Tác động của việc tuân thủ chuẩn mực BCTC quốc tế IFRS đến chỉ tiêu lợi nhuận và rủi ro của các ngân hàng thương mại tại việt nam

TT ^2 Họ tên Khoa ĐH năm thứ Mã số SV Lớp Điện thoại Email Nguyễn Thị Lý 21A4020352 Lại Thu Hằng 20A4010865 K21KTD Ke toán 098275341 Ly.src.h NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC NA Kiểm VIỆT NAM vnh@g toán HỌC VIỆN NGÂN HÀNG mail.co m _ K20TCM Tài “4 094382724 Hanglt3 18@gm ail.com BÁO CÁO TỔNG KẾT ĐỀ TÀI THAM DỰ CUỘC THI “SINH VIÊN NGHIÊN CỨU KHOA HỌC” CẤP HỌC VIỆN NĂM 2020 - 2021 TÊN CƠNG TRÌNH: NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA VIỆC TUÂN THỦ CHUẨN MỰC BÁO CÁO TÀI CHÍNH ĐẾN CHỈ TIÊU LỢI NHUẬN VÀ RỦI RO CỦA CÁC NHTM VIỆT NAM LĨNH VỰC NGHIÊN CHUYÊN NGÀNH: Kế toán - Kiểm tốn CỨU: Kinh tế GVHD: PGS.TS Phạm Thị Hồng Anh, Viện trưởng Viện nghiên cứu khoa học ngân hàng HÀ NỘI - 2021 LỜI CAM ĐOAN Chúng xin cam đoan cơng trình nghiên cứu khoa học độc lập Các số liệu nghiên cứu trung thực có nguồn gốc rõ ràng Các kết nghiên cứu chưa cơng bố cơng trình khoa học Tất tham khảo kế thừa trích dẫn tham chiếu đầy đủ Hà Nội, ngày 14 tháng năm 2021 Người cam đoan Nhóm nghiên cứu 11 MỤC LỤC DANH MỤC CÁC BẢNG v DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT vi LỜI MỞ ĐẦU 1 Tính cấp thiết nghiên cứu Tổng quan nghiên cứu .2 Tính nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu Câu hỏi nghiên cứu 10 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 10 Phương pháp nghiên cứu 10 7.1 Cách tiếp cận 10 7.2 Phương pháp nghiên cứu 10 Cấu trúc nghiên cứu 11 CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CHUẨN MỰC IFRS ĐẾN CHỈ TIÊU LỢI NHUẬN VÀ RỦI RO CỦA CÁC NHTM 12 1.1 Tổng quan chuẩn mực IFRS .12 1.1.1 Lịch sử trình hội tụ kế toán quốc tế 12 1.1.2 Tại chuẩn mực kế toán quốc gia có khác biệt 13 1.1.3 Sự cần thiết chuẩn mực kế toán quốc tế 14 1.1.4 Hệ thống chuẩn mực kế tốnquốc tế/báocáo tàichính quốc tế .17 1.2 Tổng quan tác động IFRSđến lợinhuận rủi rocủa NHTM .20 1.2.1 Tác động đến lợi nhuận 20 1.2.2 Tác động đến rủi ro 22 TÓM TẮT CHƯƠNG 27 CHƯƠNG 2: HỆ THỐNG CHUẨN MỰC KẾ TOÁN TẠI VIỆT NAM 28 2.1 Lịch sử hệ thống tài kế tốn Việt Nam 28 2.1.1 Trước năm 1995 28 2.1.2 Giai đoạn từ năm 1995 đến năm 2000: tiếp cận kế toán quốc tế .28 2.1.3 Giai đoạn từ năm 2001 đến nay: Sự đời phát triển hệ thống chuẩn mực kế toán VN 29 2.2 Sự khác biệt VAS với IFRS/IAS 32 2.2.1 Chuẩn mực kế toán Hàng tồn kho (VAS 02 IAS 2) 32 2.2.2 Chuẩn mực kế tốn Tài sản cố định hữu hình (VAS 03 IAS 16) .32 2.2.3 Chuẩn mực kế toán Tài sản cố định vơ hình (IAS 38 VAS 04) .33 iii 2.2.4 Chuẩn mựckế toán bất động sản đầu tư (IAS 40 VAS 05) 34 2.2.5 Chuẩn mựcvề trình bày Báo cáo tài (VAS 21 IAS 1) .34 2.2.6 Chuẩn mựcvề Hợp kinh doanh (VAS 11 IFRS 3) 35 2.2.7 Chuẩn mựcvề Báo cáo tài hợp kế tốn khoản đầu tư vào cơng ty (VAS 25 IFRS 10) ’ 35 2.3 Thực trạng áp dụng chuẩn mực BCTC quốc tế NHTM 36 2.3.1 Thực trạng áp dụng chuẩn mực BCTC quốc tế NHTM so sánh khác biệt báo cáo tài lập theo VAS IFRS 36 2.3.2 Nhận xét chung việc tuân thủ IFRS ngân hàng 41 TÓM TẮT CHƯƠNG 43 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 44 3.1 Quy trình nghiên cứu 44 3.2 Mơ hình đánh giá tác động IFRS đến lợinhuận NHTM 44 3.2.1 Tổng quan mơ hình nghiên cứu 44 3.2.2 Lựa chọn mô hình nghiên cứu 46 3.2.3 Mô tả biến số liệu nghiên cứu 46 3.3 Mơ hình tác động IFRS đến tiêu rủiro 48 3.3.1 Tổng quan mơ hình nghiên cứu 48 3.3.2 Lựa chọn mơ hình nghiên cứu 50 3.3.3 Mô tả biến số liệu nghiên cứu 50 TÓM TẮT CHƯƠNG 52 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 53 4.1 Tác động việc tuân thủ chuẩn mực IFRS đến tiêu lợi nhuận NHTM Việt Nam .’ ’ 53 4.2 Tác động việc tuân thủ chuẩn mực IFRS đến rủi ro NHTM Việt Nam 59 TÓM TẮT CHƯƠNG 66 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN -KHUYẾN NGHỊ .67 5.1 Khuyến nghị đề xuất .67 5.2 Đóng góp mặt khoa học 70 5.3 Đóng góp mặt thực tiễn 70 5.4 Đề nghị hướng nghiêncứu 71 KẾT LUẬN 72 TÀI LIỆU THAM KHẢO .74 PHỤ LỤC 85 iv PHỤ LỤC 1: Danh sách NHTM mẫu nghiên cứu 85 PHỤ LỤC 2: Ket hồi quy kiểm định liên quan mơ hình tác động IFRS đến tiêu lợi nhuận NHTM 86 PHỤ LỤC 3: Kết hồi quy kiểm định liên quan mơ hình tác động IFRS đến rủi ro NHTM 90 vi v DANH DANHMỤC MỤCTỪ CÁC VIẾT BẢNG TẮT Bảng 1.1: Danh sách Chuẩn mực Ke toán quốc tế (IAS) .18 Bảng 1.2: Danh sách Chuẩn mực Báo cáo tài quốc tế(IFRS) 19 Bảng 2.1: Hệ thống 26 chuẩn mực kế toán Việt Nam 30 Bảng 2.3: So sánh mơ hình tổn thất dự kiến ECL mơ hình trích lập dự phịng rủi ro VAS 40 Bảng 2.4: So sánh khác biệt tiêu thu nhập/ chi phí IFRS VAS 41 Bảng 3.1: Thống kê biến số mơ hình 47 Bảng 3.2: Thống kê biến mô hình đánh giá rủi ro 51 Bảng 4.1: Tác động việc tuân thủ chuẩn mực BCTC quốc tếIFRS 55 Bảng 4.2: Tác động tuân thủ IFRS đến rủi ro NHTM 60 Từ viết tắt Nguyên nghĩa BCĐKT Bảng cân đối kế toán BCKQKD Báo cáo kết kinh doanh BCLCTT Báo cáo lưu chuyển tiền tệ BCTC Báo cáo tài BTC Bộ Tài IASB Hội đồng Chuẩn mực Kế toán Quốc tế IFRS Chuẩn mực Báo cáo tài quốc tế IOSCO Tổ chức quốc tế Ủy ban chứng khoán NHTM Ngân hàng thương mại VAS Chuẩn mực Báo cáo tài Việt Nam LỜI MỞ ĐẦU Tính cấp thiết nghiên cứu Trước bối cảnh Việt Nam ngày hội nhập sâu rộng vào kinh tế Thế giới, chuyển ngành ngân hàng - ngành cốt lõi kinh tế nhận nhiều quan tâm từ phía Chính phủ, quan chức thành phần kinh tế khác Đặc biệt, thay đổi từ quy định pháp lý để phù hợp với tồn cầu hóa đặt nhiều mối lo ngại lớn cho ngân hàng thương mại Theo đó, đời Chuẩn mực Báo cáo tài quốc tế (IFRS) bước tiến quan trọng tạo thống chuẩn mực cho hệ thống ngân hàng nói riêng doanh nghiệp nói chung Hiện nay, IFRS ngày trở nên phổ biến có lộ trình cách thức áp dụng riêng quốc gia Theo báo cáo IASB năm 2018, có tới 87% khu vực pháp lý yêu cầu sử dụng Tiêu chuẩn IFRS cho hầu hết công ty nước Trong đó, có 144 khu vực pháp lý yêu cầu bắt buộc cho tất hầu hết công ty, 12 quốc gia cho phép tất hầu hết công ty sử dụng, khu vực pháp lý có tiêu chuẩn quốc gia riêng chuyển sang Tiêu chuẩn IFRS Tại Việt Nam, Quyết định 345/QĐ-BTC phê duyệt Đề án áp dụng chuẩn mực BCTC quốc tế Việt Nam đề án đề cập giao việc nghiên cứu triển khai lộ trình áp dụng IFRS hệ thống tổ chức tín dụng cho Ngân hàng nhà nước Thủ tướng phủ phê duyệt định 480/QĐ-TTg năm 2013 Chiến lược kế tốn kiểm tốn đến năm 2020, tầm nhìn đến năm 2030, định 986/QĐ-TTg năm 2018 Chiến lược phát triển ngành Ngân hàng Việt Nam đến năm 2025, định hướng đến năm 2030, rõ “giai đoạn 2021 - 2025: Nâng cao lực cạnh tranh, tăng minh bạch tuân thủ chuẩn mực, thông lệ quốc tế tốt quản trị hoạt động tổ chức tín dụng” Như vậy, cấp có thẩm quyền cấp cao đưa định hướng hồn thiện hệ thống kế tốn, bao gồm kế toán TCTD phù hợp với chuẩn mực, thông lệ quốc tế Mặt khác, IFRS coi chìa khóa vàng giúp phát triển thị trường tài cụ thể thị trường chứng khốn thơng qua việc nâng cao tính minh bạch thơng tin tính quán số liệu báo cáo việc ghi nhận chúng Vì thơng qua đó, nhà đầu tư, đối tượng sử dụng báo cáo tài bảo vệ hệ thống thơng tin xác - tin cậy, đồng thời tiêu chuẩn đưa có ý nghĩa việc cải thiện môi trường kinh doanh, định nhà đầu tư, phát triển kinh tế bền vững thu hút nguồn vốn nước Hơn nữa, thời kỳ hội nhập tồn cầu ngân hàng thương mại, tập đoàn đa quốc gia, doanh nghiệp mở rộng thương mại quốc tế khiến cho việc có tiêu chuẩn chung việc lập trình bày báo cáo tài điều quan trọng hết Xét khía cạnh ngân hàng thương mại doanh nghiệp đặc biệt hoạt động kinh doanh liên quan nhiều đến hai lĩnh vực tài tiền tệ, đồng thời Việt Nam quốc gia có hệ thống tài phụ thuộc vào ngân hàng đặt nhiều vấn đề tài sản kết kinh doanh ngân hàng Theo đó, việc áp dụng IFRS giúp cho ngân hàng có minh bạch tài chính, nâng cao chất lượng ổn định cho hệ thống tài quốc gia Mặt khác, áp dụng IFRS tạo điều kiện cho thân ngân hàng nâng cao xếp hạng tín nhiệm, đáp ứng đủ điều kiện để tham gia dự án tài quốc tế lớn Việc áp dụng chuẩn mực IFRS giúp tăng tính cạnh tranh ngân hàng nội địa so vOi ngân hàng nước thị trường nước, đồng thời thực tế ngân hàng áp dụng IFRS có điều chỉnh chặt chẽ lợi nhuận, quản trị rủi ro hệ thống thông tin Chính lẽ đó, nhóm chọn đề tài: “Tác động việc tuân thủ chuẩn mực BCTC quốc tế IFRS đến tiêu lợi nhuận rủi ro ngân hàng thương mại Việt