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:

Thu Ngoc Anh Tran
Email:

Organization of all: Banking University of Ho Chi Minh City
Ngày nhận: 19/04/2020

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
Số 217- Tháng 6. 2020

Ngày nhận bản sửa: 00/00/2019

12

Ngày duyệt đăng: 15/00/2019

© Học viện Ngân hàng
ISSN 1859 - 011X


TRẦN QUỐC THỊNH - TRẦN NGỌC ANH THƯ

1. Đặt vấn đề
Nhu cầu sử dụng các thông tin kế toán
được thể hiện thông qua các thông tin

trên báo cáo tài chính (BCTC) của các
đối tượng sử dụng thông tin ngày càng
gia tăng. Các thông tin được công bố trên
BCTC là cơ sở hỗ trợ cho các đối tượng sử
dụng trong việc đưa ra các quyết định kinh
tế hợp lý. Trong nhiều chỉ tiêu tài chính,
lợi nhuận là chỉ tiêu được các nhà đầu tư
quan tâm nhiều nhất và cũng là chỉ tiêu mà
các nhà quản lý (NQL) có xu hướng thao
túng hay tác động vào nhiều nhất. Khi
chịu sự thao túng của NQL, các thông tin
tài chính nói chung và thông tin về chỉ tiêu
lợi nhuận nói riêng của các doanh nghiệp
trở nên không đáng tin cậy. Sự thao túng
này còn được gọi là hành vi Quản trị lợi
nhuận (QTLN).
Trên thế giới, việc xem xét sự ảnh hưởng
của các nhân tố đến hành vi QTLN đã và
đang nhận được rất nhiều sự quan tâm
của các nhà nghiên cứu, tuy đa phần các
nghiên cứu là các doanh nghiệp phi tài
chính. Nhìn chung, tại các doanh nghiệp
nói chung và các NHTM các nói riêng,
đối với nghiên cứu về mối quan hệ giữa
hành vi QTLN và các chỉ số tài chính
(CSTC) tiêu biểu như tỷ suất sinh lời, đòn
bẩy tài chính, quy mô doanh nghiệp, tính
thanh khoản được cho là có mối quan hệ
với hành vi QTLN (Shen, 2016; Gombola
và các cộng sự, 2016; Moghaddam và

Abbaspour, 2017; Alhadab và Al-Own,
2017). Trong khi đó, việc nghiên cứu
vấn đề QTLN tại Việt Nam được một số
tác giả quan tâm nhưng tập trung vào đối
tượng là các doanh nghiệp. Riêng nghiên
cứu về hành vi QTLN đối với NHTM thì
không phổ biến, ngoại trừ nghiên cứu của
Trần Quốc Thịnh và Nguyễn Đức Phước
(2018), nhưng nghiên cứu quan tâm đến

các biến thuộc cơ cấu sở hữu (tỷ lệ sở
hữu của tổ chức trong nước, sở hữu của
nhà quản lý, sở hữu của nhà nước và mức
độ tập trung quyền sở hữu). Có thể thấy,
NHTM có vai trò quan trọng huyết mạch
trong nền kinh tế quốc gia. Việc nâng cao
chất lượng thông tin liên quan đến CSTC
trên BCTC là yếu tố quan trọng để đảm
bảo sự tin cậy cho người sử dụng, cũng
như sự phát triển bền vững của hệ thống
ngân hàng và thị trường tài chính.
2. Cơ sở lý thuyết về mối quan hệ giữa
thông tin về chỉ số tài chính và quản trị
lợi nhuận
2.1. Các khái niệm liên quan
Hành vi quản trị lợi nhuận
QTLN (Earnings Management) là “một
mảng tối” mà ở đó kết quả của công việc
kế toán đã bị nhà quản lý “cắt gọt” ở một
số khía cạnh (Levitt, 1998). Tuy vậy, nếu

phương pháp kế toán được áp dụng nằm
trong khuôn khổ của chuẩn mực kế toán,
thì hành vi QTLN là tuân thủ khuôn khổ
pháp lý, là sự vận dụng khéo léo, linh hoạt
và phù hợp chuẩn mực kế toán để trình bày
BCTC theo cách thuận lợi nhất cho công ty
hay cho chính NQL chứ không phải là hành
động phi pháp (Rahman và các cộng sự,
2013). Healy và Wahlen (1999) cho rằng,
đây là hành vi điều chỉnh kết quả hoạt động
của doanh nghiệp được thực hiện bởi các
NQL nhằm định hướng quyết định của các
nhà đầu tư theo ý muốn chủ quan của họ.
Các NQL có thể sử dụng những đánh giá
chủ quan của mình để thao túng các thông
tin về lợi nhuận nhằm làm đẹp BCTC và
che đậy những điểm yếu trong kết quả kinh
doanh của doanh nghiệp (Leuz và các cộng
sự, 2003). Có rất nhiều tranh cãi về định
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

hiện hành vi này sẽ ảnh hưởng đến chất
lượng thông tin được công bố trên BCTC
(Schipper, 1989).
Các chỉ số tài chính
Khan (2019) cho rằng CSTC thể hiện những
thông tin tổng quát của các BCTC và được
sử dụng cho mục đích so sánh. Bằng những
phép tính toán, mối quan hệ giữa các yếu
tố tài chính khác nhau được làm rõ thông
qua các CSTC khác nhau (Foster, 1978).
Brigham và Ehrhardt (2005) cho rằng có rất
nhiều cách để có thể đánh giá tình hình tài
chính của một doanh nghiệp. Gitman (2009)
cho rằng các NQL sẽ sử dụng các CSTC liên
quan đến việc đánh giá tình hình tài chính
tổng quan của doanh nghiệp hay đánh giá
tính hiệu quả trong hoạt động kinh doanh,
để từ đó có thể đưa ra những chiến lược hoạt
động phù hợp.
2.2. Các lý thuyết nền tảng
Lý thuyết đại diện (Agency theory)
Lý thuyết đại diện được phát triển đầu tiên
bởi Jensen and Meckling (1976). Tác giả
đã xác định mối quan hệ đại diện được
thể hiện thông qua một hợp đồng, theo
đó, bên được ủy nhiệm (agents) sẽ thực
hiện một số công việc đại diện cho bên ủy
nhiệm (principles), chẳng hạn như trong
hợp đồng giữa cổ đông và NQL, các cổ
đông ủy nhiệm cho NQL quyền sử dụng

vốn của mình để kinh doanh. Jensen and
Meckling (1976) cho rằng cả hai bên (bên
ủy nhiệm và bên được ủy nhiệm) đều
muốn tối đa hóa lợi ích của mình, chính
vì vậy, sự xung đột về lợi ích luôn tồn tại
trong mối quan hệ này. Điều này sẽ làm
phát sinh các chi phí đại diện- chi phí trả
cho sự xung đột lợi ích giữa hai bên như

14

chi phí giám sát, chi phí thưởng cho NQL.
Lý thuyết đại diện thường được vận dụng
trong các nghiên cứu nhằm kiểm chứng sự
ảnh hưởng của các nhân tố liên quan đến
các CSTC trên BCTC và điều này có ảnh
hưởng đến hành vi QTLN.
Lý thuyết thông tin bất cân xứng
(Asymmestry Information theory)
Lý thuyết thông tin bất cân xứng lần đầu
tiên được đề cập trong nghiên cứu của
Akerlof (1970). Theo đó, hiện tượng thông
tin bất cân xứng xảy ra khi một bên có
ít thông tin hơn hoặc có thông tin không
chính xác so với bên đối tác. Điều này
khiến cho bên có ít thông tin hơn có những
quyết định không chính xác và đồng thời,
bên có nhiều thông tin hơn cũng sẽ có
những hành vi gây bất lợi cho bên đối
tác. Godfrey và các cộng sự (2003) cho

