lợi nhuận tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam
Trần Quốc Thịnh Trần Ngọc Anh Thư
Ngày nhận: 19/04/2020 Ngày nhận bản sửa: 00/00/2019 Ngày duyệt đăng: 15/00/2019
Hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN) là việc sử dụng các thủ thuật thông qua các chính sách kế toán nhằm chi phối có chủ đích trong việc cung cấp thông tin đến người sử dụng, trong đó các nhân tố liên quan đến chỉ số tài chính có ảnh hưởng đáng kể đến hành vi QTLN. Bài viết sử dụng phương pháp kiểm định với 150 mẫu của 30 ngân hàng thương mại (NHTM) Việt Nam trong thời gian 5 năm từ 2015- 2019. Kết quả hồi quy OLS cho thấy 4 biến có ý nghĩa, trong đó 2 biến tác động cùng chiều đến hành vi QTLN là đòn bẩy tài chính và chi phí dự phòng rủi ro tín dụng, và 2 biến có tác động ngược chiều là quy mô ngân hàng và tỷ suất sinh lời. Trên cơ sở đó, bài viết đề xuất một số gợi ý chính sách cho Ngân hàng nhà nước Việt Nam (NHNN) nhằm hạn chế hành vi QTLN của các NHTM Việt Nam, góp phần nâng cao chất lượng thông tin kế toán.
Từ khóa: chỉ số tài chính, hành vi quản trị lợi nhuận, ngân hàng thương mại
Influence of factors on profit management behavior at Vietnam joint stock commercial banks
Abstract: Profit management behavior (PMB) is the use of procedures through accounting policies to intentionally govern the provision of information to users, including factors related to financials indicators that have a significant influence on the behavior of PMB. The paper uses a test method with 150 samples of 30 joint stock commercial banks in Vietnam for 5 years from 2015 to 2019. The OLS regression results show that there are 4 significant variables, of which 2 variables with positive effects on the risk management behaviors, namely financial leverage and provision for credit losses, and 2 variables with opposite effects are bank size and profitability ratio. Based on that, the article proposes a number of policy suggestions to the State Bank to limit the PMB of Vietnamese commercial banks to contribute to improving the quality of accounting information.
Keywords: financials indicators, profit management behavior, commercial banks Thinh Quoc Tran
Email: thinhtq@buh.edu.vn Thu Ngoc Anh Tran Email: tqthinhkt@gmail.com
Organization of all: Banking University of Ho Chi Minh City
Đại học Ngân hàng Tp. Hồ Chí Minh
1. Đặt vấn đề
Nhu cầu sử dụng các thông tin kế toán được thể hiện thông qua các thông tin trên báo cáo tài chính (BCTC) của các đối tượng sử dụng thông tin ngày càng gia tăng. Các thông tin được công bố trên BCTC là cơ sở hỗ trợ cho các đối tượng sử dụng trong việc đưa ra các quyết định kinh tế hợp lý. Trong nhiều chỉ tiêu tài chính, lợi nhuận là chỉ tiêu được các nhà đầu tư quan tâm nhiều nhất và cũng là chỉ tiêu mà các nhà quản lý (NQL) có xu hướng thao túng hay tác động vào nhiều nhất. Khi chịu sự thao túng của NQL, các thông tin tài chính nói chung và thông tin về chỉ tiêu lợi nhuận nói riêng của các doanh nghiệp trở nên không đáng tin cậy. Sự thao túng này còn được gọi là hành vi Quản trị lợi nhuận (QTLN).
