Xem mẫu
- Các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi quản trị
lợi nhuận tại các ngân hàng thương mại cổ phần
Việt Nam
Trần Quốc Thịnh Trần Ngọc Anh Thư
Đại học Ngân hàng Tp. Hồ Chí Minh
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
Ngày nhận: 19/04/2020 Ngày nhận bản sửa: 00/00/2019 Ngày duyệt đăng: 15/00/2019
Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng © Học viện Ngân hàng
Số 217- Tháng 6. 2020 12 ISSN 1859 - 011X
- TRẦN QUỐC THỊNH - TRẦN NGỌC ANH THƯ
1. Đặt vấn đề các biến thuộc cơ cấu sở hữu (tỷ lệ sở
hữu của tổ chức trong nước, sở hữu của
Nhu cầu sử dụng các thông tin kế toán nhà quản lý, sở hữu của nhà nước và mức
được thể hiện thông qua các thông tin độ tập trung quyền sở hữu). Có thể thấy,
trên báo cáo tài chính (BCTC) của các NHTM có vai trò quan trọng huyết mạch
đối tượng sử dụng thông tin ngày càng trong nền kinh tế quốc gia. Việc nâng cao
gia tăng. Các thông tin được công bố trên chất lượng thông tin liên quan đến CSTC
BCTC là cơ sở hỗ trợ cho các đối tượng sử trên BCTC là yếu tố quan trọng để đảm
dụng trong việc đưa ra các quyết định kinh bảo sự tin cậy cho người sử dụng, cũng
tế hợp lý. Trong nhiều chỉ tiêu tài chính, như sự phát triển bền vững của hệ thống
lợi nhuận là chỉ tiêu được các nhà đầu tư ngân hàng và thị trường tài chính.
quan tâm nhiều nhất và cũng là chỉ tiêu mà
các nhà quản lý (NQL) có xu hướng thao 2. Cơ sở lý thuyết về mối quan hệ giữa
túng hay tác động vào nhiều nhất. Khi thông tin về chỉ số tài chính và quản trị
chịu sự thao túng của NQL, các thông tin lợi nhuận
tài chính nói chung và thông tin về chỉ tiêu
lợi nhuận nói riêng của các doanh nghiệp 2.1. Các khái niệm liên quan
trở nên không đáng tin cậy. Sự thao túng
này còn được gọi là hành vi Quản trị lợi Hành vi quản trị lợi nhuận
nhuận (QTLN).
QTLN (Earnings Management) là “một
Trên thế giới, việc xem xét sự ảnh hưởng mảng tối” mà ở đó kết quả của công việc
của các nhân tố đến hành vi QTLN đã và kế toán đã bị nhà quản lý “cắt gọt” ở một
đang nhận được rất nhiều sự quan tâm số khía cạnh (Levitt, 1998). Tuy vậy, nếu
của các nhà nghiên cứu, tuy đa phần các phương pháp kế toán được áp dụng nằm
nghiên cứu là các doanh nghiệp phi tài trong khuôn khổ của chuẩn mực kế toán,
chính. Nhìn chung, tại các doanh nghiệp thì hành vi QTLN là tuân thủ khuôn khổ
nói chung và các NHTM các nói riêng, pháp lý, là sự vận dụng khéo léo, linh hoạt
đối với nghiên cứu về mối quan hệ giữa và phù hợp chuẩn mực kế toán để trình bày
hành vi QTLN và các chỉ số tài chính BCTC theo cách thuận lợi nhất cho công ty
(CSTC) tiêu biểu như tỷ suất sinh lời, đòn hay cho chính NQL chứ không phải là hành
bẩy tài chính, quy mô doanh nghiệp, tính động phi pháp (Rahman và các cộng sự,
thanh khoản được cho là có mối quan hệ 2013). Healy và Wahlen (1999) cho rằng,
với hành vi QTLN (Shen, 2016; Gombola đây là hành vi điều chỉnh kết quả hoạt động
và các cộng sự, 2016; Moghaddam và của doanh nghiệp được thực hiện bởi các
Abbaspour, 2017; Alhadab và Al-Own, NQL nhằm định hướng quyết định của các
2017). Trong khi đó, việc nghiên cứu nhà đầu tư theo ý muốn chủ quan của họ.
