Nguyễn Thị Thanh Diệp

Viện Kế toán - Kiểm toán, Đại học Kinh tế Quốc dân

Tóm tắt

Nghiên cứu phân tích vai trò của các đặc điểm thuộc Ủy ban Kiểm toán (UBKT) trong việc nâng cao độ tin cậy của báo cáo phát triển bền vững (PTBV) tại các doanh nghiệp niêm yết ở Việt Nam. Trên cơ sở vận dụng các lý thuyết nền tảng, gồm lý thuyết người đại diện, lý thuyết tín hiệu, lý thuyết hợp pháp hóa và lý thuyết người quản lý, nghiên cứu kiểm định mối quan hệ giữa đặc điểm UBKT và xác suất thực hiện công bố báo cáo PTBV. Dữ liệu gồm 489 quan sát được thu thập từ các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam, phân tích bằng mô hình hồi quy Logit và Probit. Kết quả cho thấy, phần lớn các yếu tố cấu trúc của UBKT như: quy mô, tỷ lệ độc lập và tần suất họp chưa cho thấy ảnh hưởng thống kê rõ rệt đến xác suất công bố báo cáo PTBV. Tuy nhiên, chuyên môn tài chính/kế toán của thành viên UBKT có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, các yếu tố như: quy mô doanh nghiệp, hiệu quả sinh lời và đặc thù ngành nghề cũng có ảnh hưởng rõ rệt. Nghiên cứu cho thấy vai trò chiến lược của UBKT trong giám sát ESG tại Việt Nam hiện vẫn chưa được nhìn nhận và phát huy đúng mức. Từ đó, nghiên cứu đề xuất cần hoàn thiện khung pháp lý, nâng cao năng lực chuyên môn và tăng cường quyền hạn thực chất cho UBKT trong công tác giám sát báo cáo PTBV.

Từ khoá: Uỷ ban kiểm toán, Báo cáo phát triển bền vững, quy mô Uỷ ban Kiểm toán, tần suất họp, ESG

Summary

This study examines the role of Audit Committee characteristics in enhancing the reliability of sustainability reports among listed firms in Viet Nam. Grounded in Agency Theory, Signaling Theory, Legitimacy Theory, and Stewardship Theory, the research tests the relationship between Audit Committee attributes and the likelihood of disclosing sustainability reports. Using a dataset of 489 observations from Vietnamese listed companies, Logit and Probit regression models were applied. The findings reveal that most structural attributes of the Audit Committee, such as size, independence ratio, and meeting frequency, do not exhibit significant statistical effects on the probability of sustainability report disclosure. However, the financial/accounting expertise of Audit Committee members shows a positive and statistically significant impact. In addition, firm size, profitability, and industry characteristics also exert a clear influence. The results suggest that the strategic role of Audit Committees in ESG monitoring in Viet Nam has not yet been fully recognized or effectively promoted. Accordingly, the study recommends improving the legal framework, enhancing professional expertise, and strengthening the substantive authority of Audit Committees in overseeing sustainability reporting.

Keywords: Audit Committee, sustainability report, Audit Committee size, meeting frequency, ESG

GIỚI THIỆU

Trong bối cảnh toàn cầu đang thúc đẩy mạnh mẽ các mục tiêu PTBV (SDGs), việc công bố thông tin ESG đã trở thành một xu thế tất yếu, không chỉ giúp doanh nghiệp nâng cao tính minh bạch, mà còn là yếu tố then chốt để tiếp cận nguồn vốn, cải thiện uy tín và khả năng cạnh tranh trên thị trường quốc tế. Theo Eccles, Ioanno và Serafeim (2014), các doanh nghiệp có định hướng PTBV cao thường sở hữu quy trình tương tác với các bên liên quan hiệu quả hơn, có tầm nhìn dài hạn hơn và công bố thông tin phi tài chính đầy đủ hơn, từ đó đạt được hiệu quả tài chính cao hơn trong dài hạn.

Tại Việt Nam, dù đã có những tín hiệu tích cực về mặt chính sách, tỷ lệ doanh nghiệp thực hiện báo cáo PTBV vẫn còn khá khiêm tốn. Báo cáo của Công ty Tài chính quốc tế - IFC (2022) chỉ ra rằng, chỉ khoảng 25%-30% doanh nghiệp niêm yết công bố thông tin liên quan đến PTBV và đa phần chỉ dừng lại ở mức tích hợp đơn giản vào báo cáo thường niên.

Ngoài ra, khi xét đến khía cạnh đảm bảo tính độc lập của báo cáo ESG, trong khi 58% các doanh nghiệp toàn cầu đã đảm bảo tính độc lập về thông tin ESG, thì tại Việt Nam chỉ 36% doanh nghiệp xác nhận báo cáo ESG của họ được soát xét và xác minh bởi các đối tác độc lập bên ngoài (PWC, 2022), chứng tỏ Việt Nam vẫn còn đi sau các công ty trên toàn cầu trong vấn đề này. Chính vì vậy, thách thức đối với độ tin cậy và tính nhất quán của thông tin được công bố trở nên nổi cộm tại thị trường Việt Nam, khi phần lớn các báo cáo PTBV thiếu cơ chế đảm bảo độc lập, dẫn đến lo ngại về tính hình thức, tính khách quan và nguy cơ “greenwashing” (Cohen và Simnett, 2015).

Trong bối cảnh đó, Ủy ban Kiểm tra (UBKT) - với vai trò giám sát quy trình lập báo cáo, đánh giá hệ thống kiểm soát nội bộ và đảm bảo tuân thủ quy định công bố thông tin, được kỳ vọng sẽ mở rộng phạm vi giám sát sang cả thông tin phi tài chính (Trotman và Trotman, 2015). Tại Việt Nam, dù có một số nghiên cứu trong nước đã tiếp cận khía cạnh thông tin PTBV, nhưng các công trình này chủ yếu tập trung vào mối liên hệ giữa ESG và hiệu quả tài chính hoặc ảnh hưởng từ các bên liên quan, mà ít chú ý đến vai trò của các cơ chế quản trị nội bộ như UBKT trong đảm bảo chất lượng công bố thông tin. Khoảng trống này cho thấy sự cần thiết của một nghiên cứu hướng đến đánh giá vai trò của UBKT trong việc đảm bảo tính độc lập của thông tin được trình bày trên báo cáo PTBV.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT

Lý thuyết đại diện

Lý thuyết đại diện (Jensen và Meckling, 1976) đề cập đến mối quan hệ giữa bên ủy nhiệm và bên được ủy nhiệm, khi chủ sở hữu (cổ đông) ủy nhiệm cho người điều hành (ban quản lý) trực tiếp điều hành các hoạt động của công ty, sự xung đột lợi ích của 2 bên có thể dẫn đến bất cân xứng thông tin. Trong bối cảnh đó, UBKT được thiết lập như một cơ chế giám sát nội bộ nhằm giảm thiểu rủi ro đạo đức và nâng cao chất lượng thông tin của báo cáo PTBV.

Lý thuyết tín hiệu

Theo lý thuyết tín hiệu (signaling theory) do Spence (1973) khởi xướng, công ty công bố báo cáo PTBV nhằm phát đi tín hiệu tích cực về chất lượng quản trị và trách nhiệm xã hội, từ đó giúp công ty có thể ảnh hưởng đến thái độ và quan điểm của các bên liên quan về hình ảnh và tiềm năng phát triển của công ty, tạo nên lợi thế so sánh trong thị trường. Do vậy, sự tham gia tích cực của UBKT trở thành một tín hiệu đại diện cho mức độ minh bạch và độ tin cậy cho thông tin được trình bày trong báo cáo PTBV.

Lý thuyết hợp pháp hóa

Theo Suchman (1995) và sau đó là Deegan (2006), lý thuyết hợp pháp hóa (legitimacy theory) cho rằng, các công ty thực hiện việc công bố báo cáo PTBV nhằm thể hiện sự đồng thuận và tuân thủ với những tiêu chuẩn của cộng đồng đối với trách nhiệm môi trường, xã hội và quản trị doanh nghiệp. Nhờ vậy, công ty có thể cải thiện danh tiếng và nhận được sự ủng hộ của xã hội. Thông qua sự giám sát của cơ quan độc lập như UBKT, thông tin được trình bày trên báo cáo PTBV sẽ được đảm bảo, tránh hiện tượng “tẩy xanh” khi các doanh nghiệp cố tình tạo ra hình ảnh thân thiện với môi trường trong khi thực tế lại có sự sai lệch.

Lý thuyết người quản lý

Lý thuyết người quản lý (stewarship theory) do Davis, Schoorman và Donaldson (1991) phát triển đưa ra nhà quản trị không hành động vì lợi ích cá nhân mà hướng tới việc tối ưu hóa giá trị của công ty trong dài hạn, bao gồm các khía cạnh quản trị công ty, uy tín xã hội và phát triển môi trường bền vững. Như vậy, khi người quản lý nhận thức được sự cần thiết trong quản lý các nguồn lực bền vững để phục vụ cho sự phát triển dài hạn của công ty, UBKT được trọng dụng như một cam kết của nhà quản lý trong việc thúc đẩy hiệu quả việc thực hiện ESG, bao gồm cả hoạt động công bố.

Lý thuyết các bên liên quan

Lý thuyết các bên liên quan (Stakeholder theory) do Freeman (1984) phát triển cho rằng, một công ty hoạt động không chỉ để tối đa hóa lợi ích cho cổ đông, mà còn phải đáp ứng lợi ích và kỳ vọng của nhiều bên liên quan khác nhau. Theo đó, công ty có nghĩa vụ xây dựng chiến lược và phân bổ nguồn lực nhằm hài hòa lợi ích của các bên, việc thực hiện công bố báo cáo PTBV chính là một phương thức nhằm thể hiện trách nhiệm của công ty. Do vậy, UBKT, với quy mô và cấu trúc phù hợp thường được thiết lập để giám sát và đảm bảo độ tin cậy của thông tin được trình bày trên báo cáo PTBV.

MÔ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU

Mô hình nghiên cứu

Để tiến hành nghiên cứu vai trò của UBKT cũng như sự tồn tại của ủy ban phát triển vững, tác giả sử dụng mô hình hồi quy:

Dữ liệu và biến nghiên cứu

Tác giả nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến độ tin cậy của thông tin được trình bày trên báo cáo PTBV thông qua mẫu dữ liệu gồm các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán tại Việt Nam. Với mục tiêu nghiên cứu nhằm đánh giá vai trò của UBKT đối với hành vi công bố báo cáo PTBV, mô hình phân tích bao gồm các đặc điểm của UBKT, cùng với đó là các biến liên quan đến hội đồng quản trị, sự hiện diện của Ủy ban PTBV và các đặc điểm tài chính của doanh nghiệp.

Biến phụ thuộc trong nghiên cứu là SR, được đo lường dưới dạng biến giả, nhận giá trị bằng 1 nếu doanh nghiệp có công bố báo cáo PTBV và báo cáo tài chính được kiểm toán bởi công ty kiểm toán Bigfour và bằng 0 nếu không công bố và báo cáo tài chính không được kiểm toán bởi công ty kiểm toán Bigfour.

Các biến độc lập đại diện cho đặc điểm của UBKT bao gồm:

- ASIZE: Quy mô UBKT, được đo bằng tổng số thành viên trong UBKT tại thời điểm cuối năm tài chính, được thu thập từ báo cáo thường niên của công ty. Theo lý thuyết người đại diện, một UBKT có quy mô hợp lý sẽ tăng khả năng kiểm soát, giám sát các quyết định của Ban giám đốc.

- AMEM: Tỷ lệ thành viên có chuyên môn tài chính/kế toán được tính bằng tỷ lệ phần trăm số thành viên trong UBKT có trình độ chuyên môn về kế toán, kiểm toán hoặc tài chính, được xác định thông qua hồ sơ lý lịch và bằng cấp của từng thành viên.

- ADEP: Tỷ lệ thành viên độc lập trong UBKT, được đo lường thông qua tỷ lệ phần trăm số thành viên độc lập trong tổng số thành viên của UBKT. Dưới góc độ của lý thuyết người đại diện, sự độc lập là yếu tố then chốt, giúp UBKT giám sát hiệu quả và hạn chế hành vi tư lợi.

- AMEET: Số lần họp của UBKT trong năm, được đo bằng số lượng các cuộc họp chính thức của UBKT trong năm tài chính. Lý thuyết người đại diện cho rằng, tần suất họp cao phản ánh được sự chủ động và liên tục của UBKT trong việc giám sát Ban giám đốc thực hiện các hoạt động được trình bày trên báo cáo PTBV.

- AEXIST: Biến giả, phản ánh sự tồn tại của Ủy ban PTBV trong cơ cấu tổ chức của công ty. Biến nhận giá trị 1 nếu công ty có sự xuất hiện của Ủy ban PTBV trong năm tài chính và nhận giá trị 0 nếu ngược lại.

Bên cạnh các đặc điểm của UBKT, mô hình nghiên cứu còn sử dụng các biến phản ánh cơ cấu quản trị của công ty và đặc điểm tài chính của doanh nghiệp, nhằm đánh giá toàn diện các yếu tố có khả năng ảnh hưởng đến hành vi công bố báo cáo PTBV của các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam. Các biến đại diện cho các đặc điểm thuộc về Hội đồng quản trị bao gồm: BSIZE (Quy mô hội đồng quản trị, được tính bằng tổng số thành viên Hội đồng quản trị tại thời điểm cuối năm tài chính); BDEP (Tỷ lệ thành viên thuộc Hội đồng quản trị là độc lập, được đo bằng tỷ lệ phần trăm thành viên độc lập trên tổng số thành viên thuộc Hội đồng quản trị tại thời điểm cuối năm tài chính); BMEET (Tần suất họp của Hội đồng quản trị, được đo lường bằng số cuộc họp chính thức của HĐQT trong năm tài chính. Tần suất họp của Hội đồng quản trị thường phản ánh rằng Hội đồng quản trị có sự chủ động trong giám sát và đảm bảo các nhà quản trị hành động vì lợi ích của cổ đông) (Vafeas, 1999).

Bên cạnh đó, các đặc điểm tài chính của doanh nghiệp bao gồm: quy mô doanh nghiệp (FSIZE), đòn bẩy tài chính (FLEV) và khả năng sinh lời (FROA) là nhóm biến quan trọng cũng được đưa vào nghiên cứu: Biến FSIZE được đo bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản, các doanh nghiệp có quy mô lớn thường có khả năng chịu áp lực đến từ bên ngoài cao hơn và có nhiều nguồn lực để đầu tư cho hoạt động PTBV (Gerged và cộng sự, 2021); Biến FLEV, được đo bằng tỷ lệ tổng nợ phải trả trên tổng tài sản, phản ánh mức độ rủi ro tài chính của doanh nghiệp.

Theo lý thuyết người đại diện, mức độ rủi ro tài chính ảnh hưởng tiêu cực đến việc công bố thông tin PTBV nhằm hạn chế gia tăng sự nghi ngờ đến từ chủ nợ. Biến FROA đo bằng tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản bình quân, thể hiện hiệu quả sinh lời của công ty. Nhiều nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng, doanh nghiệp có hiệu quả tài chính tốt thường có mối quan hệ tích cực đến hành động công bố thông tin phi tài chính (Malik và Kanwal, 2018) (Nghiên cứu sử dụng cách viết số thập phân theo chuẩn quốc tế).

KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN

Thống kê mô tả

Bảng 1: Thống kê mô tả cho biến định tính

Nguồn: Kết quả nghiên cứu

Bảng 1 thể hiện kết quả thống kê mô tả cho các biến định tính trong mô hình. Quy mô UBKT (ASIZE) có giá trị trung bình là 0.806, với giá trị lớn nhất là 7 và giá trị nhỏ nhất là 0. Kết quả này cho thấy, với 489 mẫu nghiên cứu, đa số các công ty không có UBKT hoặc số thành viên của UBKT còn hạn chế, dẫn đến số thành viên trung bình của UBKT chỉ xấp xỉ 1. Biến ADEP và biến AMEM đều có giá trị nhỏ nhất là 0, giá trị lớn nhất là 1, cho thấy sự đa dạng trong tính độc lập và tính chuyên môn của UBKT trong các quan sát. Biến AMEET mặc dù nhận giá trị lớn nhất là 20, giá trị nhỏ nhất là 0 nhưng giá trị trung bình lại xấp xỉ 1. Điều này phản ánh rằng sự vắng mặt của UBKT trong 489 quan sát chiếm tỷ trọng không nhỏ, dẫn đến giá trị trung bình của các biến đại diện cho đặc điểm của UBKT khá hạn chế, với hai biến ADEP và AMEM đều lần lượt là 0.194 và 0.186 và biến AMEET là 1.088.

Biến BSIZE nhận giá trị nhỏ nhất là 3, lớn nhất là 10, phù hợp với yêu cầu của Luật Doanh nghiệp Việt Nam. Đối với biến BDEP, giá trị trung bình là 0.728, cho thấy bình quân hơn 70% số lượng thành viên của Hội đồng quản trị là độc lập, phản ánh sự độc lập cao trong cơ cấu Hội đồng quản trị của các quan sát. Bên cạnh đó, với độ lệch chuẩn là 10.114, biến BMEET cho thấy sự phân tán cao giữa các doanh nghiệp được nghiên cứu trong tần suất tổ chức họp Hội đồng quản trị, với trung bình số buổi họp trong một năm tài chính là hơn 11 buổi.

Hồi quy Logit và Probit

Hồi quy Logit

Sau khi xử lý thiếu dữ liệu và loại các biến gây đa cộng tuyến, mô hình phân tích gồm 387 quan sát hợp lệ. Kiểm định chi² (LR chi² = 165.31, p < 0.001) cho thấy mô hình có ý nghĩa thống kê cao. Giá trị R² giả là 0.5697, cho thấy mô hình hồi quy Logit giải thích được 56.97% sự biến thiên của xác suất doanh nghiệp thực hiện công bố báo cáo PTBV, đây là một mức độ tương đối cao. Với ngưỡng tin cậy 95%, biến FSIZE (quy mô doanh nghiệp), FLEV (đòn bẩy tài chính) có ảnh hưởng đáng kể đến hành vi thực hiện công bố báo cáo PTBV của các doanh nghiệp được nghiên cứu. Cụ thể, với giá trị coefficient lần lượt là 1.51 và -4.87 cho 2 biến FSIZE và FLEV, các doanh nghiệp có quy mô lớn và cấu trúc tài chính an toàn thường có xu hướng thực hiện công bố báo cáo PTBV đầy đủ hơn. Bên cạnh đó, một số biến ngành nghề (FIND) như : Dịch vụ chuyên môn, khoa học và công nghệ; Khai khoáng; Sản xuất và Tiện ích cũng có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, phản ánh những doanh nghiệp trong các lĩnh vực nhạy cảm với môi trường - xã hội thường có xác suất công bố báo cáo PTBV cao hơn.

Tuy nhiên, biến AMEM và FROA vẫn có giá trị thống kê với độ tin cậy 90%, thể hiện tính chuyên môn của UBKT vẫn có ảnh hưởng tích cực nhất định đến hành vi công bố báo cáo PTBV của các công ty tại Việt Nam bên cạnh các đặc điểm tài chính của doanh nghiệp và độ nhạy cảm của ngành nghề kinh doanh.

Hồi quy Probit

Mô hình hồi quy Probit được sử dụng để kiểm định lại độ tin cậy và tính nhất quán của các kết quả ước lượng, đồng thời cung cấp một góc nhìn khác cho xác suất doanh nghiệp thực hiện công bố báo cáo PTBV. Với 387 quan sát hợp lệ, kết quả hồi quy cho thấy, mô hình có ý nghĩa thống kê cao với LR chi² = 166.23, p < 0.001 và giá trị R² giả đạt 0.5729, phản ánh mô hình giải thích được 57.29% hành vi công bố báo cáo PTBV của các doanh nghiệp tại Việt Nam. Kết quả hồi quy cho thấy, không tồn tại biến đại diện cho UBKT và Hội đồng quản trị có ý nghĩa thống kê ở độ tin cậy 95% cũng như 90%. Bên cạnh đó, đối với biến FIND, bên cạnh các ngành có ý nghĩa thống kê tại mô hình Logit, ngành Sản xuất nông nghiệp cũng thể hiện được độ nhạy cảm cao về môi trường - xã hội, thúc đẩy hành vi công bố báo cáo PTBV của các doanh nghiệp trong ngành. Chỉ duy nhất các biến FSIZE và FLEV có ý nghĩa thống kê trong mô hình và có mối tương quan tương tự đối với biến phụ thuộc SR như mô hình hồi quy Logit.

