Tác động của công bố thông tin ESG đến chi phí nợ vay và vai trò điều tiết của chất lượng kiểm toán: Bằng chứng thực nghiệm từ Việt Nam

Vũ Thế Bình

Trường Đại học Kinh tế, Đại học Quốc gia Hà Nội; Email: vuthebinh@vnu.edu.vn

Nguyễn Hương Giang

Trường Đại học Kinh tế, Đại học Quốc gia Hà Nội

Tóm tắt

Nghiên cứu kiểm định tác động của mức độ công bố thông tin ESG đến chi phí nợ vay và vai trò điều tiết của chất lượng kiểm toán, dựa trên bằng chứng từ 88 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam giai đoạn 2021-2025. Sử dụng mô hình tác động ngẫu nhiên kết hợp hiệu chỉnh Mundlak và sai số chuẩn cụm, kết quả cho thấy, mối quan hệ âm nhất quán nhưng chưa có ý nghĩa thống kê giữa ESG và chi phí nợ vay trong mô hình chính, phản ánh đặc điểm thị trường tín dụng Việt Nam giai đoạn đầu thực thi Thông tư số 96/2020/TT-BTC, khi các chủ nợ chưa tích hợp đầy đủ thông tin ESG vào định giá rủi ro. Đáng chú ý, khi sử dụng ý kiến kiểm toán làm thước đo chất lượng kiểm toán, ESG giảm chi phí nợ có ý nghĩa thống kê tại các doanh nghiệp nhận ý kiến có điều kiện, hàm ý 2 tín hiệu này có tính chất thay thế lẫn nhau trong nhận thức của chủ nợ. Nghiên cứu đóng góp bằng chứng thực nghiệm về cơ chế truyền dẫn của tín hiệu ESG trong bối cảnh thể chế đặc thù của thị trường mới nổi.

Từ khóa: Công bố ESG, chi phí nợ vay, chất lượng kiểm toán, thị trường mới nổi, Việt Nam

Abstract

The study examines the impact of ESG disclosure on the cost of debt and the moderating role of audit quality, drawing on evidence from 88 listed non-financial firms in Viet Nam over the 2021-2025 period. Using a Mundlak-adjusted random-effects model with clustered standard errors, the results reveal a consistently negative but statistically insignificant relationship between ESG disclosure and the cost of debt in the baseline model. This finding reflects the characteristics of Viet Nam’s credit market during the early stage of the implementation of Circular No. 96/2020/TT-BTC, when creditors had not yet fully incorporated ESG information into risk pricing. Notably, when audit opinion is used as a proxy for audit quality, ESG disclosure significantly reduces the cost of debt among firms receiving qualified audit opinions, suggesting that these two signals may function as substitutes in creditors’ assessments. The study contributes empirical evidence on the mechanism through which ESG signals are transmitted in the distinctive institutional context of an emerging market.

Keywords: ESG disclosure, cost of debt, audit quality, emerging market, Viet Nam

ĐẶT VẤN ĐỀ

Trong bối cảnh áp lực từ nhà đầu tư tổ chức và xu hướng tài chính bền vững ngày càng lan rộng, công bố thông tin về môi trường, xã hội và quản trị (ESG) đã vượt ra ngoài phạm vi trách nhiệm xã hội để trở thành một biến số tài chính có khả năng tác động trực tiếp đến chi phí vốn và quyết định phân bổ nguồn lực của các tổ chức tín dụng (Eliwa và cộng sự, 2021). Dựa trên nền tảng Lý thuyết bất cân xứng thông tin và Lý thuyết tín hiệu, một số nghiên cứu quốc tế ghi nhận mối quan hệ nghịch chiều giữa mức độ công bố ESG và chi phí nợ vay tại các nền kinh tế phát triển (Eliwa và cộng sự, 2021; Hazaea và cộng sự, 2025) và thị trường mới nổi (You và cộng sự, 2025; Truong và cộng sự, 2026).

Tại Việt Nam, bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ này còn hạn chế và chưa đồng nhất. Các nghiên cứu gần đây (Luong và cộng sự, 2025; Tran và cộng sự, 2025) đã bắt đầu cung cấp bằng chứng ban đầu, nhưng phần lớn bị giới hạn bởi quy mô mẫu nhỏ, giai đoạn quan sát ngắn và chưa kiểm định đầy đủ vai trò của các yếu tố điều tiết. Đặc biệt, chưa có nghiên cứu nào kiểm định trực tiếp vai trò điều tiết của chất lượng kiểm toán trong mối quan hệ ESG với chi phí nợ trong bối cảnh Việt Nam, nơi thị trường tín dụng vẫn phụ thuộc chủ yếu vào ngân hàng thương mại và khuôn khổ pháp lý ESG chỉ mới được thiết lập qua Thông tư số 96/2020/TT-BTC ngày 16/11/2020 của Bộ Tài chính về hướng dẫn công bố thông tin trên thị trường chứng khoán, có hiệu lực từ ngày 1/1/2021.

Nghiên cứu này lấp đầy khoảng trống đó bằng cách: (i) xây dựng chỉ số ESG nội sinh 30 tiêu chí theo chuẩn GRI 2021 kết hợp Thông tư số 96/2020/TT-BTC; (ii) kiểm định đồng thời tác động chính và vai trò điều tiết đa chiều của chất lượng kiểm toán; và (iii) phân tích tác động riêng lẻ của từng chiều Môi trường (E), Xã hội (S) và Quản trị (G) đến chi phí nợ vay trên mẫu 88 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết giai đoạn 2021-2025.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU

Nền tảng lý thuyết

Nghiên cứu được xây dựng trên nền tảng 3 lý thuyết chủ đạo. Lý thuyết bất cân xứng thông tin (Akerlof, 1970) lý giải cơ chế trực tiếp: khi doanh nghiệp công bố ESG đầy đủ, chủ nợ có thêm dữ liệu phi tài chính để đánh giá rủi ro tín dụng toàn diện hơn, từ đó giảm phần bù rủi ro yêu cầu.

Lý thuyết tín hiệu (Spence, 1973) bổ sung rằng công bố ESG chất lượng cao là tín hiệu phân ly đáng tin cậy, vì chi phí thu thập và công bố ESG thấp hơn đối với doanh nghiệp có năng lực quản trị thực sự tốt.

Lý thuyết đại diện (Jensen và Meckling, 1976) làm rõ vai trò của chất lượng kiểm toán: các công ty kiểm toán lớn có uy tín (DeAngelo, 1981) có động cơ duy trì tiêu chuẩn kiểm toán nghiêm ngặt để bảo vệ tài sản danh tiếng, qua đó nâng cao độ tin cậy của toàn bộ môi trường báo cáo và có thể khuếch đại hoặc thay thế tín hiệu ESG trong nhận thức của chủ nợ.

Giả thuyết nghiên cứu

Trên cơ sở nền tảng lý thuyết, nhóm tác giả đề xuất các giả thuyết nghiên cứu sau:

H1: Mức độ công bố thông tin ESG có tác động tiêu cực (ngược chiều) đến chi phí nợ vay của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam.

H2: Chất lượng kiểm toán cao làm gia tăng tác động tiêu cực của công bố ESG đến chi phí nợ vay.

Ngoài ra, nghiên cứu kiểm định 3 giả thuyết bổ sung (H1a, H1b, H1c) về tác động riêng lẻ của chiều Môi trường (E), Xã hội (S) và Quản trị (G) đến chi phí nợ vay.

DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Mẫu và dữ liệu

Mẫu nghiên cứu gồm các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh (HOSE) và Sở Giao dịch Chứng khoán TP. Hà Nội (HNX) giai đoạn 2021-2025, loại trừ ngân hàng, bảo hiểm và chứng khoán do cấu trúc tài chính đặc thù. Sau khi áp dụng các tiêu chí sàng lọc (loại bỏ doanh nghiệp thiếu dữ liệu tài chính liên tục, vốn chủ sở hữu âm và không có báo cáo ESG trong ít nhất 3 năm), mẫu cuối cùng gồm 88 doanh nghiệp với 438 quan sát (panel không cân bằng). Dữ liệu tài chính được thu thập từ CafeF/Vietstock; điểm ESG được xây dựng thủ công qua phân tích nội dung báo cáo thường niên và báo cáo phát triển bền vững.

Đo lường biến

Biến phụ thuộc là chi phí nợ vay (CoD1), được tính bằng chi phí lãi vay chia tổng nợ bình quân theo cách tiếp cận của Eliwa và cộng sự (2021) và Truong và cộng sự (2026). Biến CoD2 (chi phí lãi vay chia nợ vay và thuê tài chính bình quân) được sử dụng trong kiểm định độ bền.

Biến độc lập chính là điểm ESG tổng hợp (ESG_it), được xây dựng theo phương pháp phân tích nội dung với 30 tiêu chí (10 tiêu chí mỗi chiều E, S, G), kết hợp chuẩn GRI 2021 và Thông tư 96/2020/TT-BTC. Mỗi tiêu chí được mã hóa nhị phân (0/1); điểm tổng hợp là trung bình của 3 chiều, chuẩn hóa về thang [0, 100]. Hai thước đo kiểm định độ bền bao gồm ESG_MW (điểm có trọng số trọng yếu ngành) và ESG_Z (z-score chuẩn hóa trong ngành).

Biến điều tiết chất lượng kiểm toán (AQ) được đo bằng 2 thước đo: AQ1 (biến giả Big4 = 1 nếu được kiểm toán bởi EY, Deloitte, KPMG hoặc PwC) và AQ2 (biến giả ý kiến kiểm toán = 1 nếu ý kiến chấp nhận toàn phần). Các biến kiểm soát gồm quy mô doanh nghiệp (lnSIZE), đòn bẩy tài chính (LEV), khả năng sinh lời (ROA), tốc độ tăng trưởng doanh thu (GROWTH), tuổi niêm yết (AGE) và tốc độ tăng trưởng GDP thực.

Mô hình và phương pháp ước lượng

Mô hình chính (M1) kiểm định đồng thời tác động chính và vai trò điều tiết:

CoD_it = α + β₁ESG_c_it + β₂AQ_it + β₃(ESG_c_it × AQ_it) + Σγ_k·IND_k + δ'Controls_it + ε_it

Trong đó kỳ vọng β₁ < 0 (H1) và β₃ < 0 (H2). Biến ESG được mean-center (ESG_c = ESG - mean(ESG)) trước khi tạo biến tương tác để hạn chế đa cộng tuyến. Trình tự ước lượng đi từ Pooled OLS đến FEM và REM, kết hợp kiểm định Hausman (χ² = 17,78; p = 0,059) và hiệu chỉnh Mundlak (χ² = 7,90; p = 0,162) để xác nhận REM là phương pháp phù hợp. Sai số chuẩn cụm theo doanh nghiệp được áp dụng để kiểm soát phương sai thay đổi và tự tương quan.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

Thống kê mô tả và thực trạng công bố ESG

Bảng 1 trình bày thống kê mô tả các biến trong mô hình. Điểm ESG tổng hợp trung bình đạt 75,59/100, tăng từ 71,33 (2021) lên 79,11 (2025), phản ánh tác động tích cực của Thông tư 96/2020/TT-BTC. Chiều Quản trị (G) có điểm trung bình cao nhất (83,98), trong khi chiều Môi trường (E) thấp nhất (68,79), cho thấy công bố thông tin môi trường định lượng vẫn còn hạn chế. Phân rã phương sai cho thấy biến thiên giữa các doanh nghiệp (Between SD = 12,54) lớn hơn đáng kể so với biến thiên nội bộ doanh nghiệp (Within SD = 5,31), đặc điểm này có ảnh hưởng đến năng lực thống kê của mô hình bảng.

Bảng 1: Thống kê mô tả các biến nghiên cứu

Ghi chú: CoD1 = chi phí lãi vay / tổng nợ bình quân; ESG, E, S, G tính theo thang [0, 100]; AQ1 = biến giả Big4; GROWTH = tốc độ tăng trưởng doanh thu; AGE = logarit số năm kể từ khi niêm yết. Nguồn: Tác giả xử lý bằng STATA.

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

Kết quả hồi quy chính

Bảng 2 trình bày kết quả ước lượng từ năm mô hình REM + Mundlak + SE cụm, bao gồm mô hình chính (RE_main) và 4 kiểm định độ bền.

Bảng 2: Kết quả ước lượng mô hình chính và kiểm định độ bền

Ghi chú: SE cụm trong ngoặc đơn; p-value trong ngoặc vuông. *** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,10. Tất cả mô hình kiểm soát biến Mundlak và các biến kiểm soát (không hiển thị). (*) RE_Z không dùng biến giả ngành vì hiệu ứng ngành đã được hấp thụ vào ESG_Z (z-score nội ngành). Wald χ² chỉ báo cáo cho RE_main do kết quả tương tự ở các mô hình còn lại.

