Các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi quản trị lợi nhuận tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam

12
Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
Số 217- Tháng 6. 2020
© Học viện Ngân hàng
ISSN 1859 - 011X 
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
Ngày nhận: 19/04/2020 Ngày nhận bản sửa: 00/00/2019 Ngày duyệt đăng: 15/00/2019
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: thinhtq@buh.edu.vn
Thu Ngoc Anh Tran
Email: tqthinhkt@gmail.com
Organization of all: Banking University of Ho Chi Minh City
Đại học Ngân hàng Tp. Hồ Chí Minh
TRẦN QUỐC THỊNH - TRẦN NGỌC ANH THƯ
13Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
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 
Ảnh hưởng của các nhân tố đến hành vi quản trị lợi nhuận tại các ngân hàng thương mại cổ 
phần Việt Nam
14 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
“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 
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 
TRẦN QUỐC THỊNH - TRẦN NGỌC ANH THƯ
15Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
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 
Ảnh hưởng của các nhân tố đến hành vi quản trị lợi nhuận tại các ngân hàng thương mại cổ 
phần Việt Nam
16 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
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 2015- 
2020 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:
LLP
it
: Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng 
của ngân hàng (i) tại năm (t)
LOAN
t-1
: Tổng dư nợ cho vay khách hàng 
của ngân hàng (i) tại năm (t-1)
σ
LLP/LOANt-1
: Độ lệch chuẩn LLP/LOAN
t-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
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 Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu bình quân (ROE) -
LLP Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng trong năm +
Nguồn: Tổng hợp của tác giả
TRẦN QUỐC THỊNH - TRẦN NGỌC ANH THƯ
17Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
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 2015-
2019. 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 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
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
Ảnh hưởng của các nhân tố đến hành vi quản trị lợi nhuận tại các ngân hàng thương mại cổ 
phần Việt Nam
18 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
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
Sau khi kiểm định tính 
tương quan và đánh giá 
sự phù hợp của mô hình 
nghiên cứu, mô hình hồi 
quy cho biến RISK với 4 
biến độc lập, kết quả như sau:
Kết quả hồi quy của mô hình OLS đối với 
4 biến thuộc CSTC cho thấy 4 biến đều 
có ý nghĩa là 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) với các mức ý nghĩa nhỏ hơn 5%. 
Kết quả nghiên cứu này cũng khá tương 
đồng với nghiên cứu của Shen (2016) 
cũng như một số nghiên cứu có liên quan 
như Gombola và các cộng sự (2016), 
Moghaddam và Abbaspour (2017), 
Alhadab và Al-Own (2017). Cụ thể, kết 
quả mô hình hồi quy như sau:
RISK = 15,120200 - 1,742655*BSZ 
+ 0,148825*LEV - 11,69371*ROE + 
0,000000829*LLP 
5. