 Guidelines som værktøj til CSR-rapporteringen det pågældende regnskabsår på et C-niveau eller derover. Der udføres en Z- test. Benævnelserne vil for forståelsens skyld ændres til hhv og 2009 i stedet for 1 respektive 2. Årstallene skal læses som regnskabsårenes benævnelser. Andelene vil dermed blive angivet som henholdsvis pˆ 2008 og pˆ Stikprøvestørrelserne udgøres for regnskabsåret 2008 af i alt n 2008 = 19 børsnoterede selskaber, og for regnskabsåret 2009 af n 2009 = 16 børsnoterede selskaber. Formålet med denne test er at finde ud af, hvor nærliggende en eventuel udvidelse af kravet i ÅRL 99 a til også at omfatte obligatorisk anvendelse af GRI til at redegøre for selskabets samfundsansvar ville være ud fra en betragtning om, hvorvidt mange allerede anvender GRI. Der ønskes en konklusion på, i hvilken retning det ville være nærliggende at justere lovgivningen på området for evt. at øge sammenligneligheden. I fald der er signifikant forskel fra før til efter - og det desuden er hovedparten, der allerede anvender GRI - ville vejen ikke blive særligt lang og besværlig, hvis GRI blev gjort lovpligtig som en del af ÅRL 99 a. Det vil så formentlig være et tegn på, at lovkravet allerede har haft en betydelig indflydelse i retning af anvendelse af GRI-standarden, og at en udvidelse af lovkravet efterfølgende vil være en naturlig forlængelse heraf. Såfremt der ikke kan påvises signifikant forskel, må den modsatte slutning drages. Det må i så fald skulle konkluderes, at lovkravet indtil nu ikke har haft nogen reel betydning for andelen af selskaber, der benytter GRI, hvorfor et påbud om dette ville betyde, at mange selskaber blev pådraget en stor og tung byrde. Dataindsamling Som stikprøve, hvorfra der vil blive forsøgt generalisering til populationen alle børsnoterede selskaber, er udvalgt alle selskaber, der er noteret på Københavns Fondsbørs C20-indeks samt de resterende danske large-cap-selskaber. Undtaget herfra er dog finansielle virksomheder, da disse jf. ÅRL 1, stk. 3 nr. 1 ikke er underlagt årsregnskabslovens bestemmelser. Desuden er selskaber i stikprøven med forskudt regnskabsår, eller som endnu ikke i skrivende stund (7. april 2010) har udgivet deres årsregnskab for regnskabsåret 2009, kun medtaget i stikprøven for Dette gør sig gældende for selskaberne Danisco, Coloplast og G4S plc. 6 Keller 2004, pp XV

16 Det bagvedliggende kriterium er her som ovenfor nævnt at GRIs G3 Guidelines er anvendt minimum på et C-niveau, hvilket er det mindst muligt omfattende anvendelsesniveau 7. Lidt omtale og opstartsoplysninger er ikke nok til at blive deklareret som GRI-anvender i denne test. Resultaterne af dataindsamlingen ses i nedenstående tabel, som er identisk med tabellen i bilag 3: Selskab UNGC GRI UNGC GRI Links* Carlsberg x x Danske Bank Danisco x x D/S Norden DSV FLSmidth & Co. Genmab Jyske Bank Lundbeck x A.P. Møller - Mærsk A x x Nordea Bank NKT Holding x Novo Nordisk B x x x x Novozymes B x x x x Sydbank Topdanmark TrygVesta Vestas Wind Systems x William Demant Holding Coloplast B x x G4S plc Københavns Lufthavne Rockwool Int. A TDC x TORM I alt * Baggrundsinformation hentet fra (Egen tilvirkning) 7 Global Reporting Initiative 2006a, p. 2 XVI

