(Coef.) t-test Mức ý nghĩa (P>|t|) SIZE 0,5457 3,28 0,002 ER -0,0861 -1,14 0,258 NP 0,0174 0,84 0,404 NPL 0,3689 8,61 0,000 CROA 0,0163 0,37 0,711 CE -0,0067 -1,75 0,084 cons -2,9644 -2,10 0,038 Số lượng quan sát: 115 R2: 0,5774 Kiểm định F (F-test): 0,0000
Kiểm định phần dư (u_i =0): 0,0000
Nguồn: Báo cáo phân tích dữ liệu từ phần mềm STATA
Coef. là hệ số tác động của biến độc lập lên biến phụ thuộc. P>|t| cho biết ý nghĩa thống kê của biến độc lập, tức là xác định mức ý nghĩa thống kê chung theo ngành kinh tế. Theo kết quả thì các biến có ý nghĩa thống kê bao gồm:
Biến quy mơ (SIZE) và nợ xấu (NPL) có mức ý nghĩa 1% vì (P>|t|) < 1% Biến hệ số rủi ro tài chính (CE) có mức ý nghĩa 10% vì (P>|t|) < 10% Hàm hồi quy với mơ hình tác động cố định:
Mơ hình giải thích được 57,74% sự tác động của các yếu tố đến tỷ lệ trích lập dự phịng rủi ro tín dụng trong ngân hàng. Trong đó, các biến của mơ hình được giải thích như sau :
Quy mơ ngân hàng (SIZE)
Quy mơ ngân hàng có mối tương quan dương với mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng của NHTM Việt Nam và có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1% trong mơ hình. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm chỉ ra rằng các NHTM Việt Nam càng mở rộng quy mơ thì thì mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng càng tăng.
Sự tác động của biến quy mô ngân hàng đến mức lập dự phịng rủi ro tín dụng nhất qn với kết quả nghiên cứu của Grace T. Chen và các cộng sự (2005), Asokan Anvàarajan và các cộng sự (2005), và Mahmuod O. Ashour và các cộng sự (2011). Đồng thời kết quả này cũng ủng hộ cho giả thuyết nghiên cứu và kỳ vọng của đề tài. Kết quả thực nghiệm cho thấy biến quy mơ có tác động rất mạnh đến mức lập dự phịng rủi ro tín dụng trong ngân hàng với hệ số tương quan là 0,5457. Điều này là cho thấy khi ngân hàng mở rộng quy mơ thì tài sản dành cho mục đích tín dụng càng tăng. Và khi đó mức trích lập dự phịng rủi ro cũng tăng tương ứng.
Kết quả nghiên cứu phản ánh đúng thực trạng của hệ thống ngân hàng Việt Nam khi mà những ngân hàng có quy mơ lớn như BID, VCB, CTG đều có mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng là rất lớn, vượt xa các ngân hàng có quy mơ nhỏ khác (xem bảng 4.4)
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản cuối năm trước (ER)
Kết quả nghiên cứu chỉ ra mối tương quan ngược chiều giữa tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản và mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng trong ngân hàng thương mại Việt Nam với hệ số tương quan là âm 0,0086. Mối tương quan âm này chỉ ra rằng tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản của ngân hàng cuối năm trước mà giảm thì mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng sẽ gia tăng trong năm nay và ngược lại. Kết quả này trái ngược với kỳ vọng của bài nghiên cứu và bác bỏ giả thuyết về
mối tương quan thuận giữa tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản và mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng mà nghiên cứu đưa ra.
Kết quả thực nghiệm của bài nghiên cứu cũng trái ngược với kết quả nghiên cứu thực nghiệm Larry và Ifterkhar Hasan (2003) khi chứng minh được sự tác động thuận chiều của tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản đến mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng.