vấn đề QTLN tại Việt Nam được một số Các NQL có thể sử dụng những đánh giá
tác giả quan tâm nhưng tập trung vào đối chủ quan của mình để thao túng các thông
tượng là các doanh nghiệp. Riêng nghiên tin về lợi nhuận nhằm làm đẹp BCTC và
cứu về hành vi QTLN đối với NHTM thì che đậy những điểm yếu trong kết quả kinh
không phổ biến, ngoại trừ nghiên cứu của doanh của doanh nghiệp (Leuz và các cộng
Trần Quốc Thịnh và Nguyễn Đức Phước sự, 2003). Có rất nhiều tranh cãi về định
(2018), nhưng nghiên cứu quan tâm đến nghĩa của hành vi QTLN, tuy nhiên, dù là
Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 13
- Ảnh hưởng của các nhân tố đến hành vi quản trị lợi nhuận tại các ngân hàng thương mại cổ
phần Việt Nam
“hợp pháp” hay “bất hợp pháp” thì thực chi phí giám sát, chi phí thưởng cho NQL.
hiện hành vi này sẽ ảnh hưởng đến chất Lý thuyết đại diện thường được vận dụng
lượng thông tin được công bố trên BCTC trong các nghiên cứu nhằm kiểm chứng sự
(Schipper, 1989). ảnh hưởng của các nhân tố liên quan đến
các CSTC trên BCTC và điều này có ảnh
Các chỉ số tài chính hưởng đến hành vi QTLN.
Khan (2019) cho rằng CSTC thể hiện những Lý thuyết thông tin bất cân xứng
thông tin tổng quát của các BCTC và được (Asymmestry Information theory)
sử dụng cho mục đích so sánh. Bằng những
phép tính toán, mối quan hệ giữa các yếu Lý thuyết thông tin bất cân xứng lần đầu
tố tài chính khác nhau được làm rõ thông tiên được đề cập trong nghiên cứu của
qua các CSTC khác nhau (Foster, 1978). Akerlof (1970). Theo đó, hiện tượng thông
Brigham và Ehrhardt (2005) cho rằng có rất tin bất cân xứng xảy ra khi một bên có
nhiều cách để có thể đánh giá tình hình tài ít thông tin hơn hoặc có thông tin không
chính của một doanh nghiệp. Gitman (2009) chính xác so với bên đối tác. Điều này
cho rằng các NQL sẽ sử dụng các CSTC liên khiến cho bên có ít thông tin hơn có những
quan đến việc đánh giá tình hình tài chính quyết định không chính xác và đồng thời,
tổng quan của doanh nghiệp hay đánh giá bên có nhiều thông tin hơn cũng sẽ có
tính hiệu quả trong hoạt động kinh doanh, những hành vi gây bất lợi cho bên đối
để từ đó có thể đưa ra những chiến lược hoạt tác. Godfrey và các cộng sự (2003) cho
động phù hợp. rằng sự mất cân đối về mặt thông tin giữa
người lập BCTC và người có nhu cầu sử
2.2. Các lý thuyết nền tảng dụng thông tin là luôn tồn tại. Các doanh
nghiệp có xu hướng không công bố những
Lý thuyết đại diện (Agency theory) thông tin gây tổn hại đến mình và ngược
lại, các thông tin có lợi cho doanh nghiệp
Lý thuyết đại diện được phát triển đầu tiên thường được cung cấp một cách chi tiết
bởi Jensen and Meckling (1976). Tác giả và đầy đủ hơn (Staubus, 2000). Lý thuyết
đã xác định mối quan hệ đại diện được thông tin bất cân xứng thường được vận
thể hiện thông qua một hợp đồng, theo dụng trong các nghiên cứu nhằm kiểm
đó, bên được ủy nhiệm (agents) sẽ thực chứng sự ảnh hưởng của các nhân tố thuộc
hiện một số công việc đại diện cho bên ủy các CSTC đến hành vi QTLN.
