Các nhân tố tác động đến dự phòng rủi ro tín dụng hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam

Nghiên cứu sử dụng phân tích mô hình hồi quy tìm hiểu thực tế dự phòng rủi ro tín dụng của các ngân hàng thương mại (NHTM) VN giai đoạn 2008-2012 trong mối quan hệ với các nhân tố đặc điểm ngân hàng.

    Phát triển Kinh tế 284 (06/2014)| 63    Các nhân tố tác động đến dự phịng rủi ro tín dụng hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam Nguyễn Thị Thu Hiền Trường Đại học Kinh tế TP.HCM - hiendhkt@gmail.com Phạm Đình Tuấn Trường Đại học Nha Trang - phamdinhtuanntu@yahoo.com.vn Ngày nhận: 23/12/2013 Ngày nhận lại: 03/06/2014 Ngày duyệt đăng: 10/06/2014 Mã số: 12-13-BF-08 Từ khóa: Nợ xấu, dự phịng rủi ro tín dụng, tổn thất cho vay Keywords: Bad debt, credit loss provision, loan loss Tóm tắt Lập dự phịng rủi ro tín dụng ảnh hưởng tới tiêu lợi nhuận an toàn vốn ngân hàng Nghiên cứu sử dụng phân tích mơ hình hồi quy tìm hiểu thực tế dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại (NHTM) VN giai đoạn 2008-2012 mối quan hệ với nhân tố đặc điểm ngân hàng Kết cho thấy dự phòng rủi ro tín dụng NHTM VN có mối quan hệ tương quan thuận với quy mô, tỉ lệ nợ xấu tương quan nghịch với hệ số rủi ro tài Về mặt lí thuyết, nghiên cứu phát chủ nghĩa hội việc lựa chọn sách kế tốn liên quan đến dự phịng rủi ro tín dụng nhà quản trị ngân hàng VN Abstract Establishing a credit loss provision may affect bank’s profitability and capital adequacy ratio The paper employs regression analysis to explore operations of the credit loss provision in Vietnamese commercial banks in 2008-2012 in its relationship with bank characteristics The results show that the credit loss provision of Vietnamese commercial banks is positively related with size and proportion of bad debt and negatively related with financial risk ratio The paper provides theoretical evidence of the opportunism in selection of accounting policy concerning credit risk management by Vietnamese bank managers     64 | Nguyễn Thị Thu Hiền & Phạm Đình Tuấn | 63 - 80   GIỚI THIỆU Khoản cho vay tài sản lớn nhất, chiếm khoảng từ 50% - 75% tổng tài sản đem lại phần lớn thu nhập cho ngân hàng (MacDonal & Koch, 2006) Nhưng tài sản đem lại rủi ro cho ngân hàng khách hàng vay không thực cam kết Trong nhà điều hành thường quy định dự phịng rủi ro tín dụng với mức cao nhất, tổ chức ban hành chuẩn mực kế toán lại yêu cầu trình bày khoản cho vay theo giá trị thu hồi Bên cạnh đó, mục tiêu tăng giá trị, nhà quản trị có khuynh hướng dự phịng rủi ro tín dụng linh hoạt (Gray & Clark, 2004) Do vậy, việc đo lường dự phịng rủi ro tín dụng xem xét nhân tố ảnh hưởng mối quan tâm lớn đối tượng sử dụng báo cáo tài (BCTC) ngân hàng Trên giới, nghiên cứu thực nghiệm dự phịng rủi ro tín dụng nhân tố ảnh hưởng thực từ thập niên 1990 (Wall & Koch, 2000) chưa có VN Thơng tin tỉ lệ nợ xấu hệ thống NHTM công bố Thống đốc NHNN, Thanh tra NHNN Ủy ban Giám sát Tài Quốc gia lại khác (Nguyễn Thị Mùi, 2012) Mục đích nghiên cứu nhằm đo lường mức dự phịng rủi ro tín dụng (Loan Loss Provision- LLP) NHTM VN giai đoạn 2008-2012 xem xét nhân tố tác động đến LLP CƠ SỞ LÍ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1 Cơ sở lí thuyết Rủi ro tín dụng dự phịng rủi ro tín dụng Rủi ro tín dụng rủi ro phần lãi hay gốc hay gốc lãi khoản cho vay khơng tốn cam kết Sự tồn khả cạnh tranh ngân hàng phụ thuộc hầu hết vào lực quản lí rủi ro tín dụng để sinh lời (Hempel & Simonson, 2001) Cùng quan tâm đến rủi ro tín dụng dự phịng rủi ro tín dụng, nhà điều hành tổ chức ban hành chuẩn mực kế tốn có mục tiêu khác Để đảm bảo an toàn kinh doanh ngân hàng, nhà điều hành quy định LLP cao có thể, mục tiêu minh bạch thơng tin, chuẩn mực kế tốn quốc tế (IAS 39Cơng cụ tài chính- ghi nhận & đo lường) lại yêu cầu vào chứng khách quan dấu hiệu không thu hồi nợ để xác định tổn thất lập dự phòng rủi ro Theo đó, tổn thất cho vay chênh lệch giá trị ghi sổ dư nợ giá trị luồng tiền ước tính thu tương lai Giá trị tổn thất ghi nhận vào chi phí kinh doanh làm giảm giá trị khoản cho vay thơng qua bút tốn lập