Nợ xấu (NP và NPL)
Nợ xấu có mối tương quan thuận chiều với mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng của các NHTM Việt Nam. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng các ngân hàng có nợ xấu càng cao thì mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng là càng cao. Và kết quả nghiên cứu thực nghiệm theo hai biến NP và NPL cho hai kết quả khác nhau. Biến NPL (nợ xấu trên tổng tài sản) đã chứng minh điều này là chính xác trong trường hợp của các ngân hàng thương mại Việt Nam và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với dấu kỳ vọng và giả thuyết nghiên cứu khi biến NPL khi cho thấy sự tương quan thuận giữa nợ xấu và mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng với mức hệ số tương quan là 0,3689 và mức độ tác động của nợ xấu đến mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng là rất mạnh. Kết quả này cũng phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước đây của Larry và Ifterkhar Hasan (2003) và Daniel Pérez và các cộng sự (2011). Các nghiên cứu này cho lời khuyên là các ngân hàng nên tập trung nhiều hơn vào việc xử lý nợ xấu trong ngân hàng.
Bên cạnh đó, kết quả thực nghiệm của NP cũng phù hợp với nghiên cứu của Grace T. Chen và các cộng sự (2005), Asokan Anvàarajan và các cộng sự (2005) và cũng ủng hộ giả thuyết nghiên cứu đưa ra khi thể hiện mối tương quan thuận giữa nợ xấu và mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng với hệ số tương quan là 0,0174. Tuy nhiên, NP lại không có ý nghĩa thống kê trong mơ hình. Nhưng kết quả này lại phù hợp với kết quả nghiên cứu của Podder và Al Mamun (2004) và Mohd Yaziz Bin Mohd Isa (2011) khi chứng minh là nợ xấu khơng có tác động đến mức trích
lập dự phịng rủi ro tín dụng khi tiến hành nghiên cứu tại các ngân hàng thương mại Malaysia.
Thu nhập trước thuế và dự phòng (CROA)
Tương tự như biến nợ xấu, thu nhập trước thuế và dự phòng (CROA) được rất nhiều nghiên cứu trên thế giới đánh giá là có tác động đến mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng nhằm thơng qua đó điều chỉnh lợi nhuận và làm đẹp báo cáo tài chính của ngân hàng. Kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra mối tương quan thuận chiều giữa thu nhập trước thuế và dự phịng với mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng với hệ số tương quan là 0,0163, và điều này cũng phù hợp với kỳ vọng và giả thuyết nghiên cứu và đồng thời ủng hộ cho những kết quả nghiên cứu trước đây như Wahlen (1994), Beatty và các cộng sự (1995), Larry và Ifterkhar Hasan (2003), Asokan Anvàarajan và các cộng sự (2005). Điều đáng tiếc là hệ số hồi quy lại khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình. Tuy nhiên kết quả nghiên cứu lại được ủng hộ bởi kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Mahmuod O. Ashour và các cộng sự (2011) khi đưa ra bằng chứng về việc các nhà quản lý không sử dụng thu nhập trước thuế và dự phịng cho việc làm đẹp báo cáo tài chính trong ngân hàng.
Kết quả này cũng góp phần phủ định việc các nhà quản lý trong các ngân hàng Việt Nam sử dụng thu nhập trước thuế và dự phòng để điều chỉnh lợi nhuận và làm đẹp báo cáo tài chính cho ngân hàng.
Hệ số rủi ro tài chính (CE)
Trong cả giai đoạn nghiên cứu, kết quản thực nghiệm đã chỉ rõ hệ số rủi ro tài chính có mối tương quan ngược chiều với tỷ lệ lập dự phịng rủi ro tín dụng trong ngân hàng với hệ số tương quan là âm 0,0067. Kết quả này chỉ ra rằng khi hệ số rủi ro tài chính tăng lên thì mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng trong ngân hàng sẽ giảm xuống. Kết quả này thể hiện sự nhất quán với kỳ vọng nghiên cứu và giả thuyết nghiên cứu đưa ra. Đồng thời cũng xác nhận kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Zoubi T. A và Al-Khazali O. (2007). Tuy nhiên, kết quả này lại không đúng với những nghiên cứu của Beattie và các cộng sự (1995), Michele và Giovanni
(2001), và Larry và Ifterkhar Hasan (2003) khi chứng minh hệ số rủi ro tài chính có tác động thuận chiều.
4.2.3.3. Ý nghĩa rút ra từ kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm nhằm mục đích kiểm định mơ hình nghiên cứu lý thuyết được đưa ra. Đồng thời ứng dụng mơ hình nghiên cứu nhằm phát hiện những nhân tố có ảnh hưởng đến mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng trong ngân hàng thương mại Việt Nam.
Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy dữ liệu bảng được thu thập từ 23 NHTM Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2012 đã xác định được các nhân tố ảnh hưởng đến mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng trong các NHTM Việt Nam bao gồm : quy mơ ngân hàng và nợ xấu được tính bằng tỷ lệ nợ xấu trên tổng tài sản và đều có mối quan hệ thuận chiều với mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng trong ngân hàng.
Xét trên mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng thì quy mơ ngân hàng có tác động mạnh nhất. Điều này có nghĩa là các ngân hàng khi mở rộng quy mơ của mình cần quan tâm đến khoản chi phí trích lập dự phịng rủi ro phải đối mặt có thể gây ảnh hưởng đến lợi nhuận của ngân hàng trong tương lai. Vì một khi quy mơ ngân hàng càng mở rộng thì tỷ lệ trích lập dự phịng rủi ro tín dụng sẽ càng tăng cao. Do đó, khi tiến hành mở rộng quy mơ các ngân hàng cần cân nhắc đến các vấn đề về nguồn nhân lực, năng lực quản lý và sử dụng hiệu quả tài sản, tình trạng thị trường nhằm tránh tình trạng chỉ tập trung mở rộng mạng lưới hoạt động, tăng số lượng chi nhánh và phòng giao dịch trong khi khơng đủ nguồn lực để có thể kiểm sốt tình trạng tăng trưởng tín dụng và nợ xấu phát sinh.
Thông qua kết quả nghiên cứu đạt được, người nghiên cứu nhận thấy trong bối cảnh rủi ro tín dụng hiện nay thì nợ xấu là nhân tố được nhiều cá nhân và tổ chức cho rằng có ảnh hưởng mạnh đến mức trích lập dự phịng trong ngân hàng. Kết quả nghiên cứu cũng ủng hộ giả thuyết cho rằng khi nợ xấu tăng lên thì mức
trích lập dự phịng sẽ tăng. Tuy nhiên, khi tính tốn ảnh hưởng của nợ xấu đến mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng tại các NHTM Việt Nam thì tỷ số nợ xấu trên tổng dư nợ lại không mang ý nghĩa. Ngược lại, tỷ số nợ xấu trên tổng tài sản theo kết quả nghiên cứu mới thể hiện được ảnh hưởng của nợ xấu đến mức trích lập dự phỏng rủi ro tín dụng. Vì vậy, khi các nhà đầu tư, cơng ty kiểm tốn hoặc chính bản thân các ngân hàng khi xem xét sự ảnh hưởng của nợ xấu đến mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng trong NHTM Việt Nam thì nên lựa chọn tỷ số nợ xấu trên tổng tài sản thay vì tỷ số nợ xấu trên tổng dư nợ.
Nhân tố hệ số rủi ro tín dụng có tác động yếu nhất trong cả ba nhân tố mà kết quả nghiên cứu đưa ra. Kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa hệ số rủi ro tài chính và tỷ lệ trích lập dự phịng rủi ro tín dụng cho thấy các nhà quản lý ngân hàng có xu hướng sử dụng chi phí dự phịng rủi ro tín dụng để cải thiện nhận thức về rủi ro của khách hàng nhằm nâng cao vị thế cũng như mức độ an toàn của ngân hàng trong mắt khách hàng và nhà đầu tư, trong khi thực sự ra tài sản của ngân hàng chủ yếu được đầu từ bằng nguồn vốn vay. Đây cũng là nguyên nhân khiến các ngân hàng thương mại Việt Nam lâm vào tình trạng khó khăn khi nền kinh tế suy thoái, điều này khiến rất nhiều ngân hàng mất khả năng thanh tốn và phải tìm kiếm đến giải pháp sát nhập hoặc hợp nhất với nhau.
Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu cũng bác bỏ giả thuyết về ảnh hưởng của thu nhập trước thuế và dự phòng đến mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng. Nó cũng đồng thời chứng minh là các nhà quản lý ngân hàng thương mại Việt Nam khơng sử dụng việc trích lập dự phịng rủi ro tín dụng nhằm mục đích làm đẹp báo cáo thu nhập. Kết quả này khác với kết quả thực nghiệm đạt được bởi Larry và Ifterkhar Hasan (2003), Asokan Anvàarajan và các cộng sự (2005) khi họ tìm thấy bằng chứng về việc làm đẹp thu nhập thơng qua trích lập dự phịng rủi ro tín dụng. Nó cũng khác với kết quả được tìm thấy bởi Perez và các cộng sự (2006) khi tìm thấy bằng chứng liên quan giữa dự phòng và thu nhập trong khi lại khơng tìm thấy bằng chứng về quản lý vốn.