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

Kết quả kiểm định H1: Biến ESG_c trong mô hình RE_main có hệ số -0,000213 (p = 0,298) dấu âm - nhất quán với kỳ vọng lý thuyết nhưng không đạt ý nghĩa thống kê. Kết quả tương tự duy trì khi sử dụng các thước đo ESG thay thế: RE_MW cho hệ số -0,000161 (p = 0,400) và RE_Z cho hệ số -0,003174 (p = 0,126). Mặc dù cả 3 hệ số đều không đạt ngưỡng ý nghĩa thông thường, sự nhất quán về chiều tác động âm qua tất cả các đặc tả mô hình là dấu hiệu đáng chú ý. H1 chưa được xác nhận.

Kết quả kiểm định H2: Hệ số biến tương tác ESG_c × AQ1 đạt +0,000255 (p = 0,223), không có ý nghĩa thống kê và mang dấu dương - trái chiều kỳ vọng. Điều này gợi ý rằng trong bối cảnh Việt Nam, Big4 và ESG chưa vận hành như 2 tín hiệu bổ trợ lẫn nhau trong quyết định định giá tín dụng. H2 không được xác nhận.

Phát hiện nổi bật từ kiểm định độ bền (RE_AQ2): Khi thay thế AQ1 bằng AQ2 (ý kiến kiểm toán), biến ESG_c đạt hệ số -0,001195 với ý nghĩa thống kê mạnh (p < 0,001). Tuy nhiên, hệ số tương tác ESG_c × AQ2 là +0,001103 (p < 0,001), hàm ý tác động biên của ESG gần như triệt tiêu tại các doanh nghiệp có ý kiến kiểm toán sạch: ∂CoD/∂ESG ≈ -0,001195 + 0,001103 ≈ -0,000092. Kết quả này cho thấy, ESG và ý kiến kiểm toán sạch là 2 tín hiệu thay thế nhau, khi chủ nợ đã có được xác nhận qua ý kiến kiểm toán sạch, giá trị thông tin bổ sung từ ESG giảm đáng kể. Ngược lại, tại các doanh nghiệp nhận ý kiến có điều kiện (AQ2 = 0), ESG đóng vai trò bù đắp thông tin quan trọng và có tác động làm giảm chi phí nợ rõ rệt.

Về biến kiểm soát, ROA là biến duy nhất đạt ý nghĩa thống kê nhất quán trong cả sáu mô hình (hệ số từ -0,031 đến -0,036; p < 5%), khẳng định khả năng sinh lời vẫn là tín hiệu chi phối trong định giá rủi ro tín dụng tại Việt Nam.

Phân tích từng chiều E, S, G

Bảng 3: Kết quả mô hình RE_dim (phân tách theo chiều E, S, G)

Ghi chú : SE cụm trong ngoặc đơn. ** p<0,05. Mô hình kiểm soát biến giả ngành, biến Mundlak và các biến kiểm soát khác.

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

Kết quả mô hình RE_dim cho thấy, chiều Xã hội (S) có hệ số âm lớn nhất (-0,000117), gợi ý thông tin về lao động, cộng đồng và an toàn sản phẩm có tính liên quan cao nhất đối với chủ nợ. Chiều Môi trường (E) cũng mang dấu âm (-0,000039). Đáng chú ý, chiều Quản trị (G) có hệ số dương (+0,000160), có thể phản ánh tình trạng cấu trúc sở hữu tập trung tại Việt Nam, nơi các tín hiệu quản trị chính thức chưa được chủ nợ xem là yếu tố giảm rủi ro tín dụng một cách độc lập. Tuy nhiên, cả 3 hệ số đều không đạt ý nghĩa thống kê.

Thảo luận

Kết quả null của H1 có thể được lý giải qua 3 kênh có tính cấu trúc. Thứ nhất, đặc điểm dữ liệu : phần lớn biến thiên ESG mang tính cross-sectional (Within SD chỉ bằng 42,3% Between SD), làm hạn chế năng lực thống kê của mô hình bảng trong việc phát hiện tác động theo thời gian. Thứ hai, đặc điểm thị trường: giai đoạn 2021-2025 là thời kỳ chuyển đổi, khi ngân hàng thương mại Việt Nam chưa tích hợp tiêu chí ESG một cách hệ thống vào quy trình thẩm định tín dụng. Phát hiện này nhất quán với Truong và cộng sự (2026) về độ trễ trong phản ứng của thị trường nợ tại các nền kinh tế mới nổi. Thứ ba, quy mô mẫu (N = 438) còn nhỏ so với các nghiên cứu tìm thấy kết quả có ý nghĩa (thường N > 1.000), làm giảm năng lực phát hiện hiệu ứng nhỏ.