rằng sự mất cân đối về mặt thông tin giữa
người lập BCTC và người có nhu cầu sử
dụng thông tin là luôn tồn tại. Các doanh
nghiệp có xu hướng không công bố những
thông tin gây tổn hại đến mình và ngược
lại, các thông tin có lợi cho doanh nghiệp
thường được cung cấp một cách chi tiết
và đầy đủ hơn (Staubus, 2000). Lý thuyết
thông tin bất cân xứng thường được vận
dụng trong các nghiên cứu nhằm kiểm
chứng sự ảnh hưởng của các nhân tố thuộc
các CSTC đến hành vi QTLN.
2.3. Các nghiên cứu trước có liên quan
Một số nghiên cứu trên thế giới đã tiến
hành xem xét các biến liên quan đến
CSTC ảnh hưởng hành vi QTLN của
NHTM. Shen (2016) sử dụng dữ liệu của
16 ngân hàng niêm yết tại Trung Quốc
trong khoảng thời gian từ 2005- 2014 để
kiểm tra tác động của một số biến kiểm
soát như tỷ lệ nợ vay, tỷ lệ biến động nợ

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
ở cả hai khu vực là ngân hàng tư nhân và
Nhà nước. Shen (2016) đã đề xuất sử dụng

biến phụ thuộc là biến rủi ro có điều chỉnh
tỷ lệ chi phí dự phòng rủi ro tín dụng để
đại diện cho biến hành vi QTLN tại các
NHTM. Việc đo lường biến này đã được
chấp nhận và sử dụng rộng rãi trong các
nghiên cứu sau này. Kết quả nghiên cứu
cho thấy tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn nhất
và hành vi QTLN có xu hướng tăng dần
sau đó giảm dần, trong khi tỷ lệ sở hữu
của nhà quản lý có mối quan hệ ngược
chiều với hành vi QTLN, tức là gia tăng
tỷ lệ sở hữu của NQL tại ngân hàng làm
giảm hành vi QTLN. Gombola và các
cộng sự (2016) nghiên cứu về tác động
của đòn bẩy tài chính và tính thanh khoản
lên hành vi QTLN và quản trị vốn tại 124
NHTM ở Mỹ trong giai đoạn 1999- 2013.
Kết quả cho thấy đòn bẩy tài chính có
tác động cùng chiều với hành vi QTLN
và quản trị vốn, trong khi đó, tỷ số thanh
khoản lại có tác động ngược chiều. Như
vậy, các ngân hàng có mức độ sử dụng
vốn cao sẽ có xu hướng thực hiện hành vi
QTLN và quản trị vốn nhiều hơn so với
các ngân hàng có mức độ sử dụng vốn
thấp. Bên cạnh đó, những ngân hàng có
tính thanh khoản cao sẽ có xu hướng hạn
chế thực hiện hành vi QTLN hơn các ngân
hàng có tính thanh khoản thấp.
Trong khi đó, kết quả của Moghaddam và

Abbaspour (2017) lại cho thấy rằng các
ngân hàng có tính thanh khoản thấp sẽ có
xu hướng thực hiện hành vi QTLN nhiều
hơn các ngân hàng có tính thanh khoản
cao khi tác giả sử dụng mẫu nghiên cứu
là 14 NHTM niêm yết ở Tehran trong giai
đoạn 2010- 2015 và sử dụng mô hình nhận
diện hành vi QTLN thông qua mô hình
quản trị lợi nhuận dồn tích (AEM) của
Dechow và các cộng sự (1995). Alhadab

và Al-Own (2017) nghiên cứu về mối
quan hệ giữa hành vi QTLN và kết quả
hoạt động (được đại diện bởi tỷ số ROA
và ROE) tại 55 NHTM tại Europe trong
giai đoạn 2001- 2015. Các tác giả sử dụng
các khoản chi phí dự phòng rủi ro tín
dụng tự định là nhân tố đại diện cho hành
vi quản trị lợi nhuận tại các ngân hàng,
kết quả cho thấy rằng những ngân hàng
có tỷ số ROA và ROE thấp liên tiếp qua
các năm sẽ có xu hướng thực hiện hành
vi QTLN thông qua các khoản chi phí dự
phòng rủi ro tín dụng tự định nhiều hơn
và những ảnh hưởng tiêu cực từ hành vi
QTLN sẽ kéo dài sang các năm sau đó.
Việc nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng
đến QTLN được nhiều tác giả quan tâm,
tuy nhiên hầu hết các nghiên cứu tập trung
vào các công ty, doanh nghiệp. Nghiên cứu