Trên thế giới, việc xem xét sự ảnh hưởng của các nhân tố đến hành vi QTLN đã và đang nhận được rất nhiều sự quan tâm của các nhà nghiên cứu, tuy đa phần các nghiên cứu là các doanh nghiệp phi tài chính. Nhìn chung, tại các doanh nghiệp nói chung và các NHTM các nói riêng, đối với nghiên cứu về mối quan hệ giữa hành vi QTLN và các chỉ số tài chính (CSTC) tiêu biểu như tỷ suất sinh lời, đòn bẩy tài chính, quy mô doanh nghiệp, tính thanh khoản được cho là có mối quan hệ với hành vi QTLN (Shen, 2016; Gombola và các cộng sự, 2016; Moghaddam và Abbaspour, 2017; Alhadab và Al-Own, 2017). Trong khi đó, việc nghiên cứu vấn đề QTLN tại Việt Nam được một số tác giả quan tâm nhưng tập trung vào đối tượng là các doanh nghiệp. Riêng nghiên cứu về hành vi QTLN đối với NHTM thì không phổ biến, ngoại trừ nghiên cứu của Trần Quốc Thịnh và Nguyễn Đức Phước (2018), nhưng nghiên cứu quan tâm đến
các biến thuộc cơ cấu sở hữu (tỷ lệ sở hữu của tổ chức trong nước, sở hữu của nhà quản lý, sở hữu của nhà nước và mức độ tập trung quyền sở hữu). Có thể thấy, NHTM có vai trò quan trọng huyết mạch trong nền kinh tế quốc gia. Việc nâng cao chất lượng thông tin liên quan đến CSTC trên BCTC là yếu tố quan trọng để đảm bảo sự tin cậy cho người sử dụng, cũng như sự phát triển bền vững của hệ thống ngân hàng và thị trường tài chính.
2. Cơ sở lý thuyết về mối quan hệ giữa thông tin về chỉ số tài chính và quản trị lợi nhuận
2.1. Các khái niệm liên quan Hành vi quản trị lợi nhuận
QTLN (Earnings Management) là “một mảng tối” mà ở đó kết quả của công việc kế toán đã bị nhà quản lý “cắt gọt” ở một số khía cạnh (Levitt, 1998). Tuy vậy, nếu phương pháp kế toán được áp dụng nằm trong khuôn khổ của chuẩn mực kế toán, thì hành vi QTLN là tuân thủ khuôn khổ pháp lý, là sự vận dụng khéo léo, linh hoạt và phù hợp chuẩn mực kế toán để trình bày BCTC theo cách thuận lợi nhất cho công ty hay cho chính NQL chứ không phải là hành động phi pháp (Rahman và các cộng sự, 2013). Healy và Wahlen (1999) cho rằng, đây là hành vi điều chỉnh kết quả hoạt động của doanh nghiệp được thực hiện bởi các NQL nhằm định hướng quyết định của các nhà đầu tư theo ý muốn chủ quan của họ.
Các NQL có thể sử dụng những đánh giá chủ quan của mình để thao túng các thông tin về lợi nhuận nhằm làm đẹp BCTC và che đậy những điểm yếu trong kết quả kinh doanh của doanh nghiệp (Leuz và các cộng sự, 2003). Có rất nhiều tranh cãi về định nghĩa của hành vi QTLN, tuy nhiên, dù là
“hợp pháp” hay “bất hợp pháp” thì thực hiện hành vi này sẽ ảnh hưởng đến chất lượng thông tin được công bố trên BCTC (Schipper, 1989).
Các chỉ số tài chính
Khan (2019) cho rằng CSTC thể hiện những thông tin tổng quát của các BCTC và được sử dụng cho mục đích so sánh. Bằng những phép tính toán, mối quan hệ giữa các yếu tố tài chính khác nhau được làm rõ thông qua các CSTC khác nhau (Foster, 1978).
Brigham và Ehrhardt (2005) cho rằng có rất nhiều cách để có thể đánh giá tình hình tài chính của một doanh nghiệp. Gitman (2009) cho rằng các NQL sẽ sử dụng các CSTC liên quan đến việc đánh giá tình hình tài chính tổng quan của doanh nghiệp hay đánh giá tính hiệu quả trong hoạt động kinh doanh, để từ đó có thể đưa ra những chiến lược hoạt động phù hợp.
2.2. Các lý thuyết nền tảng
Lý thuyết đại diện (Agency theory)
Lý thuyết đại diện được phát triển đầu tiên bởi Jensen and Meckling (1976). Tác giả đã xác định mối quan hệ đại diện được thể hiện thông qua một hợp đồng, theo đó, bên được ủy nhiệm (agents) sẽ thực hiện một số công việc đại diện cho bên ủy nhiệm (principles), chẳng hạn như trong hợp đồng giữa cổ đông và NQL, các cổ đông ủy nhiệm cho NQL quyền sử dụng vốn của mình để kinh doanh. Jensen and Meckling (1976) cho rằng cả hai bên (bên ủy nhiệm và bên được ủy nhiệm) đều muốn tối đa hóa lợi ích của mình, chính vì vậy, sự xung đột về lợi ích luôn tồn tại trong mối quan hệ này. Điều này sẽ làm phát sinh các chi phí đại diện- chi phí trả cho sự xung đột lợi ích giữa hai bên như
chi phí giám sát, chi phí thưởng cho NQL.
Lý thuyết đại diện thường được vận dụng trong các nghiên cứu nhằm kiểm chứng sự ảnh hưởng của các nhân tố liên quan đến các CSTC trên BCTC và điều này có ảnh hưởng đến hành vi QTLN.
Lý thuyết thông tin bất cân xứng (Asymmestry Information theory)
Lý thuyết thông tin bất cân xứng lần đầu tiên được đề cập trong nghiên cứu của Akerlof (1970). Theo đó, hiện tượng thông tin bất cân xứng xảy ra khi một bên có ít thông tin hơn hoặc có thông tin không chính xác so với bên đối tác. Điều này khiến cho bên có ít thông tin hơn có những quyết định không chính xác và đồng thời, bên có nhiều thông tin hơn cũng sẽ có những hành vi gây bất lợi cho bên đối tác. Godfrey và các cộng sự (2003) cho rằng sự mất cân đối về mặt thông tin giữa người lập BCTC và người có nhu cầu sử dụng thông tin là luôn tồn tại. Các doanh nghiệp có xu hướng không công bố những thông tin gây tổn hại đến mình và ngược lại, các thông tin có lợi cho doanh nghiệp thường được cung cấp một cách chi tiết và đầy đủ hơn (Staubus, 2000). Lý thuyết thông tin bất cân xứng thường được vận dụng trong các nghiên cứu nhằm kiểm chứng sự ảnh hưởng của các nhân tố thuộc các CSTC đến hành vi QTLN.
2.3. Các nghiên cứu trước có liên quan Một số nghiên cứu trên thế giới đã tiến hành xem xét các biến liên quan đến CSTC ảnh hưởng hành vi QTLN của NHTM. Shen (2016) sử dụng dữ liệu của 16 ngân hàng niêm yết tại Trung Quốc trong khoảng thời gian từ 2005- 2014 để kiểm tra tác động của một số biến kiểm soát như tỷ lệ nợ vay, tỷ lệ biến động nợ
vay… đến hành vi QTLN của ngân hàng ở cả hai khu vực là ngân hàng tư nhân và Nhà nước. Shen (2016) đã đề xuất sử dụng biến phụ thuộc là biến rủi ro có điều chỉnh tỷ lệ chi phí dự phòng rủi ro tín dụng để đại diện cho biến hành vi QTLN tại các NHTM. Việc đo lường biến này đã được chấp nhận và sử dụng rộng rãi trong các nghiên cứu sau này. Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn nhất và hành vi QTLN có xu hướng tăng dần sau đó giảm dần, trong khi tỷ lệ sở hữu của nhà quản lý có mối quan hệ ngược chiều với hành vi QTLN, tức là gia tăng tỷ lệ sở hữu của NQL tại ngân hàng làm giảm hành vi QTLN. Gombola và các cộng sự (2016) nghiên cứu về tác động của đòn bẩy tài chính và tính thanh khoản lên hành vi QTLN và quản trị vốn tại 124 NHTM ở Mỹ trong giai đoạn 1999- 2013.
Kết quả cho thấy đòn bẩy tài chính có tác động cùng chiều với hành vi QTLN và quản trị vốn, trong khi đó, tỷ số thanh khoản lại có tác động ngược chiều. Như vậy, các ngân hàng có mức độ sử dụng vốn cao sẽ có xu hướng thực hiện hành vi QTLN và quản trị vốn nhiều hơn so với các ngân hàng có mức độ sử dụng vốn thấp. Bên cạnh đó, những ngân hàng có tính thanh khoản cao sẽ có xu hướng hạn chế thực hiện hành vi QTLN hơn các ngân hàng có tính thanh khoản thấp.
Trong khi đó, kết quả của Moghaddam và Abbaspour (2017) lại cho thấy rằng các ngân hàng có tính thanh khoản thấp sẽ có xu hướng thực hiện hành vi QTLN nhiều hơn các ngân hàng có tính thanh khoản cao khi tác giả sử dụng mẫu nghiên cứu là 14 NHTM niêm yết ở Tehran trong giai đoạn 2010- 2015 và sử dụng mô hình nhận diện hành vi QTLN thông qua mô hình quản trị lợi nhuận dồn tích (AEM) của Dechow và các cộng sự (1995). Alhadab
và Al-Own (2017) nghiên cứu về mối quan hệ giữa hành vi QTLN và kết quả hoạt động (được đại diện bởi tỷ số ROA và ROE) tại 55 NHTM tại Europe trong giai đoạn 2001- 2015. Các tác giả sử dụng các khoản chi phí dự phòng rủi ro tín dụng tự định là nhân tố đại diện cho hành vi quản trị lợi nhuận tại các ngân hàng, kết quả cho thấy rằng những ngân hàng có tỷ số ROA và ROE thấp liên tiếp qua các năm sẽ có xu hướng thực hiện hành vi QTLN thông qua các khoản chi phí dự phòng rủi ro tín dụng tự định nhiều hơn và những ảnh hưởng tiêu cực từ hành vi QTLN sẽ kéo dài sang các năm sau đó.
Việc nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến QTLN được nhiều tác giả quan tâm, tuy nhiên hầu hết các nghiên cứu tập trung vào các công ty, doanh nghiệp. Nghiên cứu chuyên sâu về nội dung này ở các NHTM khá khiêm tốn. Điển hình, Trần Quốc Thịnh và Nguyễn Đức Phước (2018) đã sử dụng phương pháp kiểm định OLS với 134 mẫu quan sát của 18 NHTM cổ phần Việt Nam, giai đoạn từ năm 2005- 2016. Kết quả nghiên cứu cho thấy có 4 biến thuộc cơ cấu sở hữu có tác động đến hành vi QTLN, trong đó biến tỉ lệ sở hữu nhà đầu tư nước ngoài có tác động ngược chiều, ba biến còn lại bao gồm biến tỷ lệ sở hữu của nhà quản lý, tỷ lệ sở hữu của tổ chức và mức độ tập trung sở hữu có tác động cùng chiều.
Nhìn chung, trên thế giới các nghiên cứu về những nhân tố tác động đến hành vi QTLN tại các ngân hàng vẫn chưa phổ biến. Cũng tương tự tại Việt Nam, có thể thấy rằng các nghiên cứu về hành vi QTLN cũng rất ít với đối tượng là các NHTM. Phần lớn các nghiên cứu trước quan tâm nhiều đến các nhân tố thuộc CSTC, điển hình như đòn bẩy tài chính, tính thanh khoản, ROA và ROE… bởi
đây là những chỉ số có ý nghĩa đối với thông tin trên BCTC. Từ đó, bài viết tập trung xem xét sự tác động của các CSTC đến hành vi QTLN tại NHTM cổ phần ở Việt Nam trong giai đoạn 5 năm từ 2015- 2020 để bổ sung những bằng chứng thực nghiệm hữu ích cho các đối tượng sử dụng thông tin trong bối cảnh thực trạng chất lượng BCTC của các NHTM Việt Nam hiện nay đang rất được quan tâm.
3. Phương pháp nghiên cứu 3.1. Mẫu nghiên cứu
Vào tháng 04 năm 2020, tác giả tiến hành chọn mẫu và có thể thấy hiện nay Việt Nam có 31 NHTM nhưng do Ngân hàng TMCP Đông Á không có đủ dữ liệu BCTC qua nhiều năm nên Ngân hàng này không xem xét trong mẫu dữ liệu. Như vậy, mẫu dữ liệu được thu thập thông tin từ 30 NHTM. Các dữ liệu có liên quan đến các CSTC trên BCTC của NHTM trong giai đoạn từ 2015-2019, với tổng mẫu quan sát là 150, đảm bảo yêu cầu kiểm định trong mô hình nghiên cứu.
3.2. Mô hình nghiên cứu
Bài viết kế thừa mô hình đo lường hành vi QTLN dựa trên rủi ro của Shen (2016) để đo lường biến phụ thuộc. Tác giả đã chọn mô hình của Shen (2016) để đo lường biến phụ thuộc vì mô hình này đã được chấp nhận và sử dụng rộng rãi trong các nghiên cứu và theo nhìn nhận của chuyên gia phù hợp với tình hình thực tế tại Việt Nam.
Theo đó, hành vi QTLN sẽ được đo lường bằng biến rủi ro có điều chỉnh tỷ lệ chi phí dự phòng rủi ro tín dụng, cụ thể:
Trong đó:
LLPit: Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng của ngân hàng (i) tại năm (t)
LOANt-1: Tổng dư nợ cho vay khách hàng của ngân hàng (i) tại năm (t-1)
σLLP/LOANt-1: Độ lệch chuẩn LLP/LOANt-1 dữ liệu từ năm 2015 đến 2019.
Đồng thời, kế thừa kết quả nghiên cứu từ các tác giả trước đó (Gombola và các cộng sự (2016) Moghaddam và Abbaspour (2017); Alhadab và Al-Own (2017)), kết hợp với một số ý kiến chuyên gia trong Bảng 1. Xác định và đo lường các biến
Ký hiệu Tên biến Đo lường Kỳ vọng dấu
Biến phụ thuộc
RISK Rủi ro kinh doanh có điều chỉnh tỷ lệ chi phí dự phòng rủi ro tín dụng Biến độc lập
BSZ Quy mô ngân hàng Logarit của tổng tài sản -
LEV Đòn bẩy tài chính Tỷ số nợ trên vốn chủ sở hữu +
ROE Tỷ suất sinh lời Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở
hữu bình quân (ROE) -
LLP Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng trong năm + Nguồn: Tổng hợp của tác giả
lĩnh vực ngân hàng, mô hình của bài viết lựa chọn gồm 4 biến độc lập mang tính đại diện phù hợp với điều kiện kinh tế Việt Nam gồm quy mô ngân hàng (BSZ);
đòn bẩy tài chính (LEV); tỷ suất sinh lời (ROE); và chi phí dự phòng rủi ro tín dụng (LLP). Như vậy, mô hình nghiên cứu của bài viết được cụ thể như sau:
RISK = βO + β1*BSZ + β2*LEV + β3*ROE β4*LLP + ε
Cách thức đo lường biến phụ thuộc và các biến độc lập thể hiện qua Bảng 1.
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Kết quả thống kê mô tả các biến Kết quả trình bày ở Bảng 2 cho thấy mẫu nghiên cứu bao gồm 150 BCTC của 30 NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2015- 2019. Biến phụ thuộc RISK có giá trị cao nhất là 18,2947 và thấp nhất là -0,3780, trong khi đó giá trị trung bình đạt 3,4058 và độ lệch chuẩn bằng 3,4069. Điều này cho thấy mức độ rủi ro kinh doanh có điều chỉnh tỷ lệ chi phí dự phòng rủi ro tín dụng của NHTM ở mức độ khá cao vì bình quân lên đến 3,4 lần. Đối với các biến độc lập, biến chi phí dự phòng rủi ro tín dụng có sự chênh lệch và biến động mạnh nhất, cao nhất là 20,131916 thuộc về Ngân hàng BIDV và độ lệch chuẩn cũng
tương đối cao là 3,405646. Biến đòn bẩy tài chính (LEV) cũng có độ lệch chuẩn rất cao là 4,8319, giá trị cao nhất là 33,1029 thuộc về Ngân hàng TMCP Sài Gòn. Biến quy mô ngân hàng (BSZ) có độ lệch chuẩn tương đối thấp là 0,4670, với giá trị cao nhất là 9,1732 thuộc về Ngân hàng BIDV.
Biến ROE cũng có độ lệch chuẩn thấp là 0,0784, cao nhất là 0,2773 thuộc về Ngân hàng ACB.
4.2. Phân tích tương quan
Kết quả phân tích tương quan các biến trong mô hình được trình bày trong Bảng 3 cho thấy các hệ số có tính tương quan phù hợp giữa các biến. Hơn nữa, phần lớn hệ số tương quan giữa các biến độc lập đều nhỏ hơn 0,8 nên điều này một phần chứng tỏ hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình là không tồn tại.
4.3. Đánh giá sự phù hợp của mô hình Bảng 2. Thống kê mô tả các biến trong mô hình
Biến Số quan sát Trung bình Trung vị Mức tối thiểu Mức tối đa Độ lệch chuẩn
RISK 150 3,4058 -0,3780 18,2947 3,4069 150
BSZ 150 8,1260 7,2492 9,1732 0,4607 150
LEV 150 12,9349 4,2342 33,1029 4,8319 150
LLP 150 1,889409 -0,50392 20,131916 3,405646 150
ROE 150 0,0906 -0,0918 0,2773 0,0784 150
Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm Eview 10
Bảng 3. Ma trận hệ số tương quan các biến trong mô hình
RISK FSZ LEV LLP ROE
RISK 1
BSZ -0,3091 1
LEV 0,2998 0,5118 1
LLP 0,6192 0,6916 0,2556 1
ROE -0,0528 0,5274 0,0170 0,4028 1 Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm Eview 10
Bảng 4 cho thấy R2 hiệu chỉnh bằng 0,5095 (kiểm định F có Sig < 0,01), điều này có ý nghĩa rằng 50,95% sự thay đổi của biến RISK được giải thích bởi các biến độc lập. Có thể thấy rằng mức độ giải thích của mô hình nghiên cứu được lựa chọn là tương đối phù hợp với ý nghĩa thống kê vì đạt trên 50%.
4.4. Kết quả hồi quy Sau khi kiểm định tính tương quan và đánh giá sự phù hợp của mô hình nghiên cứu, mô hình hồi quy cho biến RISK với 4 biến độc lập, kết quả như sau:
Kết quả hồi quy của mô hình OLS đối với 4 biến thuộc CSTC cho thấy 4 biến đều có ý nghĩa là quy mô ngân hàng (BSZ);
đòn bẩy tài chính (LEV); tỷ suất sinh lời (ROE); và chi phí dự phòng rủi ro tín dụng (LLP) với các mức ý nghĩa nhỏ hơn 5%.
Kết quả nghiên cứu này cũng khá tương đồng với nghiên cứu của Shen (2016) cũng như một số nghiên cứu có liên quan như Gombola và các cộng sự (2016), Moghaddam và Abbaspour (2017), Alhadab và Al-Own (2017). Cụ thể, kết quả mô hình hồi quy như sau:
RISK = 15,120200 - 1,742655*BSZ + 0,148825*LEV - 11,69371*ROE + 0,000000829*LLP
5. Kết luận và hàm ý chính sách 5.1. Kết luận
Những thông tin trên BCTC giữ vai trò quan trọng trong việc kết nối giữa NHTM với các đối tượng sử dụng thông tin. Vì vậy, mức độ tin cậy của các thông tin được công bố có ảnh hưởng rất lớn đến các quyết định tài chính của những bên có liên quan. Do đó, các thông tin tài chính thường bị tác động bởi các đối tượng có khả năng nhằm thao túng hành vi của thị trường theo mục tiêu chủ quan của mình.