nhiệm (principles), chẳng hạn như trong
hợp đồng giữa cổ đông và NQL, các cổ 2.3. Các nghiên cứu trước có liên quan
đông ủy nhiệm cho NQL quyền sử dụng
vốn của mình để kinh doanh. Jensen and Một số nghiên cứu trên thế giới đã tiến
Meckling (1976) cho rằng cả hai bên (bên hành xem xét các biến liên quan đến
ủy nhiệm và bên được ủy nhiệm) đều CSTC ảnh hưởng hành vi QTLN của
muốn tối đa hóa lợi ích của mình, chính NHTM. Shen (2016) sử dụng dữ liệu của
vì vậy, sự xung đột về lợi ích luôn tồn tại 16 ngân hàng niêm yết tại Trung Quốc
trong mối quan hệ này. Điều này sẽ làm trong khoảng thời gian từ 2005- 2014 để
phát sinh các chi phí đại diện- chi phí trả kiểm tra tác động của một số biến kiểm
cho sự xung đột lợi ích giữa hai bên như soát như tỷ lệ nợ vay, tỷ lệ biến động nợ
14 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
- TRẦN QUỐC THỊNH - TRẦN NGỌC ANH THƯ
vay… đến hành vi QTLN của ngân hàng và Al-Own (2017) nghiên cứu về mối
ở cả hai khu vực là ngân hàng tư nhân và quan hệ giữa hành vi QTLN và kết quả
Nhà nước. Shen (2016) đã đề xuất sử dụng hoạt động (được đại diện bởi tỷ số ROA
biến phụ thuộc là biến rủi ro có điều chỉnh và ROE) tại 55 NHTM tại Europe trong
tỷ lệ chi phí dự phòng rủi ro tín dụng để giai đoạn 2001- 2015. Các tác giả sử dụng
đại diện cho biến hành vi QTLN tại các các khoản chi phí dự phòng rủi ro tín
NHTM. Việc đo lường biến này đã được dụng tự định là nhân tố đại diện cho hành
chấp nhận và sử dụng rộng rãi trong các vi quản trị lợi nhuận tại các ngân hàng,
nghiên cứu sau này. Kết quả nghiên cứu kết quả cho thấy rằng những ngân hàng
cho thấy tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn nhất có tỷ số ROA và ROE thấp liên tiếp qua
và hành vi QTLN có xu hướng tăng dần các năm sẽ có xu hướng thực hiện hành
sau đó giảm dần, trong khi tỷ lệ sở hữu vi QTLN thông qua các khoản chi phí dự
của nhà quản lý có mối quan hệ ngược phòng rủi ro tín dụng tự định nhiều hơn
chiều với hành vi QTLN, tức là gia tăng và những ảnh hưởng tiêu cực từ hành vi
tỷ lệ sở hữu của NQL tại ngân hàng làm QTLN sẽ kéo dài sang các năm sau đó.