LLP Nếu ngân hàng khơng lập LLP, giá trị khoản cho vay BCTC bao gồm phần tổn     Phát triển Kinh tế 284 (06/2014)| 65    thất cho vay Điều khiến nhà điều hành, chủ nợ nhà đầu tư hiểu sai đánh giá cao vốn chủ sở hữu ngân hàng Như vậy, LLP ước tính kế tốn, phụ thuộc vào xét đoán nhà quản trị ngân hàng, ảnh hưởng đến kết kinh doanh tình hình tài ngân hàng Lí thuyết tín hiệu Lí thuyết tín hiệu Spence khởi xướng năm 1973 nhằm giải thích tính bất cân xứng thơng tin thị trường lao động, nhiều nhà nghiên cứu kế tốn, tài sử dụng để giải thích vấn đề nghiên cứu có liên quan đến tính bất cân xứng thông tin nhà quản trị nhà đầu tư Bằng lí thuyết tín hiệu, Ross (1977) lập luận tồn thông tin bất cân xứng xem lí để cơng ty tốt sử dụng thơng tin tài gửi tín hiệu thị trường Wahle (1994), Beaver & cộng (1989), Beaver & Engel (1996) cho thấy ngân hàng tăng LLP để phát tín hiệu thị trường việc cải thiện luồng tiền tương lai Bài viết vận dụng lí thuyết tín hiệu nhằm giải thích nhân tố tỉ lệ vốn chủ sở hữu tài sản, hệ số rủi ro tài quy mơ ảnh hưởng đến LLP Lí thuyết ủy nhiệm Lí thuyết ủy nhiệm nghiên cứu mối quan hệ bên ủy nhiệm bên ủy nhiệm cổ đơng nhà quản trị (Jensen & Meckling, 1976) Lí thuyết dựa sở tồn thông tin bất cân xứng mâu thuẫn lợi ích bên ủy nhiệm bên ủy nhiệm, khiến phát sinh chi phí ủy nhiệm (Levinthal, 1988) Năm 1997, SEC Security and Exchange Commission (Ủy ban Chứng khoán Mỹ) trích ngân hàng sử dụng tổn thất tài sản để quản trị lợi nhuận (Sutton, 1997) Trong kế tốn LLP, lí thuyết ủy nhiệm sử dụng để nghiên cứu mối quan hệ nhà quản trị với chủ nợ hay cổ đơng nhằm giải thích việc lập LLP dựa giả thiết chủ nghĩa hội Bài viết vận dụng lí thuyết ủy nhiệm giải thích nhân tố lợi nhuận trước thuế dự phòng, tỉ lệ nợ xấu ảnh hưởng đến LLP 2.2 Các nghiên cứu trước Sau Hiệp ước vốn Basel I (1988) đời yêu cầu vốn tối thiểu kinh doanh ngân hàng, có nhiều nghiên cứu quản trị lợi nhuận quản trị vốn ngân hàng với việc sử dụng LLP (Whlen, 1994) Tại nhiều quốc gia, tính xét đốn cao tính LLP nên tạo hội cho nhà quản trị trì lợi nhuận ổn định mong đợi (Kim & Santomero, 1993) hay làm giảm bớt biến động lợi nhuận (Ma,1988) Các nghiên cứu sử dụng LLP quản trị vốn cho kết trái chiều (Kanagaretnam &     66 | Nguyễn Thị Thu Hiền & Phạm Đình Tuấn | 63 - 80   cộng sự, 2005) Trong Beatty & cộng (1995) Moyer (1990) kết luận ngân hàng có sử dụng LLP quản trị vốn, nghiên cứu Collin & cộng (1995) cho kết ngược lại Các nghiên cứu xem xét LLP hàm số với tác động nhiều biến đặc điểm ngân hàng kết kinh doanh nợ xấu Ở giai đoạn tiếp theo, nghiên cứu giải thích ảnh hưởng nhân tố đến LLP Hasan & Wall (2004), Chen & cộng (2005), Ashour (2011), Mohd Isa (2011) Hasan & Wall (2004) sử dụng mơ hình ảnh hưởng cố định để xem xét tác động nợ xấu, vốn chủ sở hữu, lợi nhuận trước thuế dự phòng ảnh hưởng đến LLP Kết cho thấy nhân tố có tác động đến LLP ý nghĩa thống kê nhóm ngân hàng khác Bằng phân tích hồi quy, Chen & cộng (2005) cho ngồi nhân tố quy mơ nhân tố dấu hiệu đo lường tổn thất có ảnh hưởng đến LLP Ashour (2011) xem xét ảnh hưởng lợi nhuận trước thuế dự phòng, quỹ dự trữ, cấu nợ phải trả, tỉ lệ an toàn vốn, tỉ lệ cho vay tiền gửi khách hàng tổng tài sản đến LPP Nghiên cứu phát chứng ngân hàng giảm LLP thiếu hụt quỹ dự trữ bắt buộc tỉ lệ cho vay tiền gửi cao Nghiên cứu Mohd Isa (2011) sử dụng mơ hình nhân tố tác động cố định để tìm hiểu nhân tố tác động đến LLP ngân hàng Malaysia giai đoạn khủng hoảng kinh tế Kết không đủ chứng để kết luận nhân tố ước tính thu hồi nợ xấu nợ xấu ảnh hưởng đến LLP, thu nhập lãi dư nợ có mối tương quan thuận, cịn lợi nhuận lại có tương quan nghịch 2.3 Mơ hình nghiên cứu Việc xây dựng nhân tố chủ yếu ảnh hưởng phân tích dựa vào nghiên cứu trước Bên cạnh đó, nhân tố lựa chọn thích hợp với việc xác định LLP đo lường dễ dàng cho mục đích phân tích thống kê - Biến phụ thuộc (LLP) LLP hầu hết nghiên cứu thực nghiệm đo lường tỉ số mức dự phòng rủi ro tín dụng dư nợ cho vay Trong Chen & cộng (2005), Leventis & cộng (2012) sử dụng liệu tử số mẫu số thời điểm lập BCTC Anandarajan & cộng (2005) đo lường