Trên cơ sở kế thừa mô hình đo lường biến QTLN của Shen (2016) thông qua biến rủi ro có điều chỉnh tỷ lệ chi phí dự phòng rủi ro tín dụng, bài viết đã tiến hành nghiên cứu 150 mẫu của 30 NHTM cổ phần Việt Nam trong giai đoạn 2015- 2019. Kết quả hồi quy OLS cho thấy 4 biến có ý nghĩa, trong đó 2 biến tác động cùng chiều đến hành vi QTLN là đòn bẩy tài chính và chi phí dự phòng rủi ro tín dụng, 2 biến có tác động ngược chiều là quy mô ngân hàng và tỷ suất sinh lời. Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, một số khuyến nghị được Bảng 4. Mức độ giải thích của mô hình
Mô hình Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Prob(F-statistic)
RISK 0,5227 0,5095 0,0000
Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm Eview 10 Bảng 5. Kết quả hồi quy của mô hình
Hệ số hồi quy t-Statistic Prob.
Hằng số 15,12020 2,672058 0,0084
BSZ -1,742655 -2,276794 0,0243
LEV 0,148825 2,932790 0,0039
ROE -11,69371 -3,737926 0,0003
LLP 0,000000837 10,39887 0,0000 Số quan sát (N) 150
Hệ số R2 0,5227
Hệ số R2 hiệu chỉnh 0,5095
F-statistic 39,70126
Prob(F-statistic) 0,0000
Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm Eview 10
đề xuất nhằm hỗ trợ Ngân hàng Nhà nước (NHNN) trong việc nhận diện và kiểm soát QTLN của các NHTM. Theo đó, NHNN cần quan tâm và kiểm soát thường xuyên đối với hoạt động của các ngân hàng để đảm bảo NHTM tuân thủ các quy định hiện hành, bên cạnh đó cũng cần lưu ý và quan tâm tạo điều kiện nhiều hơn về cơ chế chính sách để các ngân hàng có quy mô nhỏ có cơ hội phát triển và mở rộng vốn. Hơn nữa, NHNN cần có những biện pháp nghiêm khắc hơn để đảm bảo các NHTM tuân thủ những giới hạn và tỷ lệ đảm bảo an toàn trong hoạt động, thông qua những hình thức chế tài phù hợp. Kết quả nghiên cứu trong phạm vi 30 NHTM và thời gian 5 năm, cũng như tập trung một số biến độc lập cơ bản về CSTC. Các nghiên cứu sau có thể mở rộng đo lường các CSTC có liên quan như tính thanh khoản hay ROA, cũng như gia tăng số lượng loại hình các ngân hàng, hoặc nghiên cứu chuỗi thời gian dài hơn để có nhìn nhận được bao quát và toàn diện về hành vi QTLN của các ngân hàng.
5.2. Gợi ý chính sách
Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, bài viết đề xuất một số gợi ý chính sách nhằm hỗ trợ cho NHNN trong việc nhận diện và hạn chế hành vi QTLN tại các NHTM như sau:
- Kết quả nghiên cứu cho thấy khi quy mô ngân hàng càng lớn thì các NQL tại các
NHTM càng có xu hướng hạn chế thực hiện hành vi QTLN nhiều hơn và ngược lại. Theo đó, NHNN cần quan tâm và kiểm soát thường xuyên đối với những ngân hàng có quy mô nhỏ. Hơn nữa, NHNN cũng nên tạo điều kiện nhiều hơn về cơ chế chính sách để các ngân hàng có quy mô nhỏ có cơ hội phát triển và mở rộng vốn.
- Về đòn bẩy tài chính, NHNN cần có những biện pháp nghiêm khắc hơn thông qua tổ chức thanh tra định kỳ và có những hình thức chế tài phù hợp để có thể kiểm soát tính cân đối thích hợp đối với các khoản nợ và vốn của các NHTM.
- Đối với tỷ suất sinh lời, cũng tương tự như đối với quy mô của NHTM, NHNN cần nên tạo điều kiện nhiều hơn nữa về cơ chế chính sách để hỗ trợ các ngân hàng hoạt động chưa hiệu quả trong việc cải thiện tình hình hoạt động kinh doanh.
- Đối với chi phí dự phòng rủi ro tín dụng, NHNN cần thường xuyên tổ chức thanh tra, giám sát và có những biện pháp chế tài hợp lý để đảm bảo các NHTM tuân thủ theo các quy định liên quan đến hạn mức cấp tín dụng. Hơn nữa, NHNN cũng cần thiết lập những quy định chặt chẽ hơn để kiểm soát rủi ro tín dụng và đẩy mạnh hoạt động mua bán nợ để các NHTM có thể giải quyết được những khoản nợ xấu ■
Tài liệu tham khảo
1. Akerlof, G. A., (1970), The market for lemons: Quality uncertainty and the market mechanism, The Quarterly Journal of Economics, 84(3): 488-500.
2. Alhadab, M., Al-own, B. E., (2017), Earnings Management and Banks Performance: Evidence from Europe, International Journal of Academic Research in Accounting, Finance and Management Sciences, 7(4): 134-145.
3. Brigham, E. F., & Ehrhardt, M. C., (2005), Financial Management, USA: 11 edition.
4. Foster, G., (1978), Financial Statement Analysis, New Jersey: Prentice-Hall Inc.
5. Godfrey, J., Mather, P., and Ramsay, A., (2003), Earnings and impression management in financial reports: the case of CEO changes, Abacus, 39(1): 95-123.
6. Gombola, M. J., Ho, A. Y.-F. & Huang, C.-C., (2016), The effect of leverage and liquidity on earnings and capital management: Evidence from U.S. Commercial banks, International Review of Economics and Finance, DOI: 10.1016/j.
iref.2015.10.030
7. Gitman, L. J., (2009), Principal of Managerial Finance, Pearson Prentice Hall.
8. Healy, P. M. and Wahlen, J. M., (1999), A review of the earnings management literature and its implications for standard setting, Accounting Horizons, 13: 365–383.
9. Jesen, M. C. and Meckling, W. H., (1976), Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure, Journal of Accounting & Economics, 3(4): 305-360.
10. Khan, M. I., Riaz, S., and Iqbal, A., (2018), Re-Classification of Financial Ratios, International Conference on Business Sustainability and Innovation.
11. Leuz, C., Nanda, D., Wysocky, P. D., (2003), Earnings management and investor protection: an international comparision, Journal of Financial Economics, 69(2003): 505-527.
12. Levitt, A. J., (1998), The “Numbers Game”, The CPA Journal, 68(12): 14-15.
13. Moghaddam, A., and Abbaspour, N., (2017), The Effect of Leverage and Liquidity Ratios on Earnings Management and Capital of Banks Listed on the Tehran Stock Exchange, International Review of Management and Marketing, 7(4):
99-107.
14. Rahman, M., Moniruzzaman, M., and Sharif, J., (2013), Techniques, Motives and Controls of Earnings Management, International Journal of Information Technology and Business Management, 11(1): 22-34.
15. Schipper, K., (1989), Commentary on earnings management, Accounting Horizons, 3(4): 91-102.
16. Shen, L., (2016), Research on Industry Competition, Ownership Structure and Earnings Management: Empirical Analysis based on Listed Bank, International Journal of Smart Home, 10(3): 221-230
17. Trần Quốc Thịnh và Nguyễn Đức Phước (2018), Kiểm định mối quan hệ giữa cơ cấu sở hữu và hành vi quản trị lợi nhuận tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam, Tạp chí Kế toán Kiểm toán, 178: 35-40.
