Ảnh hưởng của hội đồng quản trị và đòn bẩy tài chính đến công bố thông tin kế toán môi trường: Bằng chứng từ các doanh nghiệp sản xuất niêm yết tại Việt Nam

Tô Hồng Nhựt

Trường Kinh tế, Đại học Cần Thơ

Email: [email protected]

PGS.TS Nguyễn Hữu Đặng (tác giả liên hệ)

Trường Kinh tế, Đại học Cần Thơ

Email: [email protected]

Tóm tắt

Nghiên cứu này phân tích tác động của đặc điểm hội đồng quản trị (HĐQT) và đòn bẩy tài chính đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết tại Việt Nam; đồng thời xem xét vai trò điều tiết của kiểm toán Big4. Dữ liệu được thu thập từ 90 doanh nghiệp trong giai đoạn 2020-2024; sử dụng phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu gộp (Pooled OLS). Kết quả cho thấy tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập và việc Tổng Giám đốc tham gia HĐQT có ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường. Ngoài ra, kiểm toán Big4 có vai trò điều tiết, làm gia tăng tác động của đặc điểm HĐQT đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường.

Từ khóa: Công bố thông tin kế toán môi trường, HĐQT, đòn bẩy tài chính, Big4

Abstract

This study examines the impact of board characteristics and financial leverage on the level of environmental accounting disclosure among listed manufacturing firms in Viet Nam, while also investigating the moderating role of Big Four auditors. Data were collected from 90 firms over the 2020-2024 period and analyzed using the pooled ordinary least squares (Pooled OLS) estimation method. The results indicate that the proportion of independent board members and the participation of the Chief Executive Officer on the board significantly influence the level of environmental accounting disclosure. In addition, Big Four auditors play a moderating role by strengthening the impact of board characteristics on environmental accounting disclosure.

Keywords: Environmental accounting disclosure, board of directors, financial leverage, Big Four auditors

ĐẶT VẤN ĐỀ

Trong những năm gần đây, công bố thông tin môi trường ngày càng được chú trọng, là một nội dung bắt buộc trong báo cáo thường niên của các doanh nghiệp, thể hiện tính minh bạch và trách nhiệm giải trình trước nhà đầu tư và các bên liên quan. Nhiều nghiên cứu thực nghiệm gần đây cho thấy, mức độ công bố thông tin kế toán môi trường của doanh nghiệp chịu ảnh hưởng đáng kể từ các yếu tố quản trị nội bộ, trong đó, các đặc điểm của HĐQT như quy mô, mức độ độc lập, cơ cấu kiêm nhiệm và sự đa dạng thành viên có mối liên hệ với phạm vi và chất lượng công bố thông tin môi trường (Jizi và cộng sự, 2014).

Bên cạnh đó, đòn bẩy tài chính cũng được xác định là một nhân tố quan trọng, song bằng chứng thực nghiệm cho thấy kết quả chưa đồng nhất giữa các bối cảnh nghiên cứu. Một số nghiên cứu ghi nhận đòn bẩy cao gắn với mức độ công bố thông tin môi trường thấp hơn, trong khi một số nghiên cứu khác cho thấy áp lực từ chủ nợ có thể thúc đẩy doanh nghiệp minh bạch hơn. Gần đây, vai trò của kiểm toán chất lượng cao, đặc biệt là các công ty kiểm toán Big4, được quan tâm như một yếu tố có thể ảnh hưởng đến mức độ và độ tin cậy của công bố thông tin kế toán môi trường. Các nghiên cứu quốc tế chỉ ra rằng, doanh nghiệp được kiểm toán bởi Big4 có xu hướng công bố thông tin môi trường và bền vững đầy đủ hơn (Velte và Stawinoga, 2020; Velte, 2021). Tuy nhiên, bằng chứng về vai trò điều tiết của Big4 đối với mối quan hệ giữa đặc điểm HĐQT, đòn bẩy tài chính và mức độ công bố thông tin kế toán môi trường vẫn còn hạn chế.