Phát hiện từ RE_AQ2 là đóng góp lý thuyết chính của nghiên cứu này: nó cung cấp bằng chứng về hiệu ứng thay thế giữa 2 loại tín hiệu giảm bất cân xứng thông tin. Trong bối cảnh thị trường chưa đủ trưởng thành để định giá độc lập cả 2 tín hiệu, ESG trở nên có giá trị cao nhất khi tín hiệu kiểm toán truyền thống bị suy giảm, đây là hàm ý quan trọng cho chiến lược công bố thông tin của doanh nghiệp và quy trình thẩm định tín dụng của ngân hàng.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH

Nghiên cứu cung cấp bằng chứng thực nghiệm về tác động của công bố ESG đến chi phí nợ vay tại Việt Nam giai đoạn 2021-2025. Ba phát hiện chính được rút ra: (i) tồn tại xu hướng âm nhất quán nhưng chưa có ý nghĩa thống kê giữa ESG và chi phí nợ vay, phản ánh thị trường tín dụng Việt Nam chưa định giá đầy đủ tín hiệu ESG trong giai đoạn đầu thực thi khuôn khổ pháp lý; (ii) kiểm toán Big4 chưa thể hiện vai trò khuếch đại tín hiệu ESG; và (iii) ESG và ý kiến kiểm toán sạch vận hành như 2 tín hiệu thay thế nhau, ESG có tác động giảm chi phí nợ mạnh và có ý nghĩa thống kê tại các doanh nghiệp nhận ý kiến có điều kiện.

Về hàm ý chính sách: (i) Ủy ban Chứng khoán Nhà nước và Bộ Tài chính cần đẩy nhanh lộ trình chuẩn hóa báo cáo ESG theo IFRS S1/S2 và GRI 2021 để tạo nền tảng cho thị trường nợ định giá thông tin bền vững một cách hệ thống; (ii) ngân hàng thương mại cần từng bước xây dựng khung đánh giá ESG trong thẩm định tín dụng, đặc biệt đối với các doanh nghiệp có ý kiến kiểm toán kém; (iii) doanh nghiệp niêm yết cần xem đầu tư vào hệ thống công bố ESG là nền tảng xây dựng uy tín dài hạn với chủ nợ.

Hạn chế chính của nghiên cứu gồm: quy mô mẫu nhỏ (88 DN), điểm ESG được xây dựng bởi một người mã hóa (thiếu inter-rater reliability), chưa kiểm định hiệu ứng lag và chưa đưa được biến sở hữu nhà nước vào mô hình. Các nghiên cứu tiếp theo nên mở rộng mẫu, kéo dài giai đoạn quan sát và áp dụng phương pháp GMM để kiểm soát nội sinh.

Tài liệu tham khảo:

1. Akerlof, G. A. (1970). The market for “lemons”: Quality uncertainty and the market mechanism. Quarterly Journal of Economics, 84(3), 488-500.

2. DeAngelo, L. E. (1981). Auditor size and audit quality. Journal of Accounting and Economics, 3(3), 183-199.

3. Eliwa, Y., Aboud, A., & Saleh, A. (2021). ESG practices and the cost of debt: Evidence from EU countries. Critical Perspectives on Accounting, 79, 102097.

4. Hazaea, S. A., Cai, C., Khatib, S. F. A., & Hael, M. (2025). The moderating role of audit quality in the relationship between ESG practices and the cost of capital: Evidence from the United Kingdom. Borsa Istanbul Review, 25(5), 1085-1099.

5. 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.

6. Luong, M. H. và cộng sự. (2025). ESG và chi phí sử dụng vốn của các doanh nghiệp ngành vật liệu cơ bản niêm yết tại Việt Nam. Tạp chí Kinh tế - Luật và Ngân hàng.

7. Mundlak, Y. (1978). On the pooling of time series and cross section data. Econometrica, 46(1), 69-85.

8. Spence, M. (1973). Job market signaling. Quarterly Journal of Economics, 87(3), 355-374.

9. Tran, L. T. H. và cộng sự. (2025). The impact of disclosure quality on cost of debt: Evidence from Vietnam. Asian Review of Accounting. Advance online publication.

10. Truong, T. H. D., Tran, T. T. N., & Vu, T. T. T. (2026). The moderating role of audit quality in ESG disclosure and cost of debt nexus: Asian evidence. Managerial Auditing Journal, 41(4), 718-738.

11. You, X., Chen, C., Peng, K., & Li, Y. (2025). ESG disclosure quality and cost of debt. Emerging Markets Review, 64, 101219.