chuyên sâu về nội dung này ở các NHTM
khá khiêm tốn. Điển hình, Trần Quốc
Thịnh và Nguyễn Đức Phước (2018) đã sử
dụng phương pháp kiểm định OLS với 134
mẫu quan sát của 18 NHTM cổ phần Việt
Nam, giai đoạn từ năm 2005- 2016. Kết
quả nghiên cứu cho thấy có 4 biến thuộc cơ
cấu sở hữu có tác động đến hành vi QTLN,
trong đó biến tỉ lệ sở hữu nhà đầu tư nước
ngoài có tác động ngược chiều, ba biến còn
lại bao gồm biến tỷ lệ sở hữu của nhà quản
lý, tỷ lệ sở hữu của tổ chức và mức độ tập
trung sở hữu có tác động cùng chiều.
Nhìn chung, trên thế giới các nghiên cứu
về những nhân tố tác động đến hành vi
QTLN tại các ngân hàng vẫn chưa phổ
biến. Cũng tương tự tại Việt Nam, có
thể thấy rằng các nghiên cứu về hành vi
QTLN cũng rất ít với đối tượng là các
NHTM. Phần lớn các nghiên cứu trước
quan tâm nhiều đến các nhân tố thuộc
CSTC, điển hình như đòn bẩy tài chính,
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
thông tin trên BCTC. Từ đó, bài viết tập
trung xem xét sự tác động của các CSTC
đến hành vi QTLN tại NHTM cổ phần ở
Việt Nam trong giai đoạn 5 năm từ 20152020 để bổ sung những bằng chứng thực
nghiệm hữu ích cho các đối tượng sử dụng
thông tin trong bối cảnh thực trạng chất
lượng BCTC của các NHTM Việt Nam
hiện nay đang rất được quan tâm.
3. Phương pháp nghiên cứu



3.1. Mẫu nghiên cứu
Vào tháng 04 năm 2020, tác giả tiến
hành chọn mẫu và có thể thấy hiện nay
Việt Nam có 31 NHTM nhưng do Ngân
hàng TMCP Đông Á không có đủ dữ liệu
BCTC qua nhiều năm nên Ngân hàng này
không xem xét trong mẫu dữ liệu. Như
vậy, mẫu dữ liệu được thu thập thông tin
từ 30 NHTM. Các dữ liệu có liên quan đến
các CSTC trên BCTC của NHTM trong
giai đoạn từ 2015-2019, với tổng mẫu
quan sát là 150, đảm bảo yêu cầu kiểm
định trong mô hình nghiên cứu.
3.2. Mô hình nghiên cứu


Bài viết kế thừa mô hình đo lường hành vi
QTLN dựa trên rủi ro của Shen (2016) để
đo lường biến phụ thuộc. Tác giả đã chọn
mô hình của Shen (2016) để đo lường biến
phụ thuộc vì mô hình này đã được chấp
nhận và sử dụng rộng rãi trong các nghiên
cứu và theo nhìn nhận của chuyên gia phù
hợp với tình hình thực tế tại Việt Nam.
Theo đó, hành vi QTLN sẽ được đo lường
bằng biến rủi ro có điều chỉnh tỷ lệ chi phí
dự phòng rủi ro tín dụng, cụ thể:

Trong đó:
LLPit: Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng
của ngân hàng (i) tại năm (t)
LOANt-1: Tổng dư nợ cho vay khách hàng
của ngân hàng (i) tại năm (t-1)
σLLP/LOANt-1: Độ lệch chuẩn LLP/LOANt-1
dữ liệu từ năm 2015 đến 2019.
Đồng thời, kế thừa kết quả nghiên cứu
từ các tác giả trước đó (Gombola và các
cộng sự (2016) Moghaddam và Abbaspour
(2017); Alhadab và Al-Own (2017)), kết
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
RISK

