Các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin kế toán môi trường của các doanh nghiệp xây dựng niêm yết

1. Đặt vấn đề

Trong bối cảnh toàn cầu thúc đẩy kinh tế xanh, ngành xây dựng - với mức tiêu thụ tài nguyên và tác động môi trường lớn, đứng trước yêu cầu cấp bách về CBTT KTMT. Việc này không chỉ giúp giảm tác động sinh thái mà còn nâng cao hiệu quả tài chính doanh nghiệp.

Tại Việt Nam, dù đã có khung pháp lý như Thông tư 155/2015/TT-BTC và 96/2020/TT-BTC, nhận thức và thực hành CBTT KTMT trong ngành xây dựng vẫn còn hạn chế. Các nghiên cứu trước chủ yếu tập trung vào ngành khác, để lại khoảng trống học thuật đối với ngành xây dựng – một ngành có tác động môi trường đáng kể.

Nghiên cứu được thực hiện nhằm xác định các nhân tố ảnh hưởng đến CBTT KTMT tại các doanh nghiệp xây dựng niêm yết Việt Nam. Kết quả kỳ vọng sẽ đóng góp vào cơ sở lý thuyết về KTMT, đồng thời cung cấp bằng chứng thực tiễn hỗ trợ doanh nghiệp cải thiện CBTT và giúp hoàn thiện chính sách phát triển bền vững.

2. Tổng quan lý thuyết và giả thuyết nghiên cứu

KTMT là công cụ quan trọng giúp DN đo lường, quản lý và báo cáo các tác động môi trường dưới góc độ tài chính và phi tài chính (EPA, 1995; Gray, 1990), thường được tiếp cận ở cấp độ quốc gia, tài chính và quản trị. CBTT KTMT là việc DN cung cấp báo cáo về chính sách, hoạt động và kết quả môi trường, từ thông tin định tính đến các chỉ số định lượng về tài chính và phi tài chính. Tại Việt Nam, mặc dù nhận thức đang tăng, mức độ CBTT KTMT vẫn còn thấp, chủ yếu do khung pháp lý chưa hoàn chỉnh và sự hạn chế từ phía lãnh đạo DN.

Bài nghiên cứu được xây dựng dựa trên ba lý thuyết nền tảng: Lý thuyết hợp pháp cho rằng DN CBTT để duy trì sự chấp nhận của xã hội, đặc biệt trong các ngành có rủi ro môi trường cao như xây dựng; Lý thuyết các bên liên quan giải thích động lực công bố nhằm đáp ứng nhu cầu thông tin của các nhóm như nhà đầu tư, cơ quan quản lý và cộng đồng, từ đó giữ vững các nguồn lực thiết yếu; và Lý thuyết đại diện tập trung vào mối quan hệ giữa nhà quản lý và cổ đông, coi việc công bố là công cụ giảm bất cân xứng thông tin và cho phép cổ đông giám sát hiệu quả cam kết phát triển bền vững của ban lãnh đạo.

3. Phương pháp nghiên cứu

3.1. Mẫu và thu thập dữ liệu

Nghiên cứu thu thập dữ liệu từ báo cáo đã kiểm toán của 40 công ty xây dựng niêm yết trên HOSE và HNX trong giai đoạn 2021 - 2024, tạo ra 160 quan sát. Theo tiêu chuẩn của Tabachnick và Fidell (2007) với 6 biến độc lập trong mô hình đề xuất ban đầu, kích thước mẫu yêu cầu tối thiểu là 98 quan sát, nên mẫu 160 quan sát này là phù hợp cho phân tích hồi quy.

Tác giả lựa chọn giai đoạn 2021 - 2024, vì ba lý do chính: (1) Thông tư 96/2020/TT-BTC có hiệu lực, mang lại khung pháp lý rõ ràng hơn cho CBTT phát triển bền vững; (2) Trùng với các cam kết quốc tế quan trọng của Việt Nam như mục tiêu Net Zero 2050; và (3) Dữ liệu có tính sẵn có và chất lượng tốt, đồng thời phản ánh bối cảnh hậu COVID-19 và xu hướng đầu tư ESG đang lên.

3.2. Đo lường biến

Biến phụ thuộc: CBTT KTMT (ENV)

Dựa trên Thông tư 155/2015/TT-BTC và tiêu chuẩn GRI 2016, nghiên cứu xây dựng danh sách kiểm tra gồm 19 tiêu chí thuộc 7 lĩnh vực môi trường chính (như năng lượng, nước, khí thải, chất thải) để đánh giá mức độ CBTT KTMT.