17 Z-test af forskellen mellem selskaber med CSR-rapportering på basis af værktøjet GRI fra 2008 til 2009 (hhv. før og efter lovkravet i ÅRL 99 a s ikrafttræden) Sammenligning af to andele: X: Antal selskaber, der benytter sig af GRIs G3-guidelines i forbindelse med CSR-rapporteringen X 2008 : Antal selskaber, der anvender GRIs G3-guidelines i forbindelse med CSR-rapporteringen for 2008 X 2009 : Antal selskaber, der anvender GRIs G3-guidelines i forbindelse med CSR-rapporteringen for 2009 X 2008 og X 2009 ~ Binomialfordeling Der anlægges en procesbetragtning (udfaldene ikke født på forhånd), da der generaliseres til alle andre børsnoterede selskaber Forudsætninger for binomialfordeling: 2 mulige udfald: Anvender GRIs G3-guidelines / anvender ej GRIs G3-guidelines Der gennemføres n forsøg: Der er tale om hhv. n 2008 = 19 og n 2009 = 16 p konstant fra forsøg til forsøg: Ja, sandsynligheden må antages at være rimelig konstant. Dog kan denne antagelse være lidt problematisk, da det for nogle af selskaberne måske er mere nærliggende at benytte GRIs G3-guidelines end for andre. Dog er GRI en standard med så mange performanceindikatorer, hvorimellem der i vid udstrækning er valgfrihed, hvorfor den kan anvendes af vidt forskellige selskaber. Der må derfor antages en konstant sandsynlighed. De enkelte forsøg er uafhængige: Dette må antages at være opfyldt jf. argumentationen i bilag 1, idet de enkelte selskaber ikke direkte har nogen indflydelse på hinanden og hvorvidt de benytter sig af GRIs guidelines. Dog kan der evt. være tale om en indirekte afhængighed, idet et selskab formentlig nødigt vil risikere at komme bag om dansen, når det gælder noget, der kan være så essentielt for virksomhedens videre succes som CSR-rapportering kan være. Dette har dog mere at gøre med omverdenens forventninger og pres end det har at gøre med afhængighed selskaberne imellem. Alle forudsætninger for binomialfordelingen antages dermed for opfyldt. XVII

18 Der foretages en test på to andele en tosidet test, da der her ikke er nogen forudindtagelse om, at lovkravets indførelse skulle have virket i en bestemt retning, dvs. om det i praksis indtil videre har fungeret som en tilskyndelse til at benytte sig af GRIs G3-guidelines til at strukturere CSRrapporteringen, eller om det modsatte skulle være tilfældet; en opbremsning i udbredelsen af GRI. Dog kan Erhvervs- og Selskabsstyrelsens Center for Samfundsansvars og andres anbefalinger om at anvende sådanne standarder eventuelt godt have virket som incitament. Dette ses der dog bort fra, da GRI ikke er lovpligtig at benytte. Hypotesetestens 7 trin gennemgås: 1. Opstilling af hypoteser H 0 : p 2008 p 2009 = 0 p 2008 = p 2009 (Der er ingen signifikant forskel på, hvor stor en andel, der benytter GRIs G3-guidelines fra 2008 til 2009) H 1 : p 2008 p p 2008 p 2009 (Der er signifikant forskel på, hvor stor en andel, der benytter GRIs G3-guidelines fra 2008 til 2009) 2. Signifikansniveau α = 0,05 anvendes. Alternativt kunne α = 0,01 have været anvendt for en mere sikker konklusion. 3. Observator Z ~ pˆ 2008 pˆ pˆ 1 pˆ Forudsætninger for brug af observatoren: To uafhængige stikprøver o Ja, det er to forskellige år, men alligevel er uafhængighed mellem de to stikprøver tvivlsom, da begge stikprøver indeholder de samme selskaber; der er blot et år imellem. Dog indgår de to selskaber med forskudt regnskabsår og et enkelt med senere udgivelse af årsrapport ikke i stikprøven for år X 1 X 2 approksimativt normalfordelt o Ja, normalfordeling er rimelig at antage, da udstrækningen i hvilken man benytter sig af GRI formentlig for de fleste børsnoterede selskabers vedkommende har en nogenlunde sammenfaldende middelværdi, og der er formentlig ikke særligt mange, der befinder sig i ekstremerne. Dette er udledt af udviklingstendensen samt det, at CSR og dermed CSR-rapporteringen - XVIII