Nam” cho đề tài nghiên cứu khoa học dành cho sinh viên Tổng quan nghiên cứu Trong kinh tế giOi, việc áp dụng chuẩn mực BCTC chung ngày phổ biến dần triển khai rộng rãi khắp quốc gia Chính vậy, nhiều cơng trình nghiên cứu nước hướng đến việc nghiên cứu tác động việc áp dụng chuẩn mực IFRS đến kết kinh doanh ngân hàng Cụ thể, nghiên cứu Tai-Yuan Chen cộng (2013) xem xét việc áp dụng bắt buộc chuẩn mực IFRS điều khoản hợp đồng vay ngân hàng Dựa mẫu gồm 20.000 khoản cấp tín dụng, đến từ 23 quốc gia bắt buộc áp dụng IFRS 16 quốc gia không bắt buộc áp dụng IFRS giai đoạn 2000-2009 Kết cho thấy, quốc gia áp dụng IFRS, người vay phải trả mức lãi suất cao hơn, tăng khoản vay chấp, giảm khoản vay bảng cân đối kế toán giảm thời gian đáo hạn Hơn nữa, phát cho thấy quy định IFRS có tác động khơng đồng đến chất lượng kế toán, ngân hàng phải thay đổi điều khoản hợp đồng cho vay để đáp ứng với thay đổi Herve J.Clavier (2017) nghiên cứu việc áp dụng bắt buộc chuẩn mực IFRS hoạt động cấp tín dụng ngân hàng Châu Âu giai đoạn 2003-2008 Kết cho thấy ảnh hưởng việc áp dụng phụ thuộc vào mức độ ràng buộc, quy mô ngân hàng quy định hành Đồng thời, nhóm tác giả việc áp dụng tự nguyện hay bắt buộc IFRS dẫn tới 80 [54] Hall, R.E (1982) Iflation: cause and effects Chicago The university of chicago [55] Ionica Munteanu (2012), Bank liquidity and its determinants in Romania, Procedia Economics and Finance ( 2012 ) 993 - 998 [56] Ionica Munteanu (2012), Bank liquidity and its determinants in Romania, Procedia Economics and Finance ( 2012 ) 993 - 998 [57] Islam, M A., & Rana, R H (2017) Determinants of bank profitability for the selected private commercial banks in Bangladesh: A panel data analysis Banks and Bank Systems, 12(3), 179-192 https://doi.org/10.21511/bbs.12(3-1).2017.03 [58] Jaap Bikker & Paul Metzemakers, 2004 "Is bank capital procyclical? A cross-country analysis," DNB Working Papers 009, Netherlands Central Bank, Research Department [59] Jannis Bischof (2009) The Effects of IFRS Adoption on Bank Disclosure in Europe, Accounting in Europe, 6:2, 167-194, DOI: 10.1080/17449480903171988 [60] Jannis Bischof (2009) The Effects of IFRS Adoption on Bank Disclosure in Europe, Accounting in Europe, 6:2, 167-194, DOI: 10.1080/17449480903171988 [61] Jermakowicz, Eva & Hayes, Robert (2011) Framework-Based Teaching of IFRS: The Case of Deutsche Bank Accounting Education 20 373-385 DOI:10.1080/09639284.2011.588778 [62] Jobair, M., Hossain, M., & Ahmed, M.K (2014) Compliance of IFRS 7: A Study on the State Owned Specialized Banks of Bangladesh European Journal of Business and Management, 6, 46-53 [63] Kabir, Humayun & Laswad, Fawzi & Islam, Ainul (2010) Impact of IFRS in New Zealand on Accounts and Earnings Quality Australian Accounting Review 20 343 - 357 10.1111/j.1835-2561.2010.00106.x [64] La Porta, R., F Lopez-de Silanes, A Shleifer, and R Vishy (2000) Agency Problems and Dividend Policies Around the World Journal of Finance [65] Lê Trần Hạnh Phương (2019), Các nhân tố tác động đến áp dụng chuẩn mực kế toán quốc tế (IAS/IFRS) - nghiên cứu phạm vi quốc gia doanh nghiệp Việt Nam, Luận án tiên sĩ chuyên ngành Ke toán, Đại học Kinh tế Tp Hồ Chí Minh 81 [66] Lê Việt (2020), Nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến việc áp dụng IFRS doanh nghiệp Việt Nam, Luận văn tiến sĩ, Đại học Kinh tế Tp Hồ Chí Minh [67] Leventis, S., Dimitropoulos, P E., & Anandarajan, A (2011) Loan loss provisions, earnings management and capital management under IFRS: the case of EU commercial banks Journal of Financial Services Research, 40(1-2), 103-122 https://doi.org/10.1007/s10693-010-0096-1 [68] Leventis, S., Dimitropoulos, P.E and Anandarajan, A (2012), "Signalling by banks using loan loss provisions: the case of the European Union", Journal of Economic Studies, Vol 39 No 5, pp 604618 https://doi.org/10.1108/01443581211259509 [69] Levitt, Arthur 1998 March The Importance of High Quality Accounting Standards Accounting Horizons IASC 1998a “Europe Opens to IAS” IASC Insight (March): [70] Levitt, Arthur 1998 March The Importance of High Quality Accounting Standards Accounting Horizons [71] IASC 1998a “Europe Opens to IAS” IASC Insight (March): [72] Liu, Guoping & Sun, Jerry (2013) Did the Mandatory Adoption of IFRS Affect the Earnings Quality of Canadian Firms? SSRN Electronic Journal 14 10.2139/ssrn.2200735 [73] Mahmoud O Ashour (2011), Banks Loan Loss Provisions Role in Earnings and Capital Management: Evidence from Palestine, Master thesis, Islamic University Gaza [74] Makhsun, A & Yuliansyah, Yuliansyah & ahmad razimi, Mohd & Muhammad, I (2018) The implementation of International Financial Reporting Standard (Ifrs) adoption on the relevance of equity and Earning Book Value Academy of Accounting and Financial Studies Journal 22 [75] Mary E Barth, Wayne R Landsman, Mark H Lang (2008), International Accounting Standards and Accounting Quality, Journal of Accounting ResearchVolume 46, Issue p 467-498 [76] McKinsey and Co (2002) Global Investor Survey on Corporate Governance [77] Michelle Clark Neely & David C Wheelock, (1997) "Why does bank performance vary across states?," Review, Federal Reserve Bank of St Louis, issue Mar, pages 27-40 82 [78] Mohammad Firoz (2011), IFRS-preparedness of Indian banking industry, Journal of Financial Reporting and Accounting [79] Mohammad, W.M., Wasiuzzaman, S and Zaini, R.M (2011), ‘Panel data analysis of the relationship between earnings management, bank risks, loan loss provision and dividend per share’, Journal of Business and Policy Research, vol 6, no 1, pp 46- 56 [80] Mohd Yaziz Bin Mohd Isa, Zulkifflee Bin Mohamed (2017), Unit Roots and Co-Integration Tests: the Effects of Consumer Price Index (CPI) on Non-Performing Loans (NPL) in the Banking Sector in Malaysia, Journal of Advanced Statistics, Vol 2, No 1, March 2017 [81] Muhammad Mahmood Shah Khan, Farrukh Ijaz, Ejaz Aslam (2014), Determinants of Profitability of Islamic Banking Industry: An Evidence from Pakistan, Business & Economic Review, (2) 27-46, 2014 [82] Nguyễn Thị Kim Hướng, Trần Thị Thu Huyền, Nguyễn Ánh Dương (2020), So sánh chuẩn mực kế toán Việt Nam 14 (VAS 14) chuẩn mực kế tốn quốc tế (IFRS 15): Những khó khăn thuận lợi doanh nghiệp Việt Nam áp dụng IFRS15, Journal of SCIENCE & TECHNOLOGY, Vol 56 - No (Feb 2020) [83] Nguyễn Trà Giang (2017), Các nhân tố thể chế tác động đến việc áp dụng IFRS Việt Nam, Luận văn thạc sĩ chuyên ngành kế tốn, Trường Đại học Kinh tế Tp Hồ Chí Minh [84] Oosterbosch, R van (2009) Earnings Management in the Banking Industry Business Economics Retrieved from http://hdl.handle.net/2105/5611 [85] Ozili, Peterson & Outa, Erick (2018) Bank Income Smoothing in South Africa: Role of Ownership, IFRS and Economic Fluctuation SSRN Electronic Journal 10.2139/ssrn.3242530 [86] Panagiotis Ballas [87] Papadamou, Stephanos & Tzivinikos, Trifon (2013) The risk relevance of International Financial Reporting Standards: Evidence from Greek banks International Review of Financial Analysis 27 43-54 10.1016/j.irfa.2012.09.006 [88] Pasiouras, F., & Kosmidou, K (2006) Factors influencing the profitability of domestic and foreign commercial banks in the European Union Research in International Business and Finance, 21(2), 222-237 [89] Report of the 2013 Shift Index series, truy cập lần cuối ngày 20 tháng năm 2020 từ 83 [90] Richard Martin, As financial reports from banks reporting under IFRS start to emerge, ACCA’s Richard Martin considers the accounting impact to date of the new standard, truy cập ngày 22 tháng năm 2020 từ https://www.accaglobal.com/pk/en/member/member/accountingbusiness/2019/02/insights/ifrs-9.html> [91] Robert T Clair (1992), Loan Growth and Loan Quality: Some Preliminary Evidence from Texas Banks, Federal Reserve Bank of Dallas [92] Rufo R Mendoza (2005), International Accounting Standards: Historical and Rational Perspectives, The Accountant's Journal [93] Sari, Nita & Murni, Nur (2017) Analysis of the effect of third party fund, capital adequacy ratio, and loan to deposit ratio on bank"s profitability after the application of IFRS The Indonesian Accounting Review 81 10.14414Ztiar.v6i1.855 [94] Sari, Nita & Murni, Nur (2017) Analysis of the effect of third party fund, capital adequacy ratio, and loan to deposit ratio on bank"s profitability after the application of IFRS The Indonesian Accounting Review 81 10.14414/tiar.v6i1.855 [95] Shaio-Yan Huang, Yu-Chung Hung, Chi-Chen Lin, Ing-Jung Tang (2009), The effects of innovative capacity and capital expenditures on financial performance, Int J Innovation and Learning, Vol 6, No 3, 2009 [96] Taktak, N.B., Zouari, S B S and Boudriga, A (2010), ‘Do Islamic banks use loan loss provisions to smooth their results?’, Journal of Islamic Accounting and Business Research, vol 1, no 2, pp.114-127 [97] Trabelsi, Nadia & Trabelsi, Mohamed (2014) The Value Relevance of IFRS in the UAE Banking Industry: Empirical Evidence from Dubai Financial Market, 2008-2013 International Journal of Academic Research in Accounting, Finance and Management Sciences 10.6007/IJARAFMS/v4Ĩ4/1241 [98] Tsitinidis, A., & Duru, K (2013) Managerial Incentives and Earnings Management : An Empirical Examination of the Income Smoothing in the Nordic Banking Industry, Master Thesis, Uppsala University, Sweden [99] Ul Mustafa, Ahmed Raza & Hussain, Riaz & Younis, Muhammad (2012) Does the Loan Loss Provision affect the Banking profitability in case of Pakistan? Asian Economic and Financial Review 772-783 84 85 [100] Uwuigbe, U., Emeni, F., Uwuigbe, & Ataiwrehe, M.C (2016) Ifrs PHỤ O., LỤC adoption accounting quality: evidence from thenghiên Nigerian PHỤand LỤC 1: Danh sách NHTM mẫu cứubanking sector Corporate Ownership and Control, 14, 287-294 [101] Wahlen, J.M., (1994), The Nature of Information in Commercial Bank Loan Loss Disclosures, The Accounting Review, vol 69, no 3, pp 455478 [102] Li, Xi & Yang, Holly (2015) Mandatory Financial Reporting and Voluntary Disclosure: The Effect of Mandatory IFRS Adoption on Management Forecasts The Accounting Review 91 10.2308/accr-51296 [103] Y Wu (2019), The Impact of New Financial Instrument Standards on Commercial Banks' Accounting-A Estimation of Bank of Nanjing, International Conference on Economic Management and Model Engineering (ICEMME), pp 639-642, doi: 10.1109/ICEMME49371.2019.00131 [104] Yim, Sang-Giun (2020) The Influence of IFRS Adoption on Banks' Cost of Equity: Evidence from European Banks Sustainability 12 3535 10.3390/su12093535 [105] Zoltán Novotny-Farkas (2016), The Interaction of the IFRS Expected Loss Approach with Supervisory Rules and Implications for Financial Stability, Accounting in Europe, 13:2, 197-227, DOI: 10.1080/17449480.2016.1210180 STT Tên ngân hàng Ngân hàng Công thương Việt Nam (Vietinbank) Ngân hàng Đầu tư Phát triển Việt Nam (BIDV) Ngân hàng Ngoại thương Việt Nam (Vietcombank) Ngân hàng Phát triển TP HCM (HDbank) Ngân hàng TMCP Á Châu (ACB) Ngân hàng TMCP An Bình (ABBank) Ngân hàng TMCP Bưu điện Liên Việt (Liên Việt Postbank) Ngân hàng TMCP Việt Á (VAB) Ngân hàng TMCP Đông Nam Á (Seabank) 10 Ngân hàng TMCP Hàng Hải (Maritime bank) 11 Ngân hàng TMCP Kiên Long (Kiên Long bank) 12 Ngân hàng TMCP Kỹ Thương (Techcombank) 13 Ngân hàng TMCP Nam Á (Nam A bank) 14 Ngân hàng TMCP Quốc dân (NCB) 15 Ngân hàng TMCP Phương Đông (OCB) 16 Ngân hàng TMCP Quân Đội (Mbbank) 17 Ngân hàng TMCP Quốc tế (VIB) 18 Ngân hàng TMCP Sài Gòn - Hà Nội (SHB) 19 Ngân hàng TMCP Sài Gịn Cơng thương (Saigonbank) 20 Ngân hàng TMCP Sài gịn Thương tín (Sacombank) 21 Ngân hàng TMCP Tiên Phong (Tpbank) 22 Ngân hàng TMCP Việt Nam Thịnh Vượng (Vpbank) 23 Ngân hàng TMCP Sài Gòn Thương tín (STB) 24 Ngân hàng TMCP Xăng dầu Petrolimex/GP (PGbank) 25 Ngân hàng TMCP Xuất nhập (Eximbank) Source Model Residual SS 117649784 040710326 df 33 MS 013072198 000120445 Number of obs F( 338) 9, Pr > F = obR-squared = 86 348 108.53 0.0000 0.7429 Ad R-squared PHỤ LỤC 2: Kết hồi quy kiểm định liên quan của0.7361 mơ hình tác động j = Total 34 Ro MSE 01097 IFRS đến nhuận cácotNHTM 158360111 tiêu lợi 000456369 OLS = RO Coef Std Err t P>|t| A Ln A A P 0013793 -.0054966 0005568 0012621 2.48 -4.36 0.014 0.000 0002841 -.007979 LL -.0002536 0004866 -0.52 0.603 -.0012108 0024744 -.003014 0007035 LE -.0001785 0033384 -0.05 0.957 -.0067451 0063881 0016266 LT D 004513 TUR N 6237365 GD 0000741 I CP IFR S 2.77 0.006 0013134 0077126 21.73 0.000 5672657 6802073 0005611 0.13 0.895 -.0010296 0011777 -.0001364 0001175 -1.16 0.247 -.0003675 0000948 -.0016225 -.0301877 0015718 0116525 -1.03 -2.59 0.303 0.010 -.0047143 -.0531083 0014694 -.007267 028709 s Variabl e A A I D P V P VIF LT TURN IFRS Ln CP LT LL LE GD Mean Interval ] LT V P [95% Conf VIF 1/VIF 3.28 3.08 1.75 1.74 1.52 1.28 1.13 1.12 1.03 0.304827 0.324546 0.570302 0.573730 0.658535 0.780107 0.886008 0.895813 0.975164 1.77 Kiểm định đa cộng tuyến Numb er Numb er o f o f obs group s = = 348 25 87 Fixed effect F(9,314) Prob > F RO A Ln A LT LL LE LT TUR GD CP IFR _con A P V D N P I S s sigma_ u sigma_ e Numbe r Numbe r rh obs o f o f Fixed-effects (within) regression Group variable: Bank = 13 avg = 13 R-sq: max = 14 within = 0.7683 between = 0.9173 = 115.71 overall = 0.6973 = 0.0000 Coef Std t P>|t | corr(u Err i, Xb) = -0.8925 000934 0.571 0005302 57 0.000 004297 0011905 61 -.000730 0004 -1.82 0.070 -.021068 018 -2.56 0.011 -.000800 0082351 0013874 -0.58 0.564 0299589 28.81 0.000 8630051 .0004303 0.489 000298 69 -.000118 0000988 -1.20 0.233 -.002500 0014599 -1.71 0.088 -.00799 0180156 -0.44 658 01958582 (fractio of ance due 00831704 n vari to = 348 groups = Obs per group: [95% Conf Interval ] -.0013082 0019547 -.0015207 -.0372716 -.0035306 8040595 -.0005486 -.0003125 -.0053733 -.0434407 0023687 0066394 0000603 -.004865 0019288 9219506 0011447 0000762 0003716 0274526 u_i) 25 F test that all u i=0: F(24, 314) = 11.44 Prob > F = 0.0000 Random effect Random-effects GLS regression Group variable: Bank = avg = max = Wa ld Pr ob chi2(9 ) > chi2 R OA nA L Coe f 001 TA L 00LP L 00EV L 00 TD T 004 URN G 635 DP C 000L PI I 00 FRS _ 00con 03 s igm a_u s 001 480 igm 92 a_e = = St d Er 00 00 00 00 00 02 00 00 00 01 ( fr ac ti on z 0 - >| z P 0 0 13 13.9 R-sq: 14 within between 864.34 overall 0.0000 [ In 95 te corr(u % rv i, X) = 00 00 - - 00 00 - 00 00 - 00 00 .0 0 57.8 01 - 0 - - 00 - 05 of varia nce due u_ to i) 00 69 00 - 00 Obs per group: = = = 0.6871 0.9490 0.7423 (assumed) (b) fe LLP 0005302 004297 -.0007302 LEV LTD TURN GDP CPI IFRS - 0210687 -.0008009 8630051 000298 -.0001181 -.0025008 LnA LTA (B) re (b-B) Difference 88 0015648 -.0046505 -.0010346 0089475 -.0002553 -.0004749 -.0007616 -.0203071 0042286 -.0050295 6353499 2276551 - - - - Coefficients -.0000991 0001989 Kiểm định Hausman B -.0001233 -.001924 5.14e-06 -.0005769 b = consistent under Ho and Ha; = inconsistent under Ha, efficient under Ho; Test: difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E in coefficients not systematic 0006976 0072906 0071299 obtained from Xtreg obtained from Xtreg : Coefficients Panels : Correlation: generalized least squares heteroskedastic common coefficien for AR(1) t all Estimated covariances = 89panel (0.6364) s Numbe of obs r Estimated autocorrelations = Numbe of groups r = Estimated coefficients Obs per group: = avg Cross-sectional time-series FGLS regression = max = FGLS Wald chi2(9) Prob chi2 > 48 25 = ROA Coef Std Err z P>|z| [95% Conf LnA LTA LLP LEV LTD TURN GDP 0007721 -.0067731 0000558 0026772 0047934 7326187 0001012 0002864 0014258 000129 0025045 0009292 0244313 000132 2.70 -4.75 0.43 1.07 5.16 29.99 0.77 0.007 0.000 0.666 0.285 0.000 0.000 0.443 0002107 -.0095676 -.000197 -.0022316 0029723 6847342 -.0001575 chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)A(-1)](b-B) = 267.67 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Kiểm định Phương sai sai số thay đổi xttest3 Modified in fixed H0: Wald test for groupwise effect regression model si gma (i)^2 chi2 (25) Prob>chi2 = heteroskedasticity sigma^2 for all i 21941.78 0.0000 Kiểm định tượng tự tương quan Xtserial ROA LnA LTA LLP LEV LTD TURN GDP CPI IFRS Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 24) = 11.618 Prob > F = 0.0023 13 13.92 14 968.1 0.000 Interval ] 0013335 -.003978 0003085 0075859 0066146 7805032 0003599 CPI IFRS cons -.0000937 -.0021843 -.0238664 