tử số dư nợ bình quân Nghiên cứu khảo sát liệu năm, nên sử dụng liệu thời điểm phản ánh biến động bình quân năm     Phát triển Kinh tế 284 (06/2014)| 67    LLP = Mức dự phịng rủi ro tín dụng Tổng dư nợ cho vay khách hàng - Các biến độc lập giả thuyết Biến quy mô (SIZE) Hầu hết nghiên cứu nhận định nhân tố quy mô đo lường tổng tài sản có tác động đến LLP Theo Chen & cộng (2005), Ashour (2011) Leventis & cộng (2012), tăng tài sản ngân hàng mở rộng hoạt động tín dụng khiến tiềm ẩn tăng nợ xấu dẫn đến LLP tăng Giả thuyết đặt là: H1: Ngân hàng có quy mơ tài sản lớn trích lập dự phịng rủi ro tín dụng cao ngân hàng có quy mô tài sản thấp Quy mô tài sản ngân hàng thường lớn VN có khác biệt đáng kể ngân hàng, chọn biến quy mô ln (tổng tài sản) nhằm giảm phân tán thông qua xem xét phần trăm thay đổi tài sản tác động đến LLP Biến quy mô công ty (SIZE) = ln(tổng tài sản) Tỉ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản (ER) ER tiêu phản ánh an toàn vốn ngân hàng mức thấp vốn chủ sở hữu khó đảm bảo rủi ro xảy Do đó, ER thấp ngân hàng có xu hướng giảm LLP nhằm tăng lợi nhuận để tăng vốn chủ sở hữu (Hasan & Wall, 2004) Quy định tỉ lệ an toàn vốn NHTM VN dần theo chuẩn mực quốc tế: Quyết định số 457/2005/QĐ-NHNN - tiếp cận theo Hiệp ước vốn Basel I yêu cầu tỉ lệ an toàn vốn 8%, tăng lên 9% (Thông tư số 13/2005/QĐ-NHNN - tiếp cận theo Basel II) Tuy nhiên, thực tế cho thấy số ngân hàng lớn đảm bảo an tồn vốn theo quy định (Ngơ Xn Thanh, 2012) Vì vậy, ngân hàng có ER thấp thường trích lập dự phịng thấp để đảm bảo lộ trình đạt yêu cầu an toàn vốn Giả thuyết đặt là: H2: Ngân hàng có tỉ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản cuối năm trước thấp trích lập dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng có tỉ lệ cao ER = Biến nợ xấu (NP) Vốn chủ sở hữu cuối năm trước Tổng tài sản cuối năm trước     68 | Nguyễn Thị Thu Hiền & Phạm Đình Tuấn | 63 - 80   Nợ xấu nguyên nhân khiến ngân hàng vốn ảnh hưởng đến dòng tiền hoạt động ngân hàng Vì vậy, nhiều nghiên cứu đưa biến vào mơ hình, Chen & cộng (2005), Anandarajan & cộng (2005), Hasan & Wall (2004) Pérez & cộng (2008) Giả thuyết đặt là: H3: Các khoản nợ xấu có tác động thuận chiều với mức trích lập dự phịng cho vay Khi nợ xấu tăng trích lập dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng tăng theo Trong Hasan & Wall (2004), Pérez & cộng (2008) Yeh (2010) đo lường NP qua tỉ lệ nợ xấu tổng tài sản nghiên cứu khác đo lường tỉ lệ nợ xấu dư nợ cho vay Tỉ số nợ xấu dư nợ cho vay phản ánh chất lượng khoản mục cho vay, tỉ lệ nợ xấu tổng tài sản cho phép đánh giá chất lượng tổng tài sản Vì vậy, nghiên cứu đo lường biến nợ xấu theo hai cách: Tỉ lệ nợ xấu tổng dư nợ (NP1): NP1 = Nợ xấu Tổng dư nợ cho vay khách hàng Tỉ lệ nợ xấu tổng tài sản (NP2) NP2 = Nợ xấu Tổng tài sản Biến lợi nhuận trước thuế dự phòng (CROA) Một số nghiên cứu thực nghiệm quản trị lợi nhuận với việc sử dụng LLP cho kết luận trái ngược Trong Collins & cộng (1995), Beaver & Engel (1996), Ahmed & cộng (1999) khơng tìm thấy chứng việc làm đẹp báo cáo thu nhập Wahlen (1994) lại đưa chứng mạnh việc ngân hàng sử dụng LLP để quản trị lợi nhuận Kết Fundenberg & Tirole (1995) giai đoạn khó khăn, nhà quản trị chuyển lợi nhuận tương lai sang giai đoạn thông qua LLP Giai đoạn 2006-2011, VN, nhóm ngân hàng lớn có mức lợi nhuận trước dự phòng thuế tài sản cao ngân hàng nhỏ (Nguyễn Thị Thu Hiền & Vũ Hữu Đức, 2013) Trong đó, theo Ngơ Xn Thanh (2012), số ngân hàng lớn đảm bảo u cầu an tồn vốn Vì vậy, ngân hàng có CROA lớn khơng phải chịu áp lực tăng vốn chủ sở hữu hướng tới đảm bảo tăng chất lượng tài sản với việc lập LLP đầy đủ Ngược lại, ngân hàng có CROA thấp     Phát triển Kinh tế 284 (06/2014)| 69    chưa đảm bảo u cầu an tồn vốn nên có xu hướng lập LLP thấp Giả thuyết đặt là: H4: Lợi nhuận trước thuế dự phịng có mối tương quan thuận mức trích lập dự phịng cho vay ngân hàng thương mại Lợi nhuận trước thuế dự phòng CROA = Tổng tài sản Biến hệ số rủi ro tài (CE) CE đo lường tỉ lệ dư nợ tổng tài sản Ashour (2011) cho tồn quan hệ tỉ lệ nghịch CE với LLP, Pérez & cộng (2008), Hasan & Wall (2004) lại chứng minh kết ngược lại Theo Nguyễn Thị Thu Hiền & Vũ Hữu Đức (2013) tỉ lệ cho vay tài sản tỉ lệ LLP tài sản ngân hàng lớn lớn nhóm ngân hàng nhỏ Giả thuyết đặt là: H5: Hệ số rủi ro tài có mối tương quan thuận mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng CE = Tổng dư nợ cho vay khách hàng Tổng tài sản 2.4 Dữ liệu phương pháp nghiên cứu Dữ liệu Dữ liệu sử dụng nghiên cứu thu thập từ BCTC kiểm tốn 23 NHTM có đầy đủ BCTC từ 2008 - 2012 website ngân hàng Bảng Danh sách NHTM Vốn điều lệ (tỉ VND) TT Mã cổ phiếu Sàn giao dịch TT Mã cổ phiếu Sàn giao dịch CTG Hose 32.661 13 PNB OTC 4.000 VCB Hose 23.174 14 MDB OTC 3.750 BID Hose 23.011 15 VietAbank OTC 3.098 EIB Hose 12.355 16 MHB OTC 3.055 STB Hose 10.740 17 Saigonbank OTC 3.040 Vốn điều lệ (tỉ VND)     70 | Nguyễn Thị Thu Hiền & Phạm Đình Tuấn | 63 - 80   MBB Hose 10.625 18 NVB HNX 3.010 ACB HNX 9.377 19 VietCapital bank OTC 3.000 SHB HNX 8.865 20 WEB OTC 3.000 VP Bank OTC 5.050 21 NamAbank OTC 3.000 10 DongAbank OTC 5.000 22 KienLongbank OTC 3.000 11 HDBank OTC 5.000 23 PGBank OTC 3.000 12 Oceanbank OTC 4.000 Nguồn: NHNN ngày 30/6/2013 Phương pháp nghiên cứu Với phương pháp định lượng, dựa vào phân tích nghiên cứu trước, nghiên cứu dự đoán mối tương quan biến độc lập với biến phụ thuộc theo mơ hình sau: LLPit =  i +  1SIZEit +  2ERi,t-1 +  3NP1it+  4NP2Lit +  5CROAit -  6CEit + uit Trong : i = 1, 2, …, 23 (Ngân hàng thứ i); t = 1, 2,…, (Thứ tự năm, từ 2008 - 2012); LLPit: Tỉ lệ mức dự phòng rủi ro tổng dư nợ ngân hàng i thời điểm t; SIZEit: Logarit tổng tài sản ngân hàng i thời điểm t; ERi,t-1: Tỉ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản ngân hàng i thời điểm t-1; NP1it: Tỉ lệ nợ xấu tổng dư nợ ngân hàng i thời điểm t; NP2Lit: Tỉ lệ nợ xấu tổng tài sản ngân hàng i thời điểm t; CROAit: Tỉ lệ lợi nhuận trước thuế dự phòng tổng tài sản ngân hàng i thời điểm t; CEit: Tỉ lệ tổng dư nợ tổng tài sản ngân hàng i thời điểm t Nghiên cứu sử dụng thống kê mô tả để phân tích sơ thơng tin từ mẫu Để xác định mối tương quan biến độc lập biến phụ thuộc, nghiên cứu ước lượng tham số hồi quy cho mơ hình nhân tố tác động với hai bước: (i) Lựa chọn mơ hình hồi quy thích hợp cách so sánh hai mơ hình tác động cố định (FEM) mơ hình tác động ngẫu nhiên (ECM) với kiểm định Hausman (Sau loại     Phát triển Kinh tế 284 (06/2014)| 71    trừ mơ hình Pooled OLS); (ii) Phân tích hồi quy mơ hình nhân tố tác động đến LLP Để thực hồi quy liệu dạng bảng dễ dàng, nghiên cứu sử dụng phần mềm Stata 11 KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN 3.1 Kết Thống kê mô tả Giai đoạn 2008-2012, LLP ngân hàng có mức trung bình 1,236% với độ lệch chuẩn 0,648% Cùng năm 2008, Oceanbank có LLP thấp 0,193% LLP VCB cao 3,702% Bảng Bảng thống kê mô tả biến Chỉ tiêu Giá trị nhỏ Giá trị lớn Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Tỉ lệ trích lập dự phịng tổng dư nợ (LLP) 0,193 3,702 1,236 0,648 Quy mô ngân hàng (SIZE) 6,298 8,702 7,598 0,573 Tỉ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản (ER) 3,046 41,390 13,158 8,545 Tỉ lệ nợ xấu tổng dư nợ (NP1) 0,539 8,827 2,406 1,465 Tỉ lệ nợ xấu tổng tài sản (NP2) 0,143 6,043 1,206 0,886 Tỉ lệ lợi nhuận trước thuế dự phòng tổng tài sản (CROA) 0,078 5,640 1,901 1,059 Tỉ lệ dư nợ cho vay tổng tài sản (CE) 15,610 94,422 52,163 14,262 Số quan sát 115 Nguồn: Báo cáo phân tích liệu từ phần mềm STATA ER ngân hàng có mức trung bình 13,158% với độ lệch chuẩn cao 8,545% Trong MHB năm 2010 với ER thấp 3,046%, WEB năm 2008 có mức cao lên tới 41,390% tăng vốn điều lệ từ 200 lên 1.000 tỉ NP1 có mức trung bình 2,406%, mức thấp 0,539% (NVB năm 2008) mức cao 8,827% (MHB năm 2010) Trong đó, NP2 có mức trung bình 1,206%, mức cao 6,043% (PGBank năm 2012) thấp 0,143% (ACB năm 2010) CROA có mức trung bình 1,901%, cao 5,640% (Saigonbank năm 2010) thấp 0,078% (MHB năm 2008) với độ lệch chuẩn 1,059%     72 | Nguyễn Thị Thu Hiền & Phạm Đình Tuấn | 63 - 80   CE với mức trung bình 52,163% độ lệch chuẩn lớn 14,261% MDB năm 2009 có CE cao 94,422%, ngân hàng lại có CE năm 2010 thấp 15,610% vừa tăng