Tại Việt Nam, cùng với Thông tư số 96/2020/TT-BTC ngày 16/11/2020 của Bộ Tài chính hướng dẫn công bố thông tin trên thị trường chứng khoán, các doanh nghiệp sản xuất niêm yết ngày càng chịu áp lực minh bạch hóa thông tin kế toán môi trường. Tuy nhiên, các nghiên cứu thực nghiệm trong nước chưa nhiều, đặc biệt là nghiên cứu kiểm định đồng thời ảnh hưởng của đặc điểm HĐQT, đòn bẩy tài chính và vai trò điều tiết của Big4 vẫn còn rất hạn chế. Khoảng trống này đặt ra nhu cầu cần có các nghiên cứu định lượng chuyên sâu nhằm cung cấp bằng chứng thực nghiệm cập nhật cho bối cảnh thị trường mới nổi của Việt Nam.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT

Các lý thuyết nền

Nghiên cứu về ảnh hưởng của đặc điểm HĐQT và đòn bẩy tài chính đến công bố thông tin kế toán môi trường với vai trò điều tiết của kiểm toán Big4 được xây dựng dựa trên các lý thuyết nền như: Lý thuyết kế toán tích cực (Watts và Zimmerman, 1986), Lý thuyết hợp pháp hóa (Suchman, 1995), Lý thuyết tín hiệu (Spence, 1973) và Lý thuyết đại diện (Jensen và Meckling, 1976).

Lý thuyết kế toán tích cực (Watts và Zimmerman, 1986) cho rằng doanh nghiệp có xu hướng điều chỉnh hành vi công bố thông tin nhằm giảm thiểu các chi phí phát sinh từ sự giám sát của cơ quan quản lý, chủ nợ và xã hội. Theo đó, các doanh nghiệp có mức đòn bẩy tài chính cao thường chịu áp lực lớn từ nghĩa vụ nợ và các ràng buộc tài chính, dẫn đến việc hạn chế công bố các thông tin phi tài chính có thể làm gia tăng chi phí tuân thủ và giám sát, bao gồm thông tin kế toán môi trường.

Bên cạnh đó, Lý thuyết hợp pháp hóa (Suchman,1995) cho rằng, doanh nghiệp công bố thông tin môi trường nhằm duy trì sự chấp nhận của xã hội, đặc biệt trong các ngành có mức độ tác động môi trường cao, trong đó HĐQT đóng vai trò định hướng và giám sát việc phản hồi các áp lực xã hội và pháp lý thông qua chính sách công bố thông tin (De Villiers và Van Staden, 2011).

Lý thuyết tín hiệu nhấn mạnh công bố thông tin môi trường như một công cụ truyền tải tín hiệu về mức độ minh bạch và trách nhiệm của doanh nghiệp trong điều kiện bất cân xứng thông tin, trong đó sự tham gia của các công ty kiểm toán Big4 có thể làm tăng độ tin cậy của các tín hiệu này và ảnh hưởng đến hành vi công bố thông tin môi trường (Spence, 1973; Velte và Stawinoga, 2020).

Cuối cùng, Lý thuyết đại diện cho rằng các cơ chế quản trị, đặc điểm HĐQT có ảnh hưởng đến mức độ minh bạch thông tin của doanh nghiệp, trong khi chất lượng kiểm toán được xem là yếu tố hỗ trợ nâng cao độ tin cậy của thông tin được công bố (Jensen và Meckling, 1976; Velte, 2021).

Giả thuyết nghiên cứu

Các nghiên cứu gần đây cho thấy, doanh nghiệp có mức đòn bẩy tài chính cao thường chịu áp lực lớn từ nghĩa vụ nợ và sự giám sát của chủ nợ, dẫn đến xu hướng hạn chế công bố các thông tin phi tài chính có thể làm gia tăng chi phí tuân thủ (Itan và cộng sự, 2023). Bên cạnh đó, nghiên cứu thực nghiệm của Nguyễn La Soa và cộng sự (2019) cho thấy, mối quan hệ này là ngược chiều. Do vậy, giả thuyết nghiên cứu được đề xuất là:

H₁: Đòn bẩy tài chính (LEV) có ảnh hưởng tiêu cực đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường.

Bên cạnh đó, nhiều nghiên cứu nhấn mạnh vai trò của bộ phận quản trị công ty trong việc thúc đẩy minh bạch thông tin, trong đó quy mô HĐQT lớn hơn thường gắn với mức độ công bố thông tin bền vững và môi trường cao hơn (Itan và cộng sự, 2023; Liu và cộng sự, 2025). Trên cơ sở đó, giả thuyết được đề xuất:

H₂ : Số lượng thành viên HĐQT (IND1) có ảnh hưởng tích cực đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường.

Đồng thời, sự hiện diện của các thành viên HĐQT độc lập có thể giúp tăng cường trách nhiệm giải trình và khả năng đáp ứng các kỳ vọng xã hội liên quan đến môi trường; các nghiên cứu của Villiers và Van Staden (2011) và Wu và cộng sự (2025) đều phát hiện như vậy. Từ đó giả thuyết được đề xuất:

H₃: Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập (IND2) có ảnh hưởng tích cực đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường.

Ngược lại, các nghiên cứu về cấu trúc quyền lực quản trị cho thấy việc một thành viên HĐQT kiêm nhiệm Tổng Giám đốc có thể làm suy giảm hiệu quả giám sát do sự tập trung quyền lực (Itan và cộng sự, 2023), từ đó hạn chế động cơ công bố thông tin kế toán môi trường một cách đầy đủ. Vì vậy, giả thuyết được đề xuất:

H₄: Thành viên HĐQT kiêm nhiệm Tổng Giám đốc (IND3) có ảnh hưởng tiêu cực đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường.

Ngoài các tác động trực tiếp, các nghiên cứu gần đây nhấn mạnh vai trò của chất lượng kiểm toán như một cơ chế tín hiệu quan trọng, trong đó kiểm toán Big4 có thể nâng cao độ tin cậy của thông tin được công bố và điều tiết mối quan hệ giữa các đặc điểm tài chính, quản trị và mức độ công bố thông tin kế toán môi trường (Alharasis và cộng sự, 2025; Liu và cộng sự, 2025). Do đó, với tác động điều tiết của Big4, các giả thuyết nghiên cứu được hình thành như sau:

H_1a: Kiểm toán Big4 làm giảm tác động tiêu cực của LEV đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường.

H_2a: Kiểm toán Big4 làm tăng tác động tích cực của IND1 đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường.

H_3a: Kiểm toán Big4 làm tăng tác động tích cực của IND₂ đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường.

H_4a: Kiểm toán Big4 làm giảm tác động tiêu cực của IND₃ đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường.

DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Dữ liệu

Dữ liệu nghiên cứu được thu thập trong giai đoạn 2020-2024 từ 90 doan nghiệp sản xuất niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam với phương pháp chọn mẫu là chọn hết các doanh nghiệp có đủ dữ liệu theo yêu cầu của nghiên cứu. Sau khi sàng lọc, loại các quan sát không đầy đủ thông tin, dữ liệu bảng (panel data) được đưa vào phân tích với cỡ mẫu là 447 quan sát.

Phương pháp phân tích

Các giả thuyết được kiểm định thông qua mô hình hồi quy dữ liệu bảng với các phương pháp ước lượng bao gồm OLS gộp (Pooled OLS), tác động cố định (FEM), tác động ngẫu nhiên (REM) và bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS). Việc lựa chọn mô hình phù hợp dựa trên các kiểm định F, Breusch-Pagan LM, Hausman và kiểm định phương sai sai số để đưa ra kết quả cuối cùng. Mô hình hồi quy có dạng sau:

Mô hình 1 (Không có biến điều tiết):

TTKTMT_it​ = β₀​ + β₁​LEV_it​ +β₂​IND1_it​ + β₃​IND2_it ​+ β₄IND3_it​ + β₅SIZE_it​ + β₆​ROA_it​ + β₈​ROE_it​ + β₉FOR_it + ε_it​ (1)

Mô hình 2 (Có biến điều tiết):