Phương pháp cho điểm có trọng số (Nguyễn và cộng sự, 2019) được áp dụng, với thang điểm từ 0 đến 3 cho mỗi tiêu chí, dựa trên chất lượng thông tin (từ không công bố đến có đầy đủ thông tin định lượng và định tính). Chỉ số CBTT KTMT cuối cùng được tính bằng tổng điểm thực tế chia cho tổng điểm tối đa (57 điểm).

ENV = Σ(Yi) / 57

Trong đó Yi là điểm số của mục thông tin được công bố thứ i.

Phân phối của biến ENV được kiểm tra qua thống kê mô tả trước khi đưa vào mô hình. Do dải giá trị rộng (2,28% - 93,47%) và khả năng xuất hiện ngoại lai ảnh hưởng đến ước lượng, nghiên cứu áp dụng kỹ thuật winsorize tại ngưỡng 1% và 99%. Kết quả hồi quy với biến ENV gốc và ENV sau winsorize được so sánh để kiểm tra tính ổn định (robustness check).

Các biến độc lập:

(Nguồn: Tác giả tổng hợp)

Với biến đòn bẩy tài chính (LEV), phân phối trong mẫu tương đối chuẩn (trung bình 0,577; độ lệch chuẩn 0,193; dao động 0,093 - 0,860) và không xuất hiện giá trị ất thường cực đoan. Tuy nhiên, do một số công ty xây dựng có tỷ lệ nợ rất cao (trên 85%), biến LEV cũng được winsorize tại ngưỡng 1% - 99% trong phân tích độ bền.

3.3. Mô hình nghiên cứu

Dựa trên khung lý thuyết và tổng quan tài liệu, mô hình hồi quy sau được đề xuất:

Trong đó:

ENV: Chỉ số CBTT KTMT

3.4. Phương pháp phân tích dữ liệu

Nghiên cứu sử dụng phần mềm STATA 17 để phân tích dữ liệu thông qua thống kê mô tả; phân tích tương quan Pearson; phân tích hồi quy. Quy trình lựa chọn mô hình được thực hiện theo các bước tuần tự: (1) Ước lượng Pooled OLS làm cơ sở; (2) Kiểm định F-test để xác định FEM có phù hợp hơn OLS không; (3) Kiểm định Hausman để so sánh FEM và REM; (4) Kiểm định Modified Wald để phát hiện phương sai thay đổi; (5) Kiểm định Wooldridge để phát hiện tự tương quan bậc nhất; (6) Ước lượng FGLS với tùy chọn corr(ar1) và panels(heteroskedastic) khi phát hiện vi phạm. Kiểm định đa cộng tuyến được thực hiện qua VIF cho tất cả các biến trong mô hình. Để đảm bảo tính vững của ước lượng, FGLS được chạy với tùy chọn sai số chuẩn robust (robust standard errors), kiểm soát đồng thời phương sai thay đổi và tự tương quan.

Để hạn chế vấn đề nội sinh tiềm ẩn - vốn là hạn chế phổ biến của thiết kế panel quan sát - nghiên cứu sử dụng giá trị trễ một kỳ (lagged values) của các biến độc lập trong phân tích bổ sung nhằm kiểm tra tính ổn định của kết quả. Việc áp dụng GMM hệ thống hoặc thiết kế tự nhiên để xác lập quan hệ nhân quả chặt chẽ hơn được đề xuất cho các nghiên cứu tiếp theo.

4. Kết quả và thảo luận

4.1. Thống kê mô tả

Bảng 1 cho thấy mức độ CBTT KTMT (ENV) trung bình của các công ty xây dựng là 31,22%, với dao động rất lớn từ 2,28% đến 93,47%. Con số trung bình thấp này phản ánh thực tế là việc công bố, mặc dù đã được quan tâm nhưng vẫn còn hạn chế và thiên về thông tin định tính.

Bảng 1. Thống kê mô tả

(Nguồn: Tác giả tổng hợp)

Quy mô DN (SIZE) trung bình là 28,96, phản ánh đặc thù vốn lớn của ngành xây dựng. Khả năng sinh lời (PRO) dao động mạnh (trung bình 13,08%, lệch chuẩn 12,64%), cho thấy sự khác biệt lớn về hiệu quả tài chính giữa các công ty. Đòn bẩy (LEV) ở mức cao (trung bình 57,69%), phù hợp với nhu cầu vốn lưu động lớn trong ngành.