giảm hành vi QTLN. Gombola và các
cộng sự (2016) nghiên cứu về tác động Việc nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng
của đòn bẩy tài chính và tính thanh khoản đến QTLN được nhiều tác giả quan tâm,
lên hành vi QTLN và quản trị vốn tại 124 tuy nhiên hầu hết các nghiên cứu tập trung
NHTM ở Mỹ trong giai đoạn 1999- 2013. vào các công ty, doanh nghiệp. Nghiên cứu
Kết quả cho thấy đòn bẩy tài chính có chuyên sâu về nội dung này ở các NHTM
tác động cùng chiều với hành vi QTLN khá khiêm tốn. Điển hình, Trần Quốc
và quản trị vốn, trong khi đó, tỷ số thanh Thịnh và Nguyễn Đức Phước (2018) đã sử
khoản lại có tác động ngược chiều. Như dụng phương pháp kiểm định OLS với 134
vậy, các ngân hàng có mức độ sử dụng mẫu quan sát của 18 NHTM cổ phần Việt
vốn cao sẽ có xu hướng thực hiện hành vi Nam, giai đoạn từ năm 2005- 2016. Kết
QTLN và quản trị vốn nhiều hơn so với quả nghiên cứu cho thấy có 4 biến thuộc cơ
các ngân hàng có mức độ sử dụng vốn cấu sở hữu có tác động đến hành vi QTLN,
thấp. Bên cạnh đó, những ngân hàng có trong đó biến tỉ lệ sở hữu nhà đầu tư nước
tính thanh khoản cao sẽ có xu hướng hạn ngoài có tác động ngược chiều, ba biến còn
chế thực hiện hành vi QTLN hơn các ngân lại bao gồm biến tỷ lệ sở hữu của nhà quản
hàng có tính thanh khoản thấp. lý, tỷ lệ sở hữu của tổ chức và mức độ tập
trung sở hữu có tác động cùng chiều.
Trong khi đó, kết quả của Moghaddam và
Abbaspour (2017) lại cho thấy rằng các Nhìn chung, trên thế giới các nghiên cứu
ngân hàng có tính thanh khoản thấp sẽ có về những nhân tố tác động đến hành vi
xu hướng thực hiện hành vi QTLN nhiều QTLN tại các ngân hàng vẫn chưa phổ
hơn các ngân hàng có tính thanh khoản biến. Cũng tương tự tại Việt Nam, có
cao khi tác giả sử dụng mẫu nghiên cứu thể thấy rằng các nghiên cứu về hành vi
là 14 NHTM niêm yết ở Tehran trong giai QTLN cũng rất ít với đối tượng là các
đoạn 2010- 2015 và sử dụng mô hình nhận NHTM. Phần lớn các nghiên cứu trước
diện hành vi QTLN thông qua mô hình quan tâm nhiều đến các nhân tố thuộc
quản trị lợi nhuận dồn tích (AEM) của CSTC, điển hình như đòn bẩy tài chính,
Dechow và các cộng sự (1995). Alhadab tính thanh khoản, ROA và ROE… bởi
Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 15
- Ảnh hưởng của các nhân tố đến hành vi quản trị lợi nhuận tại các ngân hàng thương mại cổ
phần Việt Nam
đây là những chỉ số có ý nghĩa đối với Bài viết kế thừa mô hình đo lường hành vi
thông tin trên BCTC. Từ đó, bài viết tập QTLN dựa trên rủi ro của Shen (2016) để
trung xem xét sự tác động của các CSTC đo lường biến phụ thuộc. Tác giả đã chọn
đến hành vi QTLN tại NHTM cổ phần ở mô hình của Shen (2016) để đo lường biến
Việt Nam trong giai đoạn 5 năm từ 2015- phụ thuộc vì mô hình này đã được chấp
2020 để bổ sung những bằng chứng thực nhận và sử dụng rộng rãi trong các nghiên
nghiệm hữu ích cho các đối tượng sử dụng cứu và theo nhìn nhận của chuyên gia phù
thông tin trong bối cảnh thực trạng chất hợp với tình hình thực tế tại Việt Nam.
lượng BCTC của các NHTM Việt Nam Theo đó, hành vi QTLN sẽ được đo lường
hiện nay đang rất được quan tâm. bằng biến rủi ro có điều chỉnh tỷ lệ chi phí
dự phòng rủi ro tín dụng, cụ thể:
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Mẫu nghiên cứu
Trong đó:
Vào tháng 04 năm 2020, tác giả tiến LLPit: Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng
hành chọn mẫu và có thể thấy hiện nay của ngân hàng (i) tại năm (t)
Việt Nam có 31 NHTM nhưng do Ngân
hàng TMCP Đông Á không có đủ dữ liệu LOANt-1: Tổng dư nợ cho vay khách hàng
BCTC qua nhiều năm nên Ngân hàng này của ngân hàng (i) tại năm (t-1)
không xem xét trong mẫu dữ liệu. Như
vậy, mẫu dữ liệu được thu thập thông tin σLLP/LOANt-1: Độ lệch chuẩn LLP/LOANt-1
từ 30 NHTM. Các dữ liệu có liên quan đến dữ liệu từ năm 2015 đến 2019.