TTKTMT_it​ = β₀​ + β₁​LEV_it​ +β₂​IND1_it​ + β₃​IND2_it ​+ β₄IND3_it​ + β₅SIZE_it​ + β₆​ROA_it​ + β₈​ROE_it​ + β₉FOR_it + β₁₀​BIG4_it + β₁₁(LEV×BIG4)_it + β₁₂​(IND1×BIG)_it​ + β₁₃​(IND2×BIG4)_it ​+ β₁₄(IND3×BIG4)_it + ε_it​ (2)

Trong đó: β₀​: Hệ số giao điểm; β₁ → β₁₄: các hệ số hồi quy. Biến phụ thuộc (TTKTMT_it​) là Mức độ công bố thông tin kế toán môi trường, được đo lường bằng giá trị trung bình (%) của 15 chỉ tiêu công bố thông tin kế toán môi trường theo Thông tư số 96/2020/TT-BTC, sau đó được quy đổi theo thang đo 5 mức độ từ 1 - 5. Các biến độc lập bao gồm: LEV_it - Đòn bẩy tài chính (Tổng nợ chia tổng tài sản); IND1_it​ - Quy mô HĐQT (người); IND2_it - Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập (số lượng thành viên độc lập chia tổng số thành viên HĐQT); IND3_it - Kiêm nhiệm thành viên HĐQT - Tổng giám đốc (1: có; 0: khác_​). Các biến kiểm soát bao gồm: SIZE_it - Quy mô doanh nghiệp (Log tổng tài sản); ROA_it - Hệ số sinh lời tổng tài sản (lợi nhuận sau thuế chia tổng tài sản bình quân); ROE_it - Hệ số sinh lời vốn chủ sở hữu (Lợi nhuận sau thuế chia vốn chủ sở hữu bình quân); FOR_it - Tỷ lệ sở hữu nước ngoài (%). Các biến điều tiết của kiểm toán Big4 bao gồm: (LEV×BIG4)_it, (IND1×BIG)_it​, (IND2×BIG4)_it, (IND3×BIG4)_it của doanh nghiệp i tại năm t.

KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN

Kết quả

Thống kê mô tả các biến trong mô hình

Kết quả thống kê mô tả (Bảng 1) cho thấy, mức độ công bố thông tin kế toán môi trường của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam là 3,15 theo thang đo 5 mức độ. Như vậy, các doanh nghiệp sản xuất công bố thông tin kế toán môi trường ở mức độ trung bình theo Thông tư số 96/2020/TT-BTC. Mặc dù có doanh nghiệp sản xuất đạt mức độ 1 và mức độ 5 nhưng với độ lệch chuẩn thấp (1,27) cho thấy, mức độ công bố thông tin kế toán môi trường giữa các doanh nghiệp sản xuất khá tương đồng.

Bảng 1: Giá trị thống kê các biến trong mô hình hồi quy

Nguồn: Kết quả xử lý số liệu, 2025

Đòn bẩy tài chính (LEV) có giá trị trung bình là 0,41 cho thấy, các doanh nghiệp sản xuất tài trợ vốn bằng 41% là nợ và 59% là vốn chủ sở hữu, cấu trúc vốn này khá an toàn. Quy mô HĐQT (IND1) trung bình là 5,26 thành viên, quy mô nhỏ nhất là 3 và lớn nhất là 9 thành viên, phù hợp với quy định pháp luật hiện hành. Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập (IND2) trung bình là 28% trong giai đoạn 2020-2024, cho thấy trước khi Thông tư số 96/2020/TT-BTC có hiệu lực, một số doanh nghiệp sản xuất chưa có thành viên HĐQT độc lập. Biến IND3 cho thấy, khoảng 87% doanh nghiệp có Tổng Giám đốc là thành viên HĐQT và tỷ lệ Tổng giám đốc không tham gia HĐQT rất thấp (13%). Về quy mô doanh nghiệp (SIZE), tổng tài sản trung bình của các doanh nghiệp sản xuất là 2.492,31 tỷ đồng, song độ lệch chuẩn rất lớn cho thấy sự chênh lệch về quy mô tài sản giữa các doanh nghiệp rất lớn. Các chỉ tiêu hiệu quả hoạt động ROA và ROE trung bình lần lượt là 0,07 và 0,12 khá phù hợp với tỷ suất sinh lời của ngành sản xuất. Tỷ lệ sở hữu nước ngoài (FOR) trung bình là 4,19% nhưng dao động lớn từ 0 đến 94,11%, cho thấy mức độ tham gia của nhà đầu tư nước ngoài rất khác nhau. Ngoài ra, có khoảng 18% số quan sát được kiểm toán bởi các công ty kiểm toán Big4.