Bảng 2: Kết quả hồi quy mô hình Logit và Probit

Nguồn: Kết quả nghiên cứu

Kết quả hồi quy Logit và Probit (Bảng 2) phản ánh sự nhất quán cao về dấu hệ số và mức ý nghĩa của các biến. Đối với các biến định lượng có ý nghĩa thống kê là FSIZE và FLEV, 2 mô hình đều cho thấy mối tương quan tỷ lệ thuận và tỷ lệ nghịch giữa hành vi công bố báo cáo PTBV lần lượt với quy mô tài chính và mức độ rủi ro tài chính của doanh nghiệp. Ngoài ra, kết quả còn thể hiện ở cả 2 mô hình, mức độ rủi ro tài chính có ảnh hưởng mạnh mẽ hơn đến hành vi công bố báo cáo PTBV của các doanh nghiệp, phản ánh thực tế trong điều kiện doanh nghiệp đang chịu nhiều áp lực tài chính từ các khoản nợ, họ thường có xu hướng ưu tiên duy trì thanh khoản và kiểm soát chi phí, hơn là đầu tư vào các hoạt động không bắt buộc như thực hiện hoạt động PTBV.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH

Kết quả nghiên cứu cho thấy, các yếu tố thuộc đặc điểm tài chính như rủi ro tài chính và quy mô doanh nghiệp và các loại hình ngành nghề có ảnh hưởng rõ rệt đến xác suất các doanh nghiệp thực hiện công bố báo cáo PTBV và có báo cáo tài chính được kiểm toán bởi công ty Bigfour. Tuy nhiên, hầu hết các biến đại diện của UBKT trong mô hình, bao gồm: quy mô (ASIZE), tỷ lệ thành viên độc lập (ADEP), tần suất họp của UBKT (AMEET) và sự tồn tại của Ủy ban PTBV (AEXIST) chưa cho thấy tác động có ý nghĩa thống kê ở cả 2 mô hình. Điều này phản ánh vai trò giám sát của UBKT tại các doanh nghiệp Việt Nam hiện nay còn mờ nhạt trong lĩnh vực công bố thông tin phi tài chính, đặc biệt là thông tin PTBV.

Điểm sáng đáng chú ý là số lượng thành viên có chuyên môn tài chính/kế toán trong UBKT có tác động nhất định, cho thấy tính chuyên môn của UBKT, thay vì hình thức cơ cấu, có ảnh hưởng thực chất đến việc minh bạch hóa thông tin PTBV. Kết quả này phù hợp với các lý thuyết người đại diện và lý thuyết tín hiệu.

Ngoài ra, các doanh nghiệp có quy mô lớn hơn (FSIZE), mức độ rủi ro tài chính thấp hơn (FLEV), hiệu quả tài chính tốt (FROA) và hoạt động trong các ngành nhạy cảm như: khai khoáng, sản xuất, tiện ích, dịch vụ chuyên môn có xác suất công bố PTBV cao hơn. Điều này phản ánh tác động của áp lực thị trường, mức độ chú ý từ xã hội, cũng như kỳ vọng về trách nhiệm giải trình - như được dự đoán bởi lý thuyết hợp pháp hóa và lý thuyết các bên liên quan.

Kết quả nghiên cứu phản ánh rằng, các đặc điểm của UBKT hiện chưa thực sự tạo ra tác động thống kê rõ ràng đến hành vi công bố báo cáo PTBV, ngoại trừ yếu tố chuyên môn của các thành viên. Điều này đặt ra yêu cầu cấp thiết đối với các cơ quan hoạch định chính sách, cơ quan quản lý thị trường, tổ chức nghề nghiệp và doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam trong việc hoàn thiện khuôn khổ pháp lý và tăng cường hiệu quả thực thi:

Một là, cần hoàn thiện quy định pháp lý về vai trò của UBKT trong giám sát thông tin PTBV, cần bổ sung các hướng dẫn chi tiết trong Luật Chứng khoán hoặc các văn bản hướng dẫn, quy định rõ vai trò giám sát và đánh giá báo cáo PTBV của UBKT, qua đó chuyển UBKT từ vai trò tuân thủ sang chủ động trong khung quản trị doanh nghiệp.