Thời gian niêm yết (AGE) trung bình là 11,19 năm, đảm bảo tính đa dạng của mẫu. Chỉ 35% công ty sử dụng dịch vụ kiểm toán Big 4 (AUD), số còn lại chủ yếu dùng kiểm toán địa phương. Tính độc lập của HĐQT (BOD) khá cao (trung bình 71,92%) nhưng biến động rộng, cho thấy sự không đồng nhất trong cơ cấu quản trị.

Xét phân phối của biến ENV, số liệu thống kê mô tả (Bảng 1) cho thấy giá trị trung bình (31,22%) thấp hơn đáng kể so với giá trị tối đa (93,47%), trong khi độ lệch chuẩn đạt 18,46% - phản ánh sự phân hóa lớn và phân phối lệch phải trong mẫu. Để kiểm tra ảnh hưởng của các quan sát ngoại lai, nghiên cứu thực hiện winsorize biến ENV tại ngưỡng 1% - 99% và chạy lại hồi quy. Chiều tác động và mức ý nghĩa thống kê của ba biến SIZE, PRO và AUD không thay đổi đáng kể, cho thấy các ngoại lai không làm sai lệch kết quả ước lượng chính.

4.2. Phân tích tương quan

Kết quả phân tích tương quan Pearson đầy đủ cho thấy quy mô (SIZE), khả năng sinh lời (PRO) và kiểm toán Big 4 (AUD) có tương quan tích cực và đáng kể với ENV. Trong khi đó, đòn bẩy (LEV), thời gian niêm yết (AGE) và tính độc lập HĐQT (BOD) có hệ số tương quan với ENV rất thấp và không có ý nghĩa thống kê. Bảng 2 trình bày ma trận tương quan của các biến được đưa vào mô hình hồi quy cuối cùng.

Bảng 2. Ma trận tương quan

Ghi chú: *** p<0,01

(Nguồn: Tác giả tổng hợp)

Kiểm định VIF được thực hiện cho cả 6 biến trong mô hình đề xuất ban đầu. Sau khi loại 3 biến không có ý nghĩa thống kê, kết quả VIF của mô hình cuối cùng cho thấy tất cả các giá trị đều dưới 2 (SIZE=1,12, PRO =1,11, AUD =1,11, VIF trung bình = 1,12), thấp hơn nhiều so với ngưỡng chấp nhận là 10. Điều này cho thấy không có vấn đề đa cộng tuyến nghiêm trọng giữa các biến độc lập trong mô hình.

4.3. Kết quả hồi quy

Dựa trên quy trình kiểm định tuần tự, nghiên cứu đã so sánh 3 mô hình hồi quy: OLS, FEM và REM. Các kiểm định cho thấy mô hình REM phù hợp hơn OLS (kiểm định Breusch-Pagan) và FEM (kiểm định Hausman). Tuy nhiên, các kiểm định tiếp theo lại phát hiện mô hình REM có 2 vi phạm nghiêm trọng: tự tương quan bậc nhất (kiểm định Wooldridge) và phương sai thay đổi giữa các nhóm (kiểm định Modified Wald). Những vấn đề này làm sai lệch kết quả ước lượng.

Để khắc phục đồng thời cả 2 khuyết tật và đảm bảo kết quả ước lượng tin cậy, nghiên cứu quyết định áp dụng phương pháp hồi quy FGLS. Mô hình này được ước lượng với các tùy chọn để điều chỉnh tự tương quan bậc nhất corr(ar1) và cho phép phương sai thay đổi giữa các nhóm panels(h). Do đó, kết quả phân tích cuối cùng sẽ được rút ra từ mô hình FGLS.

Kết quả hồi quy ban đầu với đầy đủ 6 biến cho thấy LEV, AGE và BOD đều không có ý nghĩa thống kê (p > 0,10) trong cả ba mô hình OLS, FEM và REM. Do đó, mô hình cuối cùng chỉ giữ lại 3 biến có ý nghĩa thống kê nhất quán: SIZE, PRO và AUD.

Bảng 3. Kết quả hồi quy FGLS cuối cùng

(Nguồn: Tác giả tổng hợp)

Mô hình cuối cùng cho thấy, độ phù hợp tốt với kiểm định Wald Chi² = 98,22 (p=0,0000), cho thấy mô hình có ý nghĩa thống kê cao. Cả ba biến độc lập đều cho thấy tác động tích cực đáng kể đến CBTT KTMT. Dựa trên hệ số chuẩn hóa, khả năng sinh lời (0,1116) có tác động mạnh nhất, tiếp theo là kiểm toán độc lập (0,1021) và cuối cùng là quy mô DN (0,0402).