Kết quả hồi quy

Kết quả kiểm định F cho thấy giá trị F (89,349) = 1,04 với Prob > F = 0,38 (lớn hơn 5%) và kiểm định F bổ sung cho Prob > F = 0,21, cho thấy không tồn tại sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa các quan sát, do đó mô hình tác động cố định (FEM) không phù hợp. Đồng thời, kiểm định Breusch-Pagan Lagrangian Multiplier cho kết quả χ² = 0,00 với p-value = 1,00, hàm ý không tồn tại hiệu ứng ngẫu nhiên, loại trừ sự phù hợp của mô hình REM. Bên cạnh đó, kiểm định Breusch-Pagan về phương sai sai số cho kết quả χ²(1) = 1,30 (p = 0,2535) và χ²(1) = 2,13 (p = 0,14), cho thấy không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Trên cơ sở đó, nghiên cứu lựa chọn mô hình hồi quy gộp (Pooled OLS) để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu, kết quả trình bày tại Bảng 2 sau:

Bảng 2: Kết quả ước lượng mô hình hồi quy OLS gộp (Pooled OLS) với biến phụ thuộc là mức độ công bố thông tin kế toán môi trường

Nguồn: Kết quả xử lý số liệu, 2025

Kết quả hồi quy OLS gộp cho thấy, mô hình có ý nghĩa thống kê tổng thể ở cả 2 trường hợp (mô hình không biến điều tiết và có biến điều tiết) với giá trị F-statistic lần lượt là 15,68 và 10,46 cùng mức ý nghĩa p-value = 0,000.

Thảo luận

Trong mô hình không có biến điều tiết, biến Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập (IND2) có ý nghĩa thống kê (β = -3,6590; p < 0,01), cho thấy vai trò hỗ trợ của thành viên độc lập trong bối cảnh các doanh nghiệp sản xuất niêm yết tại Việt Nam chưa thực sự thúc đẩy công bố thông tin môi trường, trái ngược với giả thuyết H₃. Kết quả này có thể lý giải là sự tham gia của thành viên HĐQT độc lập mới bị bắt buộc từ khi Thông tư số 96/2020/TT-BTC có hiệu lực (năm 2021) và trong thời gian đầu, thành viên độc lập chưa chú trọng đến công bố thông tin kế toán môi trường, kết quả này phù hợp với bằng chứng thực nghiệm tại thị trường mới nổi (Itan và cộng sự, 2023). Ngược lại, biến IND3 có ý nghĩa thống kê (β = 0,8352; p < 0,01), hàm ý rằng thành viên HĐQT kiêm Tổng Giám đốc có tác động tích cực đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường. Kết quả này trái với giả thuyết H₄ mà nguyên nhân có thể do đặc điểm cấu trúc quản trị doanh nghiệp tại Việt Nam, Tổng giám đốc không tham gia HĐQT rất ít (13%) và chỉ tạm thời chờ bổ sung vào HĐQT; tuy nhiên kết quả này cho thấy vai trò điều hành tập trung vẫn có thể thúc đẩy việc công bố thông tin kế toán môi trường nhằm đáp ứng yêu cầu pháp lý và áp lực bên ngoài. Kết quả này tương đồng với một số nghiên cứu cho rằng CEO quyền lực có thể chủ động sử dụng công bố thông tin như một công cụ hợp pháp hóa (Villiers và Van Staden, 2011). Bên cạnh đó, tương tự như nghiên cứu của Nguyễn Thị Mai Anh và Nguyễn Thị Diệu Linh (2023), Quy mô doanh nghiệp (SIZE) có quan hệ cùng chiều với Mức độ công bố thông tin kế toán môi trường; Tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài (FOR) có ảnh hưởng tích cực đến Mức độ công bố thông tin kế toán môi trường. Các kết quả này cho thấy, các doanh nghiệp lớn và có sự tham gia của nhà đầu tư nước ngoài có xu hướng minh bạch thông tin kế toán môi trường cao hơn, kết quả này phù hợp với nghiên cứu trước đây của Wu và cộng sự (2025).