vốn điều lệ từ 1.000 tỉ lên 3.000 tỉ, vừa tăng mạnh huy động vốn, dư nợ tín dụng tăng khơng nhiều Ma trận hệ số tương quan Bảng cho thấy hệ số tương quan cặp biến dao động từ 0,007 - 0,651 Trong đó, mức cao 0,651 thể mối tương quan biến SIZE ER, nằm khoảng trung bình (0,4 - 0,8), chấp nhận Bên cạnh đó, hệ số tương quan thấp cặp biến độc lập góp phần xác nhận thêm phù hợp mơ hình nghiên cứu tượng đa cộng tuyến khó xảy chạy mơ hình hồi quy cho tương quan nhân tố tác động dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng Bảng Ma trận hệ số tương quan biến độc lập SIZE ER NP1 NP2 CROA SIZE 1,000 ER -0,651 1,000 NP1 -0,048 0,007 1,000 NP2 -0,073 0,008 -0,051 1,000 CROA -0,145 0,294 -0,027 0,098 1,000 CE -0,021 -0,091 -0,102 0,439 0,307 CE 1,000 Nguồn: Báo cáo phân tích liệu từ phần mềm STATA Kết hồi quy theo OLS, FEM, REM Bảng Kết ước tính nhân tố tác động theo Pooled OLS, FEM, REM Biến độc lập SIZE ER Pooled OLS FEM REM Hệ số hồi quy (Coef.) Mức ý nghĩa (P>|t|) Hệ số hồi quy (Coef.) Mức ý nghĩa (P>|t|) Hệ số hồi quy (Coef.) Mức ý nghĩa (P>|t|) 0,6680*** 0,000 0,5459*** 0,001 0,6121*** 0,000 0,0007 0,907 -0,0086 0,260 -0,0029 0,650     Phát triển Kinh tế 284 (06/2014)| 73    NP1 0,0365 0,181 0,0184 0,389 0,0229 0,280 NP2 0,4333*** 0,000 0,3681*** 0,000 0,3793*** 0,000 CROA 0,1053** 0,012 0,0163 0,712 0,0567 0,150 CE -0,0049 0,140 -0,0066* 0,087 -0,0053* 0,098 Cons -4,4059 0,000 -2,9724 0,038 -3,7201 0,000 Số quan sát 115 115 115 R-Squared 60,92% 57,76% 57,08% F(22,86) 5,16 p-value 0,0000 0,0000 0,0000 (***): Mức ý nghĩa thống kê 1% (**): Mức ý nghĩa thống kê 5% (*): Mức ý nghĩa thống kê 10% Nguồn: Báo cáo phân tích liệu từ phần mềm STATA Mơ hình Pooled OLS giải thích 60,92% thay đổi yếu tố đến LLP Bảng cho thấy biến SIZE, NP2 CROA có ý nghĩa thống kê mức 1% tác động thuận chiều lên tỉ lệ trích lập dự phịng rủi ro tín dụng Tuy nhiên, ước tính theo mơ hình pooled OLS, liệu chéo bị ràng buộc chặt chẽ không gian thời gian hệ số hồi quy không đổi Điều khiến pooled OLS không phản ánh tác động khác biệt ngân hàng, dẫn đến mức ảnh hưởng thật biến độc lập lên biến phụ thuộc giảm mạnh kết khơng phù hợp với điều kiện thực tế Vì vậy, nghiên cứu sử dụng F test để kiểm định xem có tồn tác động cố định ngân hàng mơ hình hay khơng Kết bảng cho thấy mơ hình pooled OLS khơng thích hợp tồn tác động cố định ngân hàng (F(22,86)=5,16, P-value = 0,000) Tuy nhiên, chưa khẳng định mơ hình FEM mơ hình Vì vậy, nghiên cứu sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn FEM REM     74 | Nguyễn Thị Thu Hiền & Phạm Đình Tuấn | 63 - 80   Kiểm định Hausman Bảng Kiểm định Hausman Hồi quy theo FEM Hệ số hồi quy (b) SIZE Hồi quy theo ECM Mức độ khác biệt (b-B) Mức ý nghĩa Hệ số hồi quy (B) Mức ý nghĩa 0,5459 0,001 0,6121 0,000 -0,0661 ER -0,0086 0,260 -0,0029 0,650 -0,0056 NP1 0,0184 0,389 0,0229 0,280 -0,0046 NP2 0,3681 0,000 0,3793 0,000 -0,0112 CROA 0,0163 0,712 0,0567 0,150 -0,0404 CE -0,0066 0,087 -0,0053 0,098 -0,0013 H0: Sự khác biệt hệ số hồi quy không đáng kể Chi2(6): 64,04 Prob>Chi2: 0,0000 Nguồn: Báo cáo phân tích liệu từ phần mềm STATA Kết cho thấy mơ hình nhân tố tác động cố định (FEM) mơ hình phù hợp cho nghiên cứu Prob>Chi2 = 0,0000 < 5% Mơ hình có mức ý nghĩa 1% Kết hồi quy theo FEM Dựa mơ hình nghiên cứu lựa chọn mơ hình FEM, nghiên cứu ước lượng tham số hàm hồi quy Hệ số hồi quy (Coef.) hệ số tác động biến độc lập lên biến phụ thuộc P>|t| cho biết ý nghĩa thống kê biến độc lập Khi giá trị thấp biến độc lập đưa vào mơ hình an tồn, đặc biệt mức 5% Kết từ Bảng cho thấy biến SIZE NP2 có ý nghĩa thống kê 5%, nên đưa vào mơ hình hồn tồn thuyết phục Biến CE mức 8,7%, 5%, mức thấp đưa vào mơ hình, nhiên biến cho dấu ngược lại với dự kiến ban đầu Các biến lại ER, CROA NP1 khơng có ý nghĩa thống kê nên loại bỏ     Phát triển Kinh tế 284 (06/2014)| 75    Bảng Kết hồi quy với mô hình tác động cố định Các nhân tố Hệ số hồi quy (Coef.) t-test Mức ý nghĩa (P>|t|) SIZE 0,5459 3,28 0,001 ER -0,0086 -1,13 0,260 NP1 0,0184 0,87 0,389 NP2 0,3681 8,60 0,000 CROA 0,0163 0,37 0,712 CE -0,0066 -1,73 0,087 Cons -2,9724 -2,11 0,038 Số lượng quan sát: 115 R2: 0,5776 Kiểm định F (F-test): 0,0000 Kiểm định phần dư (u_i =0): 0,0000 Nguồn: Báo cáo phân tích liệu từ phần mềm STATA Hàm hồi quy với mơ hình tác động cố định: LLPit =  i + 0,5459 SIZEit + 0,3681 NP2it – 0,0066 CEit 3.2 Thảo luận kết Mơ hình giải thích 57,76% tác động biến đốc lập đến LLP Nghiên cứu cho thấy nhân tố có tác động đến LLP với mức độ tác động giảm dần sau: Quy mơ ngân hàng (SIZE): Ngân hàng có quy mơ lớn LLP cao thống với giả thuyết H1 Kết nghiên cứu quán với nghiên cứu Chen & cộng (2005), Anandarajan & cộng (2005), Ashour (2011) Hai ngân hàng có vốn điều lệ 20.000 tỉ VCB BIDV có LLP cao từ 2,712% đến 3,702% Hay nói cách khác ngân hàng có quy mơ lớn trích lập dự phòng rủi ro nhiều Tại VN, ngân hàng lớn đảm bảo vốn chủ sở hữu lớn nên không chịu áp lực tăng vốn, có động phát tín hiệu thị trường chất lượng tín dụng tài sản tăng lập dự phòng đầy đủ, đặc biệt bối cảnh nợ xấu vấn đề xúc Ngược lại, ngân hàng quy mô nhỏ, vốn chủ sở hữu cịn khiêm tốn, chịu áp lực tăng vốn nên có động tăng vốn chủ sở hữu nhiều cách, bao gồm     76 | Nguyễn Thị Thu Hiền & Phạm Đình Tuấn | 63 - 80   tăng lợi nhuận nhờ vào việc lập dự phòng thấp Nợ xấu (NP2): Mức dự phịng rủi ro tín dụng tính sở nợ xấu, nợ xấu có mối tương quan thuận chiều với LLP Kết nghiên cứu ngân hàng có nợ xấu tài sản cao LLP lớn Kết phù hợp với dấu kì vọng giả thiết H3, đồng thời phù hợp với nghiên cứu Larry & Hasan (2003) Pérez & cộng (2011) Kết giải thích cho mối quan hệ ủy nhiệm nhà quản trị ngân hàng (đại diện cho cổ đông bên ủy nhiệm) chủ nợ (người gửi tiền – bên ủy nhiệm) Để giảm chi phí ủy nhiệm phát sinh (do chia cổ tức nhiều hơn), chủ nợ đòi hỏi điều khoản hạn chế kiểm soát chất lượng hoạt động tín dụng ngân hàng, cách lập dự phịng đầy đủ Hệ số rủi ro tài (CE): Nghiên cứu cho thấy CE có mối tương quan ngược chiều với LLP (ngược lại với dấu kì vọng H5) Kết tương tự phát Bikker & Metzemakers (2004), Moyer (1990) Tuy nhiên, nghiên cứu Beatty & cộng (1995), Hasan & Wall (2004) lại cho kết hệ số rủi ro tài có tác động thuận chiều Ngoài ra, Ashour (2011) bác bỏ giả thiết nghiên cứu không mang ý nghĩa thống kê Các liệu nghiên cứu dựa vào số liệu BCTC ngân hàng kiểm toán mà chưa xét đến khác biệt sách kế tốn ngân hàng phân loại nợ xác định dự phịng rủi ro tín dụng Quyết định 493/2005/QĐ-NHNN đánh giá có nhiều bất cập Vì vậy, kết ngân hàng quy mô nhỏ, với áp lực tăng vốn chủ sở hữu có động lựa chọn sách kế tốn cho giảm chi phí dự phịng rủi ro tín dụng Nghiên cứu bước đầu cung cấp chứng thực nghiệm lí thuyết ủy nhiệm lí thuyết tín hiệu áp dụng lĩnh vực kế tốn dự phịng rủi ro tín dụng NHTM Theo Morris (1987), lí thuyết ủy nhiệm lí thuyết tín hiệu khơng mâu thuẫn nhau, mà ngược lại thống để giải thích hành vi hợp lí lựa chọn sách kế tốn Trong đó, tính bất cân xứng thơng tin lí thuyết tín hiệu ngầm hiểu tạo phí giám sát lí thuyết ủy nhiệm Các ngân hàng quy mơ lớn có khả vừa muốn phát tín hiệu lập dự phịng rủi ro tín dụng đầy đủ hơn, vừa đảm bảo với chủ nợ ngân hàng khả đối phó tốt với rủi ro tín dụng Các ngân hàng có nợ xấu cao thường dự phịng rủi ro tín dụng cao để giảm chi phí ủy nhiệm Cuối cùng, việc so sánh nhân tố hệ số rủi ro tài cần xem xét bối cảnh đảm bảo tính so sánh số liệu kế toán ngân hàng cung cấp sở hướng dẫn NHNN phân loại nợ lập dự phịng rủi ro tín dụng     Phát triển Kinh tế 284 (06/2014)| 77    KẾT LUẬN Nghiên cứu định lượng nhằm kiểm định lí thuyết thực điều kiện kinh tế, xã hội khác biệt, thực khoảng thời gian khác nhằm góp phần khẳng định áp dụng lí thuyết nghiên cứu kế tốn với trường hợp VN Tuy nhiên, kết nghiên cứu so sánh với nghiên cứu trước cần xem xét thận trọng bối cảnh VN Đặc biệt, IAS 39 yêu cầu xác định LLP ngân hàng cần thực hai bước: (i) Nhận diện khoản cho vay bị tổn thất; (ii) Đo lường tổn thất khoản cho vay Như vậy, nguyên tắc kế toán xác định mức dự phịng rủi ro tín dụng quốc gia khác biệt so sánh bị hạn chế Nghiên cứu cịn có hạn chế nhân tố đưa vào mơ hình chưa giải thích hết dự phịng rủi ro tín dụng NHTM, cịn có nhân tố khác nằm ngồi mơ hình có ảnh