8. Cấu trúc bài nghiên cứu
4.1. Tác động của việc tuân thủ chuẩn mực IFRS đến chỉ tiêu lợi nhuận của các
NHTM Việt Nam
Dữ liệu nghiên cứu được sử dụng là dữ liệu bảng do đó nhóm nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy hiệu ứng cố định FEM và hiệu ứng ngẫu nhiên REM, kết quả hồi quy được thể hiện trong phụ lục 4.
Kiểm định Hausman được sử dụng để lựa chọn mô hình tối ưu giữa FEM và REM, kết quả phụ lục cho thấy Pro>chi2 < 0,05 do đó bác bỏ giả thuyết H0 chấp nhận mô hình hồi quy hiệu ứng cố định là tối ưu.
Kiểm định phương sai số thay đổi: Đối với mô hình FEM được lựa chọn, kiểm định Wald được sử dụng cho kết quả p_value < 0,05 tại phụ lục. Do đó bác bỏ giả thuyết H0: Phương sai qua các thực thể là không đổi.
Khi mô hình xảy ra hiện tượng tự phương sai sai số thay đổi cho thấy kết quả hồi quy FEM không còn tin cậy. Hồi quy ước lượng tác động ngẫu nhiên FGLS được đề xuất với lựa chọn panel (hetero) khắc phục khuyết tật phương sai số thay đổi.
Mặt khác, vì mô hình được chọn FEM gặp phải các khuyết tật phương sai sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan. Điều này hàm ý rằng mô hình đang gặp phải các vấn đề về tính nội sinh của biến và vấn đề liên quan tính chất động của mô hình dữ liệu bảng. Phương pháp hồi S-GMM với lựa chọn twostep sử dụng sai số chuẩn được sử dụng để kết quả ước lượng có thể tin cậy.
Để kiểm tra sự tin cậy của kết quả S-GMM, kiểm định Arellano and Bond Autocorrelation Test yêu cầu 2 bậc tự do và Hansen được sử dụng:
Kiểm định sự tự tương quan của phần dư: Theo Arellano & Bond (1991), ước lượng GMM yêu cầu có sự tương quan bậc 1 và không có sự tương quan bậc 2 của phần dư. Do vậy, khi kiểm định giả thuyết H0: không có sự tương quan bậc 1 (kiểm định AR(1)) và không có sự tương quan bậc 2 của phần dư (kiểm định AR(2)). Kết quả kiểm định cho AR(1) < 0.05 và AR(2) >0.05 (phụ lục) bác bỏ H0 ở kiểm định AR (1) và chấp nhận H0 ở kiểm định AR (2) tức mô hình không có hiện tượng tự tương quan Arellano and Bond.
Kiểm tra tính phù hợp của mô hình và các biến công cụ: Kiểm định Hansen cho p_value > 0,05 (phụ lục) chấp nhận giả thuyết H0: các biến công cụ là phù hợp.
Bảng 4.1 dưới đây trình bày kết quả hồi quy chuỗi dữ liệu của 25 NHTM giai đoạn 2007 - 2020 thông qua ba phương pháp hồi quy (1) Hồi quy hiệu ứng cố định
(1) ROA (2) ROA (3) ROA LnA 0.000530 0.000772*** 0.000640*** [0.57] [2.70] [2.65] LTA 0.00430*** -0.00677*** -0.00887*** [3.61] [-4.75] [-9.53] LLP -0.000730* 0.0000558 0.000326 [-1.82] [0.43] [1.09] LEV -0.0211** 0.00268 0.00278** [-2.56] [1.07] [2.11] LTD -0.000801 0.00479*** 0.00536*** [-0.58] [5.16] [10.15] TURN 0.863*** 0.733*** 0.751*** [28.81] [29.99] [27.24] GDP 0.000298 0.000101 0.000336* [0.69] [0.77] [1.78] CPI -0.000118 -0.0000937*** -0.000550*** [-1.20] [-3.71] [-4.24] IFRS -0.00250* -0.00218*** -0.00397*** [-1.71] [-3.77] [-4.41] _cons -0.00799 -0.0239*** -0.0196*** [-0.44] [-4.17] [-3.98] N 348 348 348 t statistics in brackets * p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01 54
FEM (2) Hồi quy ước lượng tác động ngẫu nhiên FGLS (3) Hồi quy tổng quát S- GMM