Khi đưa biến điều tiết Big4 vào, mô hình có sự cải thiện nhẹ về khả năng giải thích khi R² tăng từ 0,22 lên gần 0,24, cho thấy Kiểm toán Big4 có vai trò điều tiết nhất định về sự ảnh hưởng của đặc điểm HĐQT đến Mức độ công bố thông tin kế toán môi trường. Kết quả cho thấy, biến (IND1 × BIG4) có ý nghĩa thống kê ở mức 10% (β = 0,2589; p < 0,10), hàm ý rằng việc sử dụng kiểm toán Big4 có tác động thúc đẩy sự ảnh hưởng tích cực của Quy mô HĐQT (IND₁) đến Mức độ công bố thông tin kế toán môi trường. Kết quả này như kỳ vọng tại giả thuyết H_2a, hỗ trợ thêm bằng chứng thực nghiệm tại thị trường mới nổi cho lý thuyết tín hiệu về vai trò của kiểm toán chất lượng cao trong việc nâng cao độ tin cậy của thông tin được công bố (Liu và cộng sự, 2025; Alharasis và cộng sự, 2025). Tại mô hình 2, các biến IND2, IND3 và SIZE đều có ý nghĩa thống kê và cùng dấu như kết quả của mô hình 1, cho thấy các phát hiện này có tính ổn định.

Như vậy, kết quả nghiên cứu cả 2 mô hình cho thấy, Đòn bẩy tài chính (LEV), Quy mô HĐQT (IND1) chưa đủ bằng chứng tác động đến Mức độ công bố thông tin kế toán môi trường nhưng khi có sự điều tiết của Kiểm toán Big4 thì Quy mô HĐQT có ảnh hưởng tích đến Mức độ công bố thông tin kế toán môi trường.

KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ

Nghiên cứu đã phân tích ảnh hưởng của đặc điểm HĐQT và đòn bẩy tài chính đến Mức độ công bố thông tin kế toán môi trường của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam; đồng thời xem xét vai trò điều tiết của Kiểm toán Big4. Kết quả thực nghiệm cho thấy, Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập và Tổng Giám đốc là thành viên HĐQT có ảnh hưởng đến Mức độ công bố thông tin kế toán môi trường, trong khi chưa có bằng chứng về sự ảnh hưởng của Đòn bẩy tài chính và Quy mô HĐQT đến Mức độ công bố thông tin kế toán môi trường. Tuy nhiên, khi sử dụng Kiểm toán Big4 thì Quy mô HĐQT có ảnh hưởng tích cực đến Mức độ công bố thông tin kế toán môi trường. Bên cạnh đó, Quy mô doanh nghiệp và Tỷ lệ sở hữu nước ngoài có ảnh hưởng tích cực đến Mức độ công bố thông tin kế toán môi trường, phản ánh vai trò của nguồn lực và áp lực từ nhà đầu tư đối với minh bạch thông tin.

Từ kết quả nghiên cứu, để tăng cường công bố thông tin kế toán môi trường, một số hàm ý quản trị được đề xuất như sau:

Thứ nhất, các doanh nghiệp sản xuất cần nâng cao năng lực chuyên môn, mức độ tham gia thực chất và nhận thức về trách nhiệm môi trường của các thành viên độc lập nhằm phát huy hiệu quả giám sát và thúc đẩy minh bạch thông tin.

Thứ hai, các doanh nghiệp cần thiết lập cơ chế phối hợp hiệu quả giữa Ban điều hành và HĐQT, đồng thời bảo đảm vai trò giám sát độc lập của HĐQT để vừa tận dụng lợi thế thông tin từ Tổng giám đốc, vừa hạn chế rủi ro tập trung quyền lực và đảm bảo chất lượng quản trị.