Nghiên cứu đồng thời cũng chứng minh rằng tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản không ảnh hưởng đến mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng. Điều này cho thấy khơng có bằng chứng để nói rằng các nhà quản lý ngân hàng sử dụng chi phí dự phịng rủi ro tín dụng để thực hiện điều chỉnh vốn trong ngân hàng. Mặc dù nhân tố này khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình nhưng cũng khơng thể khẳng định là các nhà quản lý ngân hàng không thực hiện quản lý nguồn vốn bằng chi phí dụ phịng rủi ro tín dụng. Ngân hàng chỉ có thể khơng thực hiện việc quản lý nguồn vốn khi tỷ lệ an toàn vốn của họ là khá cao.
Kết luận chương IV
Trong chương IV đã nêu lên thực trạng về trích lập dự phịng rủi ro tín dụng tại các NHTM Việt Nam để từ đó thấy rõ hơn nhu cầu cấp thiết trong nghiên cứu các nhân tố tác động đến trích lập dự phịng rủi ro tín dụng trong lĩnh vực ngân hàng. Từ mơ hình lý thuyết trong chương III, kết hợp với phương pháp nghiên cứu đã trình bày đã giúp xác định các nhân tố tác động đến trích lập dự phịng rủi ro tín dụng tại các ngân hàng. Đây cũng là căn cứ để tác giả đưa ra kiến nghị trong chương tiếp theo.
CHƯƠNG V
KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
5.1Kết luận
Tác giả đã sử dụng công cụ định lượng trong đề tài nghiên cứu các nhân tố tác động đến trích lập dự phịng rủi ro tín dụng và trình bày rủi ro tín dụng trên BCTC. Qua đó, tác giả sử dụng chỉ tiêu ALL để đo lường mức độ trích lập dự phịng rủi ro tín dụng của ngân hàng và đưa các nhân tố như quy mơ, cơ cấu tài chính, nợ xấu, thu nhập và hệ số rủi ro tài chính vào mơ hình nghiên cứu nhằm kiểm định sự tác động và mức độ tác động của những nhân tố này đến mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng trong các ngân hàng. Với dữ liệu thu thập được từ 23 NHTM trong khoảng thời gian từ năm 2008 đến 2012 và chạy bằng phần mềm Stata đã cho thấy kết quả nghiên cứu là phù hợp khi lựa chọn mô hình nhân tố tác động cố định. Kết quả nghiên cứu cụ thể chứng minh có ba nhân tố tác động và có ý nghĩa thống kê lần lượt là nhân tố quy mô, nợ xấu và hệ số rủi ro tài chính, trong khi quy mơ và nợ xấu có tác động thuận chiều thì nhân tố hệ số rủi ro tài chính lại có tác động nghịch lên mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng.
Kết quả cũng phản ánh việc ghi nhận không hợp lý về khoản trích lập dự phịng rủi ro tín dụng do tác động của các nhân tố lên BCTC sẽ không thể hiện được tính trung thực và hợp lý trong thông tin kế tốn và tình hình tài chính của ngân hàng. Bên cạnh đó, việc không tuân thủ theo VAS 22 sẽ khiến cho kế toán ngân hàng ghi nhận sai về chi phí và lợi nhuận trên Bảng cân đối kế toán và Báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh.
5.2 Kiến nghị
5.2.1Bổ sung quy định về mức lập dự phịng rủi ro tín dụng cho các ngân hàng thương mại.
Quy định hiện nay của Ngân hàng Nhà nước về đánh giá chất lượng nợ và trích lập dự phịng rủi ro trong các ngân hàng thương mại theo quyết định 493/2005/QĐ-NHNN. Tuy nhiên, việc đánh giá chất lượng nợ và trích lập dự phịng
rủi ro tín dụng tại các ngân hàng thương mại Việt Nam vẫn còn chưa hợp lý và đầy đủ vì thực tế khơng ít các ngân hàng đã hạn chế phân loại nợ xuống nhóm nợ xấu để