55
Bảng 4.1: Tác động của việc tuân thủ chuẩn mực BCTC quốc tế IFRS đến chỉ tiêu lợi nhuận của các NHTM Việt Nam
Nguồn: Kết quả thu được từ phần mềm Stata
Thứ nhất, mô hình thu được cho thấy IFRS có tác động ngược chiều với tổng thu nhập của các ngân hàng. Tức là tỷ suất sinh lời của ngân hàng sau khi áp dụng IFRS đã giảm so với trước khi áp dụng. Nghiên cứu của Oosterbosch (2009) tập trung đánh giá ảnh hưởng của việc thực hiện IFRS đối với việc quản lý thu nhập của các ngân hàng, kết quả cũng thể hiện mức độ quản lý thu nhập đã thực sự giảm kể từ khi áp dụng IFRS. Kết quả này tương tự với các nghiên cứu Azira Abdul Adzis (2012), Ewert và Wagenhofer (2005) khi cho rằng việc áp dụng IFRS làm giảm lợi nhuận của các NHTM thông qua việc thay đổi cách ghi nhận ở một số khoản mục trên BCTC. Xét trong bối cảnh thực tế tại Việt Nam, kết quả này đã đạt
56
được đúng như kỳ vọng được trình bày ở chương 2 là việc triển khai IFRS làm giảm lợi nhuận của các NHTM. Phân tích trên số liệu BCTC qua năm của các NHTM Việt Nam, có thể thấy sự điều chỉnh các chỉ tiêu thu nhập và chi phí giữa BCTC theo thông lệ quốc tế so với chế độ kế toán Việt Nam. IFRS đã ghi nhận thận trọng hơn làm các chỉ tiêu thu nhập từ lãi và ngoài lãi được ghi nhận thấp hơn so với VAS đồng thời cũng ghi nhận cao hơn các khoản chi phí nhân công, chi phí khác và lỗ thuần từ kinh doanh (Novotny và Farkas, 2016). Việc ghi nhận thận trọng và phù hợp các khoản mục thu nhập và chi phí nhằm phản đúng thực tế kết quả kinh doanh và hiệu quả của các ngân hàng. Song cũng đồng thời nâng cao chất lượng thông tin, minh bạch hơn các chỉ số tài chính của ngân hàng. Tuy nhiên IFRS cũng kịp thời ghi nhận khoản mục thu nhập khác làm gia tăng nguồn thu nhập của ngân hàng, tuy nhiên chỉ tiêu thu nhập khác lại chiếm tỉ trọng nhỏ khá nhỏ so với thu nhập từ lãi và thu nhập ngoài lãi, do vậy không cải thiện đáng kể tổng thu nhập của ngân hàng.
Ngoài ra, lợi nhuận ngân hàng giảm đi là do BCTC theo IFRS cũng ghi nhận thêm khoản mục lỗ do suy giảm/tổn thất tài sản tài chính mà chế độ kế toán Việt Nam không có do VAS ghi nhận giá trị các tài sản theo nguyên tắc giá gốc mà không đánh giá lại tài sản. Song có thể thấy bằng chứng thực nghiệm về tác động của IFRS đến lợi các ngân hàng khá đa chiều. Các nghiên cứu của Arif Makhsun và các cộng sự (2018), H.Kabir và cộng sự (2010), Novotny và Farkas (2016) đã cho kết quả ngược lại. Các tác giả đã chỉ ra rằng các nhà quản lý tại các ngân hàng niêm yết sử dụng dự phòng rủi ro cho vay như một công cụ chính cho các hoạt động cải thiện thu nhập trong khi IFRS lại sử dụng mô hình tổn thất dự kiến (expected loss) làm gia tăng nhiều hơn khoản mục dự phòng. Nghiên cứu của Novotny và Farkas (2016) lại cho thấy rằng việc áp dụng bắt buộc IFRS giúp ghi nhận kịp thời các khoản lỗ phát sinh, điều này làm ổn định thu nhập cho các ngân hàng. Mặt khác, Richard Martin cho rằng sự gia tăng lợi nhuận bắt nguồn từ việc chuyển đổi từ phân bổ nguyên giá của tài sản sang đánh giá lại tài sản theo giá trị hợp lý.