Để hạn chế vấn đề nội sinh tiềm ẩn, nghiên cứu sử dụng giá trị trễ một kỳ (lagged values) của các biến độc lập trong phân tích bổ sung. Kết quả không thay đổi đáng kể về chiều tác động và mức ý nghĩa thống kê của ba biến SIZE, PRO và AUD. Tuy nhiên, do hạn chế của thiết kế dữ liệu quan sát thuần túy, kết quả cần được diễn giải thận trọng về chiều nhân quả - đây là hướng nghiên cứu tiếp theo khi có dữ liệu phù hợp để áp dụng GMM hoặc thiết kế tự nhiên.

Ngoài ra, để kiểm tra tính ổn định của kết quả, nghiên cứu thử nghiệm thay biến phụ thuộc ENV bằng hai biến thay thế: (1) tỷ lệ số tiêu chí được công bố (ký hiệu CR = số tiêu chí có điểm > 0 / 19); và (2) biến nhị phân ENV_High = 1 nếu ENV vượt giá trị trung vị mẫu. Kết quả hồi quy với hai biến thay thế này cho thấy SIZE, PRO và AUD vẫn có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê, khẳng định tính ổn định của kết quả chính. Chi tiết kết quả các kiểm tra độ bền có thể cung cấp theo yêu cầu.s

4.4. Kết quả kiểm định giả thuyết

(Nguồn: Tác giả tổng hợp)

4.5. Thảo luận kết quả

4.5.1. Các nhân tố có tác động tích cực đến CBTT KTMT

Kết quả hồi quy FGLS ủng hộ 3 giả thuyết chính.

- Thứ nhất, quy mô DN có tác động tích cực đáng kể đến CBTT KTMT (β=0.0402, p<0.01). DN lớn hơn đối mặt với áp lực xã hội và giám sát công chúng cao hơn, đồng thời có đủ nguồn lực để đầu tư vào hệ thống công bố hiệu quả, biến đây thành lợi thế cạnh tranh, đặc biệt trong các dự án quốc tế.

- Thứ hai, khả năng sinh lời là yếu tố tác động mạnh nhất (β=0.1116, p<0.05). Các công ty có lợi nhuận cao có nguồn lực dồi dào hơn để phân bổ cho các hoạt động công bố. Hơn nữa, việc công bố minh bạch môi trường có thể giúp thu hút nhà đầu tư, giảm chi phí vốn và củng cố lợi thế bền vững, tạo nên một vòng lặp tích cực.

- Thứ ba, sử dụng dịch vụ kiểm toán từ Big 4 có ảnh hưởng rõ rệt (β=0.1021, p<0.01). Điều này được giải thích bởi việc thuê Big 4 như một tín hiệu cam kết minh bạch, chuyên môn và quy trình kiểm toán chất lượng cao của họ, cùng với động lực bảo vệ danh tiếng mạnh mẽ, thúc đẩy khách hàng CBTT đầy đủ và đáng tin cậy hơn.

4.5.2. Các nhân tố không có tác động đáng kể đến CBTT KTMT

Nghiên cứu không tìm thấy tác động đáng kể của 3 nhân tố tới việc CBTT KTMT.

- Thứ nhất, đòn bẩy tài chính không có mối quan hệ có ý nghĩa. Nguyên nhân có thể do đặc thù ngành xây dựng Việt Nam, nơi tỷ lệ nợ cao là phổ biến vì nhu cầu vốn lớn và chu kỳ dự án dài. Do đó, mức nợ không nhất thiết phản ánh khó khăn tài chính hay hạn chế nguồn lực cho việc công bố. Hơn nữa, quan hệ tín dụng với ngân hàng chủ yếu dựa trên thông tin nội bộ và tài sản thế chấp, hơn là báo cáo môi trường công khai.

- Thứ hai, thời gian niêm yết không tác động rõ rệt. Điều này phản ánh sự thay đổi nhanh của môi trường pháp lý và xã hội. Các quy định mới (Thông tư 96/2020/TT-BTC) và cam kết quốc tế (Net Zero) tạo áp lực công bố đồng đều lên mọi DN, bất kể thâm niên. Đồng thời, cả công ty mới (cần thiết lập uy tín) và công ty lâu năm (cần duy trì tính hợp pháp) đều có động lực riêng.

- Thứ ba, tính độc lập của hội đồng quản trị không ảnh hưởng đáng kể, cho thấy khoảng cách giữa quy định và thực tế. Dù tỷ lệ thành viên độc lập danh nghĩa thường cao, hiệu quả giám sát bị hạn chế bởi thiếu chuyên môn về môi trường, thiếu thông tin, động lực cá nhân thấp và quyền lực thực tế tập trung vào cổ đông lớn hoặc ban điều hành. Như vậy, chỉ tuân thủ cơ cấu là chưa đủ, mà cần cải thiện năng lực và trách nhiệm thực chất của giám đốc độc lập.