0000253 0005792 0057257 -3.71 -3.77 -4.17 0.000 0.000 0.000 -.0001432 -.0033194 -.0350886 -.000044 -.001049 -.012644 S-GMM Dynamic data estimati panel- on, twostep system GMM Numbe r Numbe r Obs per Group variable: Bank Time : year variable Number of instruments = Wald chi2 = 99036.68 (9) Prob > chi2 = 0.000 RO A LL P Ln A LT A LE V LT D TUR N GD P CP I IFR S s Coef .0003259 00064 -.0088707 0027756 0053627 75111 0003355 - 0005499 - 0039698 -.019573 Std Err 0002998 0002413 0009305 0013151 0005284 0275744 000188 0001296 000901 004913 z 1.09 65 -9.53 2.11 10.15 27.24 1.78 -4.24 -4.41 -3.98 P>|z| 0.277 0.008 0.000 0.035 0.000 0.000 0.074 0.000 0.000 0.000 of obs = of groups = group: avg= = max = [95% Conf -.0002616 0001671 - 0106944 0001981 004327 6970652 - 0000329 -.0008039 -.0057358 -.0292022 348 13.9 Interval ] 0009135 0011129 - 007047 0053531 0063984 8051549 000704 -.00029 -.002203 0099437 Sour SS ce el al Mod Residu 204.6016 26 346.0546 04 Tot 550.656 al 23 LP 12 3 22 MS Number of obs 20.46016 26 1.109149 37 1.710112 52 , 312) P > F rob = R-squared a D j R oot rm -ɔ square MSE = P>| t| [95% Conf = 323 = — 18.45 0.0 000 0.3 716 0.3 1.0 532 90 Kiểm định tự tương quan Arelano Bond biến cơng cụ thích hợp Hansen test Coef L d f Std Err t Interva l] L LP L nA TA EV TD TP DP PI RS RS ns L L L L EB G C IF EBTPxIF _co 4345984 0625207 -.353170 3306604 1.248983 28.0640 0237071 0281285 6380875 14.66686 -.554870 0468537 0558631 1081463 3307845 2644126 6.91754 0556896 0115825 2162734 6.81693 1.15869 9.28 Arellano-Bond 1.12 Arellano-Bond -3.27 0.00 0.26 0.00 0.31 0.00 0.00 0.67 0.01 0.00 0.03 0.63 3424092 -2.52 -1.52 Pr > z = 0.012 Pr > z = 0.129 Sargan test of overid restrictions: chi2(8) = 32.01 Prob 56 4.06 14.45308 41.6749 0.43 (Not robust, but -.0858676 not weakened by many instruments.) 1332817 2.43 0053387 0509182 Hansen test of overid restrictions: chi2(8) = 6.05 Prob 2.95 2125488 1.06362 -2.15 -28.07984 (Robust, but weakened by many instruments.) 1.25388 -0.48 -2.834716 1.72497 > chi2 = 0.000 1.00 -4.72 5267875 test for AR(1) in first differences: z = -.0473952 1724367 test for AR(2) in first differences: z = -.5659589 -.14038 -.3201901 -1.76924 22 9815109 -.72872 > chi2 = 0.642 PHỤ LỤC 3: Kết hồi quy kiểm định liên quan mơ hình tác động IFRS đến rủi ro NHTM OLS Variab le V IF EBTPxIF RS TP RS TA nA PI EV LP TD DP VIF EB IF L L C L L L L G Mean 19 92 24 42 67 54 11 09 04 01 1 1 1 1/VIF 0.12204 0.12625 0.30856 0.41291 0.59862 0.65047 0.89985 0.91540 0.96245 0.98997 2.92 Kiểm định tượng đa cộng tuyến R-sq: Obs per group: within between overall = = 0.3409 0.3347 0.3259 = -0.2326 L L LP L nA TA EV TD DP PI S s 3355378 0844316 -.193987 1.31080 2.190908 30.5434 0326572 0353376 7649281 16.83828 1.177006 50440472 1.014218 19829433 L L L L EBTP G C IFRS EBTPxIFR _con sigma_u sigma_e r ho R-sq: n = l = within betwee overal nA TA EV TD TP DP PI RS RS ns _u _e 0.6 135513 1906628 1.119349 3214473 7.128361 0537514 0132377 2491741 7.051763 2.543457 1.021.1 6.824.2 0.6 2.6 3.0 2.39 0.46 (fraction 0.534 0.310 0.243 0.000 0.000 0.544 0.008 0.002 0.018 0.644 Coe 12.9 91 14.89 0.0000 Interval ] Number Number 4323853 of obs of groups = = 323 25 351153 1812818 3.5139 51 1.558225 44.573 72 1384527 0613925 1.2553 61 2.958755 3.8291 16 u_i) Obs per group: Prob > chi2 = (assumed) f -.1822899 -.5692565 -.8923337 -2.823592 16.51314 -.0731382 0092827 2744949 -30.71781 -6.183128 of variance due to 0.3122 0.6386 0.3716 L LP = = t Wald chi2(10) corr(u i, X) LP F(10,288) Prob > F P>|t| [95% Conf Fixed-effects (within) regression 0492052 6.8 0.000 2386903 Group variable: bank1 Fixed effect Coef Std Err corr(u_i, Xb) LP = avg = max = Std Err z P>|z| [95% Conf = avg = max = 12 12.9 13 184 47 0.0 000 Interva l] L L L L L L EB G C IF EBTPxIF _co sigma sigma r 4345984 0625207 -.35317 05 3306604 1.248983 28.064 02 0237071 0281285 6380875 14.66686 -.55487 07 1.01421 84 .0468537 28 0.000 0558631 0.263 12 1081463 0.001 3.27 .3307845 0.317 00 2644126 F test that all0.000 u_i=0: 4.724 6.917546 0.000 06 .0556896 0.670 43 .0115825 0.015 43 .2162734 