Thứ ba, tăng cường lựa chọn đơn vị kiểm toán có uy tín là một cơ chế quản trị quan trọng, giúp nâng cao chất lượng thông tin công bố, tăng cường độ tin cậy và thúc đẩy doanh nghiệp thực hiện công bố thông tin môi trường một cách đầy đủ hơn.

Cuối cùng, các nghiên cứu trong tương lai cần tiếp tục kiểm định vai trò của thành viên HĐQT độc lập đối với phát triển bền vững của doanh nghiệp bằng cách sử dụng cỡ mẫu lớn hơn, mở rộng phạm vi nghiên cứu sang các ngành khác hoặc kết hợp các thước đo phản ánh chất lượng công bố thông tin môi trường nhằm cung cấp bằng chứng toàn diện hơn trong bối cảnh thị trường Việt Nam.

Tài liệu tham khảo:

1. Alharasis, E. E., Alshdaifat, S. M., Almarayeh, T., Hasan, E. F., & Al-Hamadeen, R. (2025). Audit quality moderating effect on the relationship between earnings management and ESG reporting in the Jordanian banking industry. Discover Sustainability, 6(1). https://doi.org/10.1007/s43621-025-01803-8.

2. De Villiers, C., & Van Staden, C. J. (2011). Where firms choose to disclose voluntary environmental information. Journal of Accounting and Public Policy, 30(6), 504-525.

3. Itan, I., Laudeciska, L., Karjantoro, H., & Chen, R. (2023). Corporate Governance and Environmental Disclosure: Assessing The Role of Environmental Performance. Riset Akuntansi Dan Keuangan Indonesia, 8(2), 132-144. https://doi.org/10.23917/reaksi.v8i2.2457.

4. Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, 3(4), 305-360.

5. Jizi, M., 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(3), 491-509. https://doi.org/10.1007/s10551-013-1929-2.

6. Liu, C., Zhou, L., Jamil, N., Iqbal, N., Ji, W., & Shahzadi, I. (2025). Impact of Big Four Audit Firms on Environmental Disclosure in China: Critical Role of Governance and Ownership Structure. Politická Ekonomie, 73(Spec.issue II.), 810-838. https://doi.org/10.18267/j.polek.1482.

7. Nguyễn La Soa, Nguyễn Thị Kim Hướng và Trần Thị Thu Huyền (2019). Nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường: Trường hợp nghiên cứu tại các công ty khai khoáng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Tạp chí Kinh tế và Phát triển, số 261, 81-90.

8. Nguyễn Thị Mai Anh và Nguyễn Thị Diệu Linh (2023). Nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường của các doanh nghiệp sản xuất đồ uống niêm yết. Tạp chí Kinh tế và Dự báo,12 (839), 109-112.

9. Spence, M. (1973). Job market signaling. The Quarterly Journal of Economics, 87(3), 355-374. https://www.jstor.org/stable/1882010.

10. Suchman, M. C. (1995). Managing legitimacy: Strategic and institutional approaches. Academy of Management Review, 20(3), 571-610

11. Velte, P., & Stawinoga, M. (2020). Institutionalisation of sustainability reporting standards and audit quality - Evidence from Europe. Business Strategy and the Environment, 29(2), 818-832. https://doi.org/10.1002/bse.2540

12. Velte, P. (2021). The quality of sustainability reporting: Empirical evidence from Europe. Sustainability Accounting, Management and Policy Journal, 12(5), 875-900. https://doi.org/10.1108/SAMPJ-01-2020-0004

13. Watts, R. L., & Zimmerman, J. L. (1986). Positive accounting theory. Englewood Cliffs, NJ: Prentice-Hall.

14. Wu, L., Sun, H., & Chen, L. (2025). The Impact of ESG Information Disclosure on Corporate Environmental Performance: Evidence from China’s Shanghai and Shenzhen A-Share Listed Companies. Sustainability (Switzerland), 17(23), 1-22. https://doi.org/10.3390/su172310583.