Hai là, xây dựng chuẩn mực công bố và kiểm toán thông tin PTBV. Việt Nam hiện nay chưa có chuẩn mực bắt buộc thống nhất về công bố thông tin PTBV. Chính vì vậy, việc khuyến nghị doanh nghiệp công bố tự nguyên dẫn đến chất lượng báo cáo không đồng đều, thiếu kiểm chứng. Cần ban hành Chuẩn mực công bố PTBV quốc gia, đồng thời thiết lập hướng dẫn kiểm toán hoặc đảm bảo tính đáng tin cậy của thông tin do UBKT giám sát, phù hợp với các khung quốc tế như GRI, IFRS S1/S2 hoặc ISSB.

Ba là, chuẩn hóa yêu cầu về chuyên môn PTBV đối với thành viên UBKT. Cần thiết lập yêu cầu tối thiểu về năng lực chuyên môn PTBV đối với thành viên thuộc UBKT tại các doanh nghiệp niêm yết. Đồng thời, các doanh nghiệp cần thiết kế chương trình đào tạo chuyên sâu nhằm nâng cao năng lực chuyên môn nhằm nâng cao chất lượng giám sát và đảm bảo độ tin cậy thông tin được trình bày trên báo cáo PTBV.

(*) Nghiên cứu này được tài trợ thuộc đề tài mã số NEU2-2024.21 của Đại học Kinh tế Quốc dân.

Tài liệu tham khảo:

1. Bộ Tài chính (2015). Thông tư số 155/2015/TT-BTC ngày 6/10/2015 hướng dẫn công bố thông tin trên thị trường chứng khoán.

2. Bộ Tài chính (2020). Thông tư số 96/2020/TT-BTC ngày 16/11/2020 hướng dẫn công bố thông tin trên thị trường chứng khoán.

3. Chính phủ (2020). Nghị định số 155/2020/NĐ-CP ngày 31/12/2020 hướng dẫn Luật Chứng khoán.

4. Cohen, J. and Simnett, R. (2015). CSR and assurance services: A research agenda. Auditing: A Journal of Practice & Theory, 34(1), 59-74.

5. Davis, Schoorman, and Donaldson (1991). Stewardship Theory or Agency Theory. Australian Journal of Management, 16, 49-64. Doi: http://dx.doi.org/10.1177/031289629101600103.

6. Deegan, C., Unerman, J. (2006). Financial accounting theory: European edition. McGraw-Hill.

7. Eccles, Robert G. and Ioannou, Ioannis and Serafeim, George (2014). The Impact of Corporate Sustainability on Organizational Processes and Performance. Management Science, 60(11), 2835-2857. http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.1964011.

8. Freeman, R.E. (1984). Strategic Management: A Stakeholder Approach. Pitman Boston.

9. Gerged, A. M., Beddewela, E., and Cowton, C. J. (2021). Is Corporate Environmental Disclosure Associated with Firm Value? A Multicountry Study of Gulf Cooperation Council Firms. Business Strategy and the Environment, 30, 185-203. https://doi.org/10.1002/bse.2616.

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

11. Malik, M. S., and Kanwal, L. (2018). Impact of corporate social responsibility disclosure on financial performance: Case study of listed pharmaceutical firms of Pakistan. Journal of Business Ethics, 150, 69-78. https://doi.org/10.1007/s10551-016-3134-6.

12. PWC. (2022). Vietnam ESG readiness report 2022: From ambition to impact. https://www.pwc.com/vn/en/publications/2022/pwc-vietnam-esg-readiness-2022-en.pdf.

13. Quốc hội (2019). Luật Chứng khoán ngày 26/11/2019.

14. Quốc hội (2020). Luật Doanh nghiệp ngày 17/6/2020.

15. Spence, M. (1973), Job market signalling, Quarterly Journal of Economics, pp. 355- 374, từ http://dx.doi.org/10.2307/1882010.

16. Suchman, M. C. (1995). Managing Legitimacy: Strategic and Institutional Approaches. The Academy of Management Review, 20(3), 571-610, http://doi.org/10.2307/258788.

17. Trotman, A. J., & Trotman, K. T. (2015). Internal audit's role in GHG emissions and energy reporting: Evidence from audit committees, senior accountants, and internal auditors. Auditing: A Journal of Practice & Theory, 34(1), 199-230.

18. Vafeas, N. (1999) Board Meeting Frequency and Firm Performance. Journal of Financial Economics, 53, 113-142. http://dx.doi.org/10.1016/S0304-405X(99)00018-5.