5. Kết luận và khuyến nghị

5.1. Kết luận

Nghiên cứu điều tra các nhân tố ảnh hưởng đến CBTT KTMT tại các DN xây dựng niêm yết Việt Nam, giai đoạn 2021 - 2024. Dựa trên dữ liệu bảng từ 40 công ty (160 quan sát), ba nhân tố có mối quan hệ tích cực và đáng kể với CBTT KTMT được xác định: quy mô DN (β = 0,0402), khả năng sinh lời (β = 0,1116) và kiểm toán Big 4 (β = 0,1021). Phân tích bổ sung với biến trễ một kỳ cho kết quả nhất quán, củng cố độ tin cậy của các phát hiện này, mặc dù thiết kế dữ liệu quan sát đòi hỏi thận trọng khi diễn giải chiều nhân quả.

Các phát hiện này ủng hộ 3 giả thuyết (H1, H2, H5), làm rõ vai trò của nguồn lực DN và sự đảm bảo chất lượng bên ngoài trong việc thúc đẩy CBTT môi trường; Ngược lại, 3 giả thuyết khác không được ủng hộ (H3, H4, H6). Đòn bẩy tài chính, thời gian niêm yết và tính độc lập của HĐQT không có ảnh hưởng đáng kể, cho thấy sự khác biệt đặc thù trong bối cảnh Việt Nam. Kết quả này gợi ý áp lực nợ không trực tiếp hạn chế công bố, động lực không chỉ đến từ kinh nghiệm thị trường, và vai trò quản trị DN có thể cần xem xét lại.

Thực tế, công bố còn tương đối thấp (trung bình 31,22%) với chênh lệch lớn (2,28%-93,47%). Thông tin công bố chủ yếu mang tính định tính; các thông tin tài chính môi trường như tài sản, nợ phải trả hay chi phí hầu như chưa được đề cập. Điều này phản ánh hướng dẫn pháp lý chưa đầy đủ và nhận thức về lợi ích của KTMT trong DN còn hạn chế.

Nghiên cứu có một số hạn chế cần lưu ý. Thứ nhất, mẫu giới hạn ở 40 công ty xây dựng niêm yết trong giai đoạn 4 năm có thể chưa đại diện đầy đủ cho toàn ngành. Thứ hai, thiết kế dữ liệu quan sát thuần túy hạn chế khả năng suy luận nhân quả - việc áp dụng GMM hoặc thiết kế tự nhiên trong các nghiên cứu tiếp theo sẽ giúp khắc phục hạn chế này. Thứ ba, một số biến quản trị quan trọng như chất lượng thực chất của giám đốc độc lập và mức độ áp lực từ cổ đông tổ chức chưa được đo lường trong nghiên cứu này.

5.2. Khuyến nghị

Để nâng cao tính minh bạch môi trường - vừa là trách nhiệm và vừa là lợi thế cạnh tranh - DN xây dựng cần chủ động thực hiện một số giải pháp then chốt. Trước hết, DN nên đầu tư xây dựng hệ thống KTMT bài bản, coi đây là một phần của chiến lược phát triển bền vững để tối ưu chi phí và nâng cao hiệu quả. Việc lựa chọn các công ty kiểm toán uy tín (Big 4) là cần thiết để nâng cao độ tin cậy của báo cáo và củng cố niềm tin với các bên liên quan. Song song đó, DN cần đào tạo nguồn nhân lực và xây dựng quy trình thu thập, xử lý dữ liệu môi trường chặt chẽ.

Về phía nhà hoạch định chính sách, cần xây dựng một khung pháp lý rõ ràng và hỗ trợ hiệu quả. Trước mắt cần hoàn thiện các chuẩn mực KTMT chi tiết, phù hợp thông lệ quốc tế. Đồng thời, thiết lập cơ chế khuyến khích cụ thể như ưu đãi thuế hay ưu tiên đấu thầu cho DN thực hiện tốt, đi kèm chế tài đủ mạnh với các vi phạm. Việc tích hợp nội dung này vào chương trình đào tạo chính thức và các khóa bồi dưỡng chuyên môn là rất cần thiết để nâng cao năng lực thực thi. Cuối cùng, một lộ trình chuyển đổi rõ ràng từ công bố tự nguyện sang bắt buộc sẽ giúp DN chủ động chuẩn bị và thích ứng.