19 jf. analysen er et område i stadig udvikling. Mulighederne for udvikling er dermed endnu ikke udtømte for det enkelte selskab. Nogenlunde symmetri omkring en middelværdi, samt klokkeform, kan dermed med rimelighed antages. o Kravene for approksimation fra binomialfordelingen til normalfordelingen vurderes således (korrektionsleddet udelades): Hvis n * p > 5 og n * (1- p ) > 5, kan der approksimeres til normalfordeling. Vurdering heraf foretages vha. estimater: n 2008 * pˆ 2008 = 19 * = 4 (< 5) (=> ikke opfyldt) n 2008 * (1 - pˆ 2008 ) = 19 * (1 - ) = 15 (> 5) n 2009 * pˆ 2009 = 16 * = 5 (> 5) n 2009 * (1 - pˆ 2009 ) = 16 * (1 - ) = 11 (> 5) Heraf ses det, at der er et enkelt mindre forudsætningsbrud ift. approksimationen til normalfordeling, da en af værdierne ikke er større end 5, men kun er på 4. Dette kan få indflydelse på konklusionen, der derfor må tages med forbehold. Der er dog kun tale om en meget lille afvigelse, hvorfor der alligevel approksimeres. < 0,05 eller proces Her anlægges en procesbetragtning, hvorfor korrektion kan udelades Simpel tilfældig udvælgelse + troværdige svar Det kan i høj grad diskuteres, hvorvidt stikprøven kan antages at være simpelt tilfældigt udvalgt. Der er udelukkende tale om børsnoterede large cap-virksomheder, hvorfor stikprøverne ikke nødvendigvis er repræsentative ift. alle børsnoterede selskaber også fx mid cap og small cap. Troværdigheden er derimod opfyldt, da der ingen risiko for snyd er. Det er blevet tjekket objektivt, om der foreligger brug af GRI på C- niveau eller derover. H 0 er sand Antages XIX

20 4. Observatorværdi Først beregnes parameterestimaterne: pˆ = = = 0, (x 2008 = antal observationer i 2008 med udfaldet ja, x 2009 = antal observationer i 2009 med udfaldet ja) pˆ 2008 = = = 0, pˆ 2009 = = = 0,3125 Beregning af observatorværdi: pˆ 2008 pˆ pˆ 1 pˆ , ,3125 0, , , , , ,69 5. Fastlæggelse af kritiske grænser 8 Z α/2 = Z 0,05/2 = 1,96 Z 1-α/2 = Z 1-0,05/2 = - 1,96 Da Z OBS = -0,69 ligger inden for de kritiske grænser, fastholdes H 0. Der kan altså ikke påvises nogen signifikant forskel på de to år og andelene af selskaber, der benytter sig af GRIs G3- guidelines. 8 Fundet vha. tabelopslag i Madsen 2007, p. 24 XX

21 6. P-værdi 2 * P (Z > Z OBS ) = 2 * (1-P(Z< - 0,69)) = 2 * (1 0,2451) = 2 * 0,7549 = 1, Konklusion H 0 er fastholdt, idet H 1 ikke kan påvises ved dette signifikansniveau på 5%. H 1 ville dog måske kunne påvises ved et signifikansniveau på 10%, hvormed konklusionens sikkerhed dog også ville forringes. Dette indebærer, at det på det foreliggende grundlag ikke kan konkluderes, at der er sket en signifikant ændring i andelen af selskaber, der benytter GRIs G3-guidelines til at strukturere deres CSR-rapportering, blandt de børsnoterede selskaber fra 2008 til dvs. henholdsvis før og efter lovkravet i ÅRL 99 a s ikrafttræden. Dog skal det også her tages med i betragtningen, at selskaberne på tidspunktet for aflæggelsen af årsregnskabet for 2008 har haft rig mulighed for at overveje, om de evt. skulle implementere en standard som GRI til at strukturere CSRrapporteringen, og dermed allerede gjort dette året før påkrævet. Da p-værdien på 1,5098 ligger langt fra signifikansniveauet (α = 0,05), er det en usikker konklusion. Desuden taler forudsætningsbrud for, at konklusionen skal tages med forbehold særligt det, at der ikke er tale om simpel tilfældig udvælgelse samt at forudsætningerne for approksimation til normalfordeling ikke er 100% opfyldt. XXI