0.003 95 6.816933 0.031 2.15 1.158696 0.632 0.48 (fractio of variance due n to Random effect 3427668 5264299 -.046968 1720103 -.565133 -.14120 76 -.317665 9789862 -.73074 F(24, 288) = 2.02 1.767222 37 14.50588 41.6221 -.085442 1328567 0054271 0508298 1.06197 2141995 28.02781 1.30592 1.71613 2.825873 Prob > F = u_i) Random-effects GLS regression Group variable: bank1 Number of obs Number of groups = 323 25 0.0039 (b) fem (B) rem _B )) sqrt(diag(V_b -V S.E (b-B) Difference 92 L LP nA TA EV TD TP DP PI RS RS L L L L L EB G C IF EBTPxIF Estimat ed Estimat ed Estimat ed 3355378 0844316 -.193987 1.31080 2.190908 30.5434 0326572 0353376 7649281 16.83828 -.099060 0150295 0219109 1234629 1591832 15702441.0693 9801484 57 -.941925 18279591.72078 2.4794 12 0089502 0072092 0064095.123748 1268407 1.8046 2.171421 57 Coefficients Number of obs Number of groups Obs per group: 4345984 0625207 -.3531705 3306604 -1.248983 Kiểm định Hausman 28.06402 0237071 0281285 6380875 -14.66686 covariances = autocorrelations = coefficients = 25 11 Wald chi2(10) Prob > chi2 LP L f Coe Std Err z P>|z| = avg = max = [95% Conf 323 212.92 196 870.0 000 Interva l] L LP nA TA EV TD TP DP PI RS RS ns L L L L L EB G C IF EBTPxIF _co 468717 0227509 -.27014 68 3415664 -.45221 74 20.030 65 -.01240 12 0097273 4150718 10.68281 -.07828 87 0493812 0295503 0753681 1576433 1647255 5.222466 0306585 006371 1290007 4.776704 6163405 5655024 0.441 -.0351666 77 0806684 -.4178655 -.12242 -3.58 0.000 under Ho and Ha; obtained from xtreg 0.030 b = consistent 17 0325912 6505416 B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg -2.75 0.006 -.7750735 -.12936 13 30.2 0.000 9.79480 84 in coefficients 665 not systematic Test: Ho: 0.686 difference -0.40 -.0724908 0476884 0.127 -.0027597 53 0222143 chi2(10) = (b-B)'[(V -b-V-B)^(-1)](b-B) 0.001 = 156.42 22 1622351 6679084 -2.24 0.025 -20.04498 Prob>chi2 = 0.0000 1.32064 -0.13 0.899 -1.286294 1.12971 definite) (V_b-V_B is not positive 49 0.000 3719316 Kiểm định phương sai số thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all chi2 (25) = Prob>chi2 = 3409.38 0.0000 FGLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Group bank1 variable: year Time variable Number of instruments = Wald chi2(10) = Prob > chi2 = L LP L LP L L nA L TA L EV L TD EB TP G DP C PI IF RS EBTPxIF RS _co ns Number Number Obs per 21 1633.65 0.000 Coe Std Err z f P>|z| of obs o groups f group: = avg = max =[95% Conf S-GMM 2233843 1461884 -.27172 67 3494526 1.701734 35.922 99 -.01192 01 103976 1.0371 74 20.84833 2.207862 323 212.9 21 Interva 93 l] 0406696 49 0.000 1436733 0686193 0.033 Dynamic panel-data estimation, two-step 13 011697 0671638 -4.05 0.000 -.4033653 -.08967 2240478 0.119 56 4473371 -3.80 0.000 -2.578498 7.849563 0288944 0278679 2500326 7.408755 1.545443 58 -0.41 73 15 -2.81 -1.43 Warning: 0.000 0.680 0.000 0.000 0.005 0.153 20.5381 -.06855 0493558 5471194 -35.36922 -5.236875 3030952 system GMM 2806797 -.14008 81 7885782 -.82496 91 51.3078 0447118 1585962 1.52722 6.32743 8211508 Uncorrected two-step standard errors are unreliable Kiểm định tự tương quan Arelano Bond biến cơng cụ thích hợp Hansen test Arellano-Bond Arellano-Bond test for AR(1) in test for AR(2) in first differences: first differences: Sargan test of overid restrictions: chi2(10) = (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(10) = (Robust, but can be weakened by many instruments.) z = -3.57 z = -1.11 Pr Pr > z = 0.000 > z = 0.267 14.07 Prob > chi2 = 0.170 14.17 Prob > chi2 = 0.165 ... NGHIÊN CỨU 53 4.1 Tác động việc tuân thủ chuẩn mực IFRS đến tiêu lợi nhuận NHTM Việt Nam .’ ’ 53 4.2 Tác động việc tuân thủ chuẩn mực IFRS đến rủi ro NHTM Việt Nam 59... chẽ lợi nhuận, quản trị rủi ro hệ thống thơng tin Chính lẽ đó, nhóm chọn đề tài: ? ?Tác động việc tuân thủ chuẩn mực BCTC quốc tế IFRS đến tiêu lợi nhuận rủi ro ngân hàng thương mại Việt Nam? ?? cho... cứu chuẩn mực IFRS tác động Chuẩn mực IFRS đến tiêu lợi nhuận rủi ro ngân hàng - Phạm vi không gian: Đề tài tập trung phân tích đánh giá thực trạng tác động Chuẩn mực IFRS đến lợi nhuận rủi ro