Thứ hai, kết quả hồi quy cho thấy lợi nhuận các ngân hàng gia tăng khi sử dụng đòn bẩy tài chính. Kết quả này ủng hộ quan điểm của Sarchah và Hajiha (2016), Nawah (2015). Đòn bẩy tài chính là mức độ sử dụng vốn vay trong tổng nguồn vốn của doanh nghiệp nhằm hy vọng gia tăng tỷ suất lợi nhuận (N. Thị Ngọc Lan, N. Văn Công, 2019). Khi các doanh nghiệp tăng trưởng, yêu cầu về vốn của họ cũng có xu hướng tăng lên, khả năng của doanh nghiệp trong gia tăng nhu cầu ngày càng tăng của mình thông qua nguồn lực nội bộ có thể cản trở sự tăng trưởng liên tục hoặc khiến ngân hàng không tiếp cận các cơ hội tăng trưởng. Nếu ngân hàng quyết định tìm nguồn vốn bên ngoài thông qua nợ hoặc vốn chủ sở hữu thì đòn bẩy
57
sẽ phát huy tác dụng. Trong quá trình tạo ra nhiều lợi nhuận hơn, các công ty sử dụng đòn bẩy (nợ) để mở rộng và đổi mới, về mặt vật chất, điều này làm tăng dòng tiền, do đó làm tăng lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp (Kenn N. và các cộng sự, 2018).
Thứ ba, kết quả hồi quy dữ liệu bảng cho thấy tổng doanh thu thuần có tác động cùng chiều với tổng thu nhập. Kết quả này đồng nghĩa với việc ngân hàng gia tăng doanh thu mà gia tăng tổng thu nhập thì ngân hàng đang kiểm soát tốt chi phí hoạt động (Caroline Banton, 2020 và Hà Loan, 2019). Các chi phí hoạt động này chủ yếu bao gồm nghĩa vụ về thuế, tiền lương và các khoản phúc lợi ngoài lề được trả nhân viên, tiền thuê, khấu hao và bảo trì thiết bị và mặt bằng và các chi phí hoạt động bao gồm các tiện ích và phí bảo hiểm FDIC'... Chi phí hoạt động thường rất lớn, được coi là tạo ra gánh nặng của ngân hàng song lại cần thiết cho hoạt động hàng ngày của ngân hàng. Với kế hoạch đạt mục tiêu lãi lớn nhưng bị áp lực trong bối cảnh tăng trưởng tín dụng toàn ngành chậm lại thì tất yếu các ngân hàng nỗ lực tối ưu hóa chi phí hoạt động của mình. Theo thống kê mới nhất từ báo cáo tài chính của các ngân hàng thì ngân hàng đang dần cắt giảm nhân sự. Điều này có thể giải thích nhân sự bị cắt giảm do sự phát triển hoặc các ngân hàng chủ động để giảm thiểu chi phí. OCB đã cắt giảm ¼ số nhân viên trong năm 2020 tương ứng giảm 1546 chỉ tiêu nhân sự so với đầu năm. Không chỉ OCB, xu hướng cắt giảm nhân sự nói trên còn được ghi nhận tại một loạt ngân hàng lớn Eximbank, VPBank, MBBank, SHB hay Sacombank. Điều này dẫn đến trong bối cảnh bất định đại dịch Covid - 19 lợi nhuận các ngân hàng vẫn tăng trưởng do có sự cắt giảm chi phí (Hà Linh, 2020). Sau dịch, Thống đốc Ngân hàng Nhà nước đã ban hành Văn bản số 5596/NHNN-VP yêu cầu các tổ chức tín dụng (TCTD) tiết giảm nguồn chi phí hoạt hoạt động để tạo tiền đề giảm lãi suất cho các khoản vay mới giúp hỗ trợ khách hàng cá nhân và doanh nghiệp, góp phần phục hồi nền kinh tế.
Thứ tư, tỷ lệ cho vay trên tiền gửi tác động cùng chiều đến thu nhập của các ngân hàng ở mức ý nghĩa 10%. Kết quả nay ủng hộ thêm các nghiên cứu của Agustina và Kennedy (2016 ), Bernardin (2016 ), Islam và Rana (2017). LDR là tỷ lệ giữa tổng cho vay và tổng tiền gửi của ngân hàng. Nếu tỷ lệ này thấp hơn một thể hiện ngân hàng dựa vào tiền gửi của chính mình để cho khách hàng vay mà không cần huy động vốn vay bên ngoài. Mặt khác, nếu tỷ lệ này lớn hơn một, thì ngân hàng đã vay tiền mà ngân hàng cho vay lại với tỷ lệ cao hơn, thay vì hoàn toàn dựa vào tiền gửi của chính mình. Các ngân hàng có thể không thu được lợi tức tối ưu nếu tỷ lệ này quá thấp. Nếu tỷ lệ này quá cao, các ngân hàng có thể không có đủ thanh khoản để đáp ứng các yêu cầu cấp vốn không lường trước được hoặc các cuộc
58
khủng hoảng kinh tế. Việc ngân hàng không đáp ứng được các nghĩa vụ của mình do không đủ thanh khoản sẽ dẫn đến uy tín tín dụng kém, mất lòng tin của khách hàng hoặc thậm chí vướng vào rắc rối pháp lý dẫn đến phải đóng cửa ngân hàng.
Thứ năm, kết quả thu được cho thấy biến tổng tài sản có ảnh hưởng cùng chiều đến lợi nhuận của ngân hàng thương mại ở mức ý nghĩa 1%. về mặt lý thuyết, có thể thấy rằng tổng tài sản càng lớn thì quy mô ngân hàng càng lớn, theo đó, hoạt động kinh doanh cũng được đánh giá là tốt hơn và có lợi nhuận cao hơn. Dewi và cộng sự (2016) cũng đồng tình với kết quả nghiên cứu khi cho rằng quy mô ngân hàng có ảnh hưởng tích cực đến tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản. Bên cạnh đó, Shaio-Yan và cộng sự (2009) cũng cho ra tác động tương tự khi nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng tới hoạt động tài chính. Theo đó, nhóm tác giả cho rằng để thu được lợi nhuận thì tài sản cần phải được phân bổ hợp lý, cùng với đó, cần kết hợp nhiều yếu tố khác đặc biệt là chú trọng nguồn lực nghiên cứu và phát triển kết hợp với công nghệ thông tin để đạt được hiệu suất cao nhất.
Thứ sáu, chỉ tiêu lạm phát cho tác động ngược chiều đến thu nhập của các ngân hàng ở mức ý nghĩa 5%. Ảnh hưởng của lạm tới thu nhập của ngân hàng được thể hiện trên nhiều khía cạnh (Abreu và Mendes, 2001). Sự thay đổi có thể được phản ánh trong tác động của chi phí lãi vay được báo cáo đối với lợi nhuận của công ty. Do lạm phát, chi phí lãi vay trước đây bị phóng đại quá mức, khi giá trị của khoản nợ giảm do lạm phát sẽ dẫn đến thu nhập được báo cáo bị đánh giá thấp hơn và do đó giảm thuế phải trả. Quan điểm này tương tự với Hall (1982) rằng lạm phát làm gia tăng tổng chi phí phát sinh của công ty dẫn đến giảm lợi nhuận. về phía ngân hàng Việt Nam nhận định do lạm phát của VN cao hơn các nước trên thế giới đồng nghĩa rủi ro cao thì lãi suất cũng cao. Trong cơ cấu thu nhập của ngân hàng thì thu nhập từ lãi chiếm tỉ trọng cao nên lãi suất mà tăng dẫn đến hoạt động tín dụng giảm và thu nhập sẽ giảm.
Thứ bảy, biến tăng trưởng GDP cho kết quả tác động cùng chiều đến lợi nhuận của ngân hàng thương mại tại ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Có thể nói, GDP là một trong những chỉ tiêu cơ bản để đo lường sự phát triển của quốc gia, theo đó, nền kinh tế tăng trưởng thì lợi nhuận của ngân hàng cũng khởi sắc. Kết quả của nhóm nghiên cứu hoàn toàn nhất quán với Neely và Wheelock (1997), Kosmidou và cộng sự (2006), Sufian và Chong (2008) khi nghiên cứu về mối quan hệ giữa nhân tố vĩ mô đến lợi nhuận của doanh nghiệp nói chung và của NHTM nói riêng. Cụ thể hơn, khi nền kinh tế ở giai đoạn tăng trưởng, các chủ thể trong nền kinh có nhu cầu mở rộng hoạt động sản xuất, kinh doanh làm cho nhu cầu về vốn tăng lên. Theo đó, các ngân hàng sẽ mở rộng cấp tín dụng, tăng thu nhập từ lãi và
(1) (2) (3)
LLP LLP LLP
59
điều này kéo theo các tỷ số tài chính điển hình như ROA cũng tăng lên. Xét trên một khía cạnh khác, nghiên cứu của Pérez và cộng sự (2006), Taktak và cộng sự (2010) cho ra kết quả rằng GDP làm giảm dự phòng rủi ro. Nguyên nhân là do việc GDP tăng lên khiến nền kinh tế cũng khởi sắc hơn, điều này làm giảm khả năng không thanh toán được các khoản nợ đến hạn xuống mức thấp nhất và mô hình chung là làm giảm khoản dự phòng của ngân hàng. Theo đó, rủi ro tín dụng cơ bản được giảm xuống và đồng thời làm lợi nhuận ngân hàng tăng lên.