hưởng đến mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng Ngồi ra, biến đưa vào mơ hình biến tài Vì việc mở rộng sang biến quản trị giúp giải thích mức dự phịng rủi ro sâu gợi ý cho nghiên cứu KHUYẾN NGHỊ VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH Kết nghiên cứu cho thấy hệ số rủi ro tài có quan hệ ngược chiều với LLP, hay ngược lại với dấu kì vọng H5 Kết xuất phát từ liệu sử dụng để kiểm định báo cáo tài ngân hàng giai đoạn 2007-2012 với việc phân loại nợ tính dự phịng rủi ro tín dụng theo Quyết định 493/2005/QĐNHNN Trước thực tế Quyết định 493 nhiều bất cập, NHNN ban hành Thông tư 02/2013/TT-NHNN thay thế; nhiên, đến chưa hiệu lực Bên cạnh đó, Bộ Tài ban hành hệ thống chuẩn mực kế toán, chưa ban hành chuẩn mực kế tốn cơng cụ tài – chuẩn mực cần thiết kế toán cho vay dự phịng rủi ro tín dụng Ngồi ra, việc phân loại nợ phụ thuộc vào việc NHTM xây dựng hệ thống xếp hạng tín nhiệm nội khách hàng Kết khảo sát ngành ngân hàng VN năm 2013 KPMG cho thấy gần tồn NHTM VN sử dụng mơ hình xếp hạng tín dụng nội triển khai từ vài năm trước Bên cạnh đó, nhân tố quy mô ngân hàng, mà phần phụ thuộc vào vốn điều lệ ngân hàng có ảnh hưởng thuận chiều đến LLP Mặc dù không nhằm đưa giải pháp cụ thể, nhiên, số gợi ý rút từ kết nghiên cứu là:     78 | Nguyễn Thị Thu Hiền & Phạm Đình Tuấn | 63 - 80   - Bộ Tài cần thiết ban hành chuẩn mực kế tốn cơng cụ tài chính, đặc biệt quy định kế toán tổn thất tài sản tài (trong bao gồm cho vay) Chuẩn mực giúp cho NHTM có để nhận diện khoản cho vay bị tổn thất đo lường tổn thất trung thực hợp lí - NHNN nhanh chóng thức triển khai áp dụng Thông tư 02/2013/TT-NHNN việc phân loại nợ tiêu chuẩn trích lập dự phịng thay Quyết định 493/2005/QĐ-NHNN giúp cho việc phân loại nợ xác định mức dự phịng rủi ro tín dụng NHTM VN tiến gần thông lệ quốc tế - Các NHTM khẩn trương hồn thiện hệ thống xếp hạng tín nhiệm nội khách hàng làm sở quan trọng cho nhận diện khoản cho vay bị tổn thất để góp phần đo lường rủi ro tín dụng Bên cạnh đó, NHTM khơng ngừng nâng cao lực tài để sẵn sàng áp dụng Thơng tư 02/2013/TT-NHNN thời gian tới  Tài liệu tham khảo Ahmed A.S, Takeda C, Thomas S (1999), “Bank Loan Loss Provisions: A Reexamination of Capital Management, Earnings Management and Signaling Effects”, Journal of Accounting and Economics,(28) 1- 25 Anandarajan A, Hasan I, Vivas A.L (2005), “Loan Loss Provision Decisions: An Empirical Analysis of the Spanish Depository Institutions”, Journal of International Accounting, Auditing and Taxation(14) 55–77 Ashour M.O (2011), Banks Loan Loss Provision Role in Earnings and Capital Management Evidence from Palestine, Thesis for the Degree of Master in Accounting Finance, Islamic University Gaza Beatty A, Chamberlain SL, Magliolo J.(1995), “Managing Financial Reports of Commercial Banks: The Influence of Taxes, Regulatory Capital, and Earnings”, Journal of Accounting Research, 33(Autumn), 231–61 Beaver W & Engel E.(1996), “Discretionary Behavior with Respect to Allowances for Loan Losses and the Behavior of Security Prices”, Journal of Accounting and Economic, 22,177-206 Beaver W, Eger C, Ryan S, & Wolfson M (1989), “Financial Reporting, Supplemental Disclosures and Bank Share Prices”, Journal of Accounting Research, Autumn, 157–178 Bikker J.A, Metzemakers P.A.J (2005), “Banks Provisioning Behaviour and Procyclicality”, Journal of International Financial Markets, Institutions & Money,15(2),141-157 Collins J.H, Shackelford D, & Wahlen J M (1995), “Bank Differences in the Coordination of Regulatory Capital, Earnings, and Taxes”, Journal of Accounting Research,33( 2),263-291     Phát triển Kinh tế 284 (06/2014)| 79    Chen G T, Chung K H & Gazzar S E (2005), “Factors Determining Commercial Allowance for Loan Losses”, Commercial Lending Review,20(2),25-47 Banks’ Fudenberg D & Tirole.J (1993), “A Theory of Income and Dividend Smoothing Based on Incumbency Rents”, Journal of Political Economy,103(1),75-93 Gray R.P & Clarke F.L (2004), “A Methodology for Calculating the Allowance for Loan Losses in Commercial Banks”, ABACUS, 40 (3) HasanI &Wall L.D (2004),“Determinants of the Loan Loss Allowance: Some Cross-Country Comparisons”, The Financial Review (39),129-152 Hempel G.H & Simonson D.O (2001), Quản trị ngân hàng, NXB Thống kê, Hà Nội, 2001 Jensen M C & Meckling W H (1976), “Theory of The Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure”, Journal of financial economics, Volume 3, Issue 4, October, 1976, 305-360 Kanagaretnam K, Lobo G.J, Yang D.H (2005),“Determinants of Signaling by Banks Through Loan Loss Provisions”, Journal of Business Research, (58),312 – 320 Kim D & Santomero, A.M (1993), “Forecasting Required Loan Loss Reserves”, Journal of Economics and Business 45,315–29 KPMG (2013), Khảo sát ngành ngân hàng VN [http://tcqt.proboards.com/thread/281/share-vietnam-banking-survey-2013] năm truy cập 2013, ngày 3/06/2014 Leventis S, Dimitropoulos P.E & Anandarajan D.A (2012),“Signalling by Banks Using Loan Loss Provisions: The Case of the European Union”, Journal of Economic Studies,39(5),604-618 Levinthal D (1988), “A Survey of Agency Models of Organizations”, Journal of economic behavior organization, Volume 9, Issue 2, March, 1988, 153-185 Ma C.K (1988),“The Experience in the U.S Banking Industry”, Journal of Business Finance & Accounting,15(4),487-497 MacDonald S.S & Koch T.W (2006), Management of Banking, Sixth Edition, Thomson South Western, 2006 Mohd Isa Mohd Yaziz Bin (2011), Determinants of Loan Loss Provisions of Commercial Banks in Malaysia, 2nd International Cofference on Business and Economic Research (2nd ICBER 2011), 14-15 March 2011, Langkawi Kedah, Malaysia Morris R D (1987),“Signalling, Agency Theory and Accounting Policy Choice”, Accounting and Business Research,18(69), 47-65 Moyer SE (1990), “Capital Adequacy Ratio Regulations and Accounting Choices in Commercial Banks”, Journal of Accounting and Economic,13,123– 54     80 | Nguyễn Thị Thu Hiền & Phạm Đình Tuấn | 63 - 80   Ngơ Xuân Thanh (2012), “Thách thức tái cấu hệ thống ngân hàng thương mại VN”, Tạp chí Tài chính, (8) [http://tapchitaichinh.vn/Nghien-cuu-dieu-tra/Thach-thuc-tai-co-cau-he-thong-nganhang-thuong-mai-Viet-Nam/14015.tctc, 30/11/2012] Nguyễn Thị Mùi (2012), “Thực trạng nợ xấu ngân hàng thương mại VN giải pháp tháo gỡ”, Tạp chí Tài (11), [http://www.tapchitaichinh.vn/Trao-doi-Binh-luan/Thuc-trang-noxau-tai-cac-ngan-hang-Viet-Nam-va-giai-phap-thao-go/16290.tctc, 30/11/2012] Nguyễn Thị Thu Hiền & Vũ Hữu Đức (2013), Phân tích báo cáo tài ngân hàng thương mại VN giai đoạn 2006-2011, Đề tài nghiên cứu khoa học CS-2010-21,Trường Đại học Kinh tế TP Hồ Chí Minh Prerez D, Fumas V.S, Saurina J (2008),“Earnings and Capital Management in Alternative Loan Loss Provision Regulatory Regimes”, European Accounting Review,17(3),423–445 Sutton M.H (1997), Current Developments in Financial Reporting, Conference of Banks and Savings Institutions of the American Institute Certified Public Accountants, Washington, D.C, 7/11/1997 Wahlen J M(1994),“The Nature of Information in Commercial Bank Loan Lossdis Closures”, The Accounting Review, 69(3),455- 478 Wahlen, J M (1994), “The Nature of Information in Commercial Bank Loan Loss Disclosures”, The Accounting Review, No 69, July, 455–478 Wall L.D & Koch T.W(2000), “Bank Loan - Loss Accounting: A Review of Theoretical and Empirical Evidence”, Economic Review, 85(2),1-16 Yeh.T (2010),“Bank Loan Loss Provision Decisions: Empirical Analysis of Taiwanese Banks”, Journal of Financial Services Marketing,14(4),278–289  ... dụng dự phịng rủi ro tín dụng Rủi ro tín dụng rủi ro phần lãi hay gốc hay gốc lãi khoản cho vay khơng tốn cam kết Sự tồn khả cạnh tranh ngân hàng phụ thuộc hầu hết vào lực quản lí rủi ro tín dụng. .. ngân hàng khả đối phó tốt với rủi ro tín dụng Các ngân hàng có nợ xấu cao thường dự phịng rủi ro tín dụng cao để giảm chi phí ủy nhiệm Cuối cùng, việc so sánh nhân tố hệ số rủi ro tài cần xem xét... hướng dự phịng rủi ro tín dụng linh hoạt (Gray & Clark, 2004) Do vậy, việc đo lường dự phịng rủi ro tín dụng xem xét nhân tố ảnh hưởng mối quan tâm lớn đối tượng sử dụng báo cáo tài (BCTC) ngân hàng