Rủi ro kinh doanh có điều chỉnh tỷ
lệ chi phí dự phòng rủi ro tín dụng

Biến độc lập

16

BSZ

Quy mô ngân hàng

Logarit của tổng tài sản

-

LEV

Đòn bẩy tài chính

Tỷ số nợ trên vốn chủ sở hữu

+


ROE

Tỷ suất sinh lời

LLP

Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng

Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở
hữu bình quân (ROE)
Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng
+
trong năm
Nguồn: Tổng hợp của tác giả

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
lựa chọn gồm 4 biến độc lập mang tính
đại diện phù hợp với điều kiện kinh tế
Việt Nam gồm quy mô ngân hàng (BSZ);
đòn bẩy tài chính (LEV); tỷ suất sinh lời
(ROE); và chi phí dự phòng rủi ro tín dụng
(LLP). Như vậy, mô hình nghiên cứu của
bài viết được cụ thể như sau:
RISK = βO + β1*BSZ + β2*LEV +
β3*ROE β4*LLP + ε
Cách thức đo lường biến phụ thuộc và các
biến độc lập thể hiện qua Bảng 1.
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Kết quả thống kê mô tả các biến
Kết quả trình bày ở Bảng 2 cho thấy mẫu

nghiên cứu bao gồm 150 BCTC của 30
NHTM Việt Nam trong giai đoạn 20152019. Biến phụ thuộc RISK có giá trị cao
nhất là 18,2947 và thấp nhất là -0,3780,
trong khi đó giá trị trung bình đạt 3,4058
và độ lệch chuẩn bằng 3,4069. Điều này
cho thấy mức độ rủi ro kinh doanh có
điều chỉnh tỷ lệ chi phí dự phòng rủi ro
tín dụng của NHTM ở mức độ khá cao
vì bình quân lên đến 3,4 lần. Đối với các
biến độc lập, biến chi phí dự phòng rủi ro
tín dụng có sự chênh lệch và biến động
mạnh nhất, cao nhất là 20,131916 thuộc về
Ngân hàng BIDV và độ lệch chuẩn cũng

tương đối cao là 3,405646. Biến đòn bẩy
tài chính (LEV) cũng có độ lệch chuẩn rất
cao là 4,8319, giá trị cao nhất là 33,1029
thuộc về Ngân hàng TMCP Sài Gòn. Biến
quy mô ngân hàng (BSZ) có độ lệch chuẩn
tương đối thấp là 0,4670, với giá trị cao
nhất là 9,1732 thuộc về Ngân hàng BIDV.
Biến ROE cũng có độ lệch chuẩn thấp là
0,0784, cao nhất là 0,2773 thuộc về Ngân
hàng ACB.
4.2. Phân tích tương quan
Kết quả phân tích tương quan các biến
trong mô hình được trình bày trong Bảng
3 cho thấy các hệ số có tính tương quan
phù hợp giữa các biến. Hơn nữa, phần lớn
hệ số tương quan giữa các biến độc lập

đều nhỏ hơn 0,8 nên điều này một phần
chứng tỏ hiện tượng đa cộng tuyến trong
mô hình là không tồn tại.
4.3. Đánh giá sự phù hợp của mô hình
Bảng 3. Ma trận hệ số tương quan các biến
trong mô hình
RISK

FSZ

LEV

LLP

ROE

RISK 1
BSZ

-0,3091 1

LEV

0,2998 0,5118 1

LLP

0,6192 0,6916 0,2556 1

ROE -0,0528 0,5274 0,0170 0,4028 1

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
chỉnh bằng 0,5095 (kiểm
định F có Sig < 0,01),
điều này có ý nghĩa rằng
50,95% sự thay đổi của
biến RISK được giải
thích bởi các biến độc
lập. Có thể thấy rằng
mức độ giải thích của
mô hình nghiên cứu
được lựa chọn là tương
đối phù hợp với ý nghĩa
thống kê vì đạt trên 50%.
4.4. Kết quả hồi quy

Bảng 4. Mức độ giải thích của mô hình
Mô hình
RISK

Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Prob(F-statistic)

0,5227

0,5095

0,0000

Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm Eview 10

Bảng 5. Kết quả hồi quy của mô hình
Hệ số hồi quy t-Statistic

Prob.

Hằng số

15,12020

2,672058

0,0084

BSZ

-1,742655

-2,276794

0,0243

LEV


0,148825

2,932790

0,0039

ROE

-11,69371

-3,737926

0,0003

LLP

0,000000837

10,39887

0,0000

Số quan sát (N)

150

Hệ số R

0,5227


2

Hệ số R hiệu chỉnh 0,5095
Sau khi kiểm định tính
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
2

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
(NHNN) trong việc nhận diện và kiểm
soát QTLN của các NHTM. Theo đó,
NHNN cần quan tâm và kiểm soát thường
xuyên đối với hoạt động của các ngân
hàng để đảm bảo NHTM tuân thủ các quy
định hiện hành, bên cạnh đó cũng cần lưu
ý và quan tâm tạo điều kiện nhiều hơn về
cơ chế chính sách để các ngân hàng có
quy mô nhỏ có cơ hội phát triển và mở
rộng vốn. Hơn nữa, NHNN cần có những
biện pháp nghiêm khắc hơn để đảm bảo
các NHTM tuân thủ những giới hạn và
tỷ lệ đảm bảo an toàn trong hoạt động,
thông qua những hình thức chế tài phù
hợp. Kết quả nghiên cứu trong phạm vi
30 NHTM và thời gian 5 năm, cũng như
tập trung một số biến độc lập cơ bản về
CSTC. Các nghiên cứu sau có thể mở rộng
đo lường các CSTC có liên quan như tính
thanh khoản hay ROA, cũng như gia tăng
số lượng loại hình các ngân hàng, hoặc
nghiên cứu chuỗi thời gian dài hơn để có
nhìn nhận được bao quát và toàn diện về
hành vi QTLN của các ngân hàng.

5.2. Gợi ý chính sách
Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, bài viết đề
xuất một số gợi ý chính sách nhằm hỗ trợ
cho NHNN trong việc nhận diện và hạn
chế hành vi QTLN tại các NHTM như sau:
- Kết quả nghiên cứu cho thấy khi quy mô
ngân hàng càng lớn thì các NQL tại các

NHTM càng có xu hướng hạn chế thực
hiện hành vi QTLN nhiều hơn và ngược
lại. Theo đó, NHNN cần quan tâm và
kiểm soát thường xuyên đối với những
ngân hàng có quy mô nhỏ. Hơn nữa,
NHNN cũng nên tạo điều kiện nhiều hơn
về cơ chế chính sách để các ngân hàng có
quy mô nhỏ có cơ hội phát triển và mở
rộng vốn.
- Về đòn bẩy tài chính, NHNN cần có
những biện pháp nghiêm khắc hơn thông
qua tổ chức thanh tra định kỳ và có những
hình thức chế tài phù hợp để có thể kiểm
soát tính cân đối thích hợp đối với các
khoản nợ và vốn của các NHTM.
- Đối với tỷ suất sinh lời, cũng tương tự
như đối với quy mô của NHTM, NHNN
cần nên tạo điều kiện nhiều hơn nữa về cơ
chế chính sách để hỗ trợ các ngân hàng
hoạt động chưa hiệu quả trong việc cải
thiện tình hình hoạt động kinh doanh.
- Đối với chi phí dự phòng rủi ro tín dụng,

NHNN cần thường xuyên tổ chức thanh
tra, giám sát và có những biện pháp chế
tài hợp lý để đảm bảo các NHTM tuân thủ
theo các quy định liên quan đến hạn mức
cấp tín dụng. Hơn nữa, NHNN cũng cần
thiết lập những quy định chặt chẽ hơn để
kiểm soát rủi ro tín dụng và đẩy mạnh hoạt
động mua bán nợ để các NHTM có thể
giải quyết được những khoản nợ xấu ■

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