các CSTC trên BCTC của NHTM trong
giai đoạn từ 2015-2019, với tổng mẫu Đồng thời, kế thừa kết quả nghiên cứu
quan sát là 150, đảm bảo yêu cầu kiểm từ các tác giả trước đó (Gombola và các
định trong mô hình nghiên cứu. cộng sự (2016) Moghaddam và Abbaspour
(2017); Alhadab và Al-Own (2017)), kết
3.2. Mô hình nghiên cứu 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
Rủi ro kinh doanh có điều chỉnh tỷ
RISK
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 +
Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở
ROE Tỷ suất sinh lời -
hữu bình quân (ROE)
Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng
LLP Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng +
trong năm
Nguồn: Tổng hợp của tác giả
16 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
- TRẦN QUỐC THỊNH - TRẦN NGỌC ANH THƯ
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
lĩnh vực ngân hàng, mô hình của bài viết tương đối cao là 3,405646. Biến đòn bẩy
lựa chọn gồm 4 biến độc lập mang tính tài chính (LEV) cũng có độ lệch chuẩn rất
đại diện phù hợp với điều kiện kinh tế cao là 4,8319, giá trị cao nhất là 33,1029
Việt Nam gồm quy mô ngân hàng (BSZ); thuộc về Ngân hàng TMCP Sài Gòn. Biến
đòn bẩy tài chính (LEV); tỷ suất sinh lời quy mô ngân hàng (BSZ) có độ lệch chuẩn
(ROE); và chi phí dự phòng rủi ro tín dụng tương đối thấp là 0,4670, với giá trị cao
(LLP). Như vậy, mô hình nghiên cứu của nhất là 9,1732 thuộc về Ngân hàng BIDV.
bài viết được cụ thể như sau: Biến ROE cũng có độ lệch chuẩn thấp là
0,0784, cao nhất là 0,2773 thuộc về Ngân
RISK = βO + β1*BSZ + β2*LEV + hàng ACB.
β3*ROE β4*LLP + ε
4.2. Phân tích tương quan
Cách thức đo lường biến phụ thuộc và các
biến độc lập thể hiện qua Bảng 1. Kết quả phân tích tương quan các biến
trong mô hình được trình bày trong Bảng
4. Kết quả nghiên cứu 3 cho thấy các hệ số có tính tương quan
phù hợp giữa các biến. Hơn nữa, phần lớn
4.1. Kết quả thống kê mô tả các biến hệ số tương quan giữa các biến độc lập
đều nhỏ hơn 0,8 nên điều này một phần
Kết quả trình bày ở Bảng 2 cho thấy mẫu chứng tỏ hiện tượng đa cộng tuyến trong
nghiên cứu bao gồm 150 BCTC của 30 mô hình là không tồn tại.
NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2015-
2019. Biến phụ thuộc RISK có giá trị cao 4.3. Đánh giá sự phù hợp của mô hình
nhất là 18,2947 và thấp nhất là -0,3780,
trong khi đó giá trị trung bình đạt 3,4058 Bảng 3. Ma trận hệ số tương quan các biến
và độ lệch chuẩn bằng 3,4069. Điều này trong mô hình
cho thấy mức độ rủi ro kinh doanh có RISK FSZ LEV LLP ROE
điều chỉnh tỷ lệ chi phí dự phòng rủi ro RISK 1
tín dụng của NHTM ở mức độ khá cao BSZ -0,3091 1
vì bình quân lên đến 3,4 lần. Đối với các
LEV 0,2998 0,5118 1
biến độc lập, biến chi phí dự phòng rủi ro
tín dụng có sự chênh lệch và biến động LLP 0,6192 0,6916 0,2556 1
mạnh nhất, cao nhất là 20,131916 thuộc về ROE -0,0528 0,5274 0,0170 0,4028 1
Ngân hàng BIDV và độ lệch chuẩn cũng Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm Eview 10
Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 17
- Ảnh hưởng của các nhân tố đến hành vi quản trị lợi nhuận tại các ngân hàng thương mại cổ
phần Việt Nam
Bảng 4 cho thấy R2 hiệu Bảng 4. Mức độ giải thích của mô hình
chỉnh bằng 0,5095 (kiểm Mô hình Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Prob(F-statistic)
định F có Sig < 0,01),
RISK 0,5227 0,5095 0,0000
điều này có ý nghĩa rằng
Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm Eview 10
50,95% sự thay đổi của
biến RISK được giải Bảng 5. Kết quả hồi quy của mô hình
thích bởi các biến độc Hệ số hồi quy t-Statistic Prob.
lập. Có thể thấy rằng
Hằng số 15,12020 2,672058 0,0084
mức độ giải thích của
mô hình nghiên cứu BSZ -1,742655 -2,276794 0,0243
được lựa chọn là tương LEV 0,148825 2,932790 0,0039
đối phù hợp với ý nghĩa ROE -11,69371 -3,737926 0,0003
thống kê vì đạt trên 50%. LLP 0,000000837 10,39887 0,0000
Số quan sát (N) 150
4.4. Kết quả hồi quy
Hệ số R 2
0,5227
Sau khi kiểm định tính Hệ số R hiệu chỉnh 0,5095
2
tương quan và đánh giá F-statistic 39,70126
sự phù hợp của mô hình Prob(F-statistic) 0,0000
nghiên cứu, mô hình hồi Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm Eview 10
quy cho biến RISK với 4
biến độc lập, kết quả như sau: Những thông tin trên BCTC giữ vai trò
quan trọng trong việc kết nối giữa NHTM
Kết quả hồi quy của mô hình OLS đối với với các đối tượng sử dụng thông tin. Vì
4 biến thuộc CSTC cho thấy 4 biến đều vậy, mức độ tin cậy của các thông tin
có ý nghĩa là quy mô ngân hàng (BSZ); được công bố có ảnh hưởng rất lớn đến
đòn bẩy tài chính (LEV); tỷ suất sinh lời các quyết định tài chính của những bên có
(ROE); và chi phí dự phòng rủi ro tín dụng liên quan. Do đó, các thông tin tài chính
(LLP) với các mức ý nghĩa nhỏ hơn 5%. thường bị tác động bởi các đối tượng có
Kết quả nghiên cứu này cũng khá tương khả năng nhằm thao túng hành vi của thị
đồng với nghiên cứu của Shen (2016) trường theo mục tiêu chủ quan của mình.
cũng như một số nghiên cứu có liên quan Trên cơ sở kế thừa mô hình đo lường biến
như Gombola và các cộng sự (2016), QTLN của Shen (2016) thông qua biến rủi
Moghaddam và Abbaspour (2017), ro có điều chỉnh tỷ lệ chi phí dự phòng rủi
Alhadab và Al-Own (2017). Cụ thể, kết ro tín dụng, bài viết đã tiến hành nghiên
quả mô hình hồi quy như sau: cứu 150 mẫu của 30 NHTM cổ phần Việt
Nam trong giai đoạn 2015- 2019. Kết quả
RISK = 15,120200 - 1,742655*BSZ hồi quy OLS cho thấy 4 biến có ý nghĩa,
+ 0,148825*LEV - 11,69371*ROE + trong đó 2 biến tác động cùng chiều đến
0,000000829*LLP hành vi QTLN là đòn bẩy tài chính và
chi phí dự phòng rủi ro tín dụng, 2 biến
5. Kết luận và hàm ý chính sách có tác động ngược chiều là quy mô ngân
hàng và tỷ suất sinh lời. Trên cơ sở kết
5.1. Kết luận quả nghiên cứu, một số khuyến nghị được
18 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
- TRẦN QUỐC THỊNH - TRẦN NGỌC ANH THƯ
đề xuất nhằm hỗ trợ Ngân hàng Nhà nước NHTM càng có xu hướng hạn chế thực
(NHNN) trong việc nhận diện và kiểm hiện hành vi QTLN nhiều hơn và ngược
soát QTLN của các NHTM. Theo đó, lại. Theo đó, NHNN cần quan tâm và
NHNN cần quan tâm và kiểm soát thường kiểm soát thường xuyên đối với những
xuyên đối với hoạt động của các ngân ngân hàng có quy mô nhỏ. Hơn nữa,
hàng để đảm bảo NHTM tuân thủ các quy NHNN cũng nên tạo điều kiện nhiều hơn
định hiện hành, bên cạnh đó cũng cần lưu về cơ chế chính sách để các ngân hàng có
ý và quan tâm tạo điều kiện nhiều hơn về quy mô nhỏ có cơ hội phát triển và mở
cơ chế chính sách để các ngân hàng có rộng vốn.
quy mô nhỏ có cơ hội phát triển và mở
rộng vốn. Hơn nữa, NHNN cần có những - Về đòn bẩy tài chính, NHNN cần có
biện pháp nghiêm khắc hơn để đảm bảo những biện pháp nghiêm khắc hơn thông
các NHTM tuân thủ những giới hạn và qua tổ chức thanh tra định kỳ và có những
tỷ lệ đảm bảo an toàn trong hoạt động, hình thức chế tài phù hợp để có thể kiểm
thông qua những hình thức chế tài phù soát tính cân đối thích hợp đối với các
hợp. Kết quả nghiên cứu trong phạm vi khoản nợ và vốn của các NHTM.
30 NHTM và thời gian 5 năm, cũng như
tập trung một số biến độc lập cơ bản về - Đối với tỷ suất sinh lời, cũng tương tự
CSTC. Các nghiên cứu sau có thể mở rộng như đối với quy mô của NHTM, NHNN
đo lường các CSTC có liên quan như tính cần nên tạo điều kiện nhiều hơn nữa về cơ
thanh khoản hay ROA, cũng như gia tăng chế chính sách để hỗ trợ các ngân hàng
số lượng loại hình các ngân hàng, hoặc hoạt động chưa hiệu quả trong việc cải
nghiên cứu chuỗi thời gian dài hơn để có thiện tình hình hoạt động kinh doanh.
nhìn nhận được bao quát và toàn diện về
hành vi QTLN của các ngân hàng. - Đối với chi phí dự phòng rủi ro tín dụng,
NHNN cần thường xuyên tổ chức thanh
5.2. Gợi ý chính sách tra, giám sát và có những biện pháp chế
tài hợp lý để đảm bảo các NHTM tuân thủ
Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, bài viết đề theo các quy định liên quan đến hạn mức
xuất một số gợi ý chính sách nhằm hỗ trợ cấp tín dụng. Hơn nữa, NHNN cũng cần
cho NHNN trong việc nhận diện và hạn thiết lập những quy định chặt chẽ hơn để
chế hành vi QTLN tại các NHTM như sau: kiểm soát rủi ro tín dụng và đẩy mạnh hoạt
động mua bán nợ để các NHTM có thể
- Kết quả nghiên cứu cho thấy khi quy mô giải quyết được những khoản nợ xấu ■
ngân hàng càng lớn thì các NQL tại các
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.
Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 19
- Ảnh hưởng của các nhân tố đến hành vi quản trị lợi nhuận tại các ngân hàng thương mại cổ
phần Việt Nam
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.
20 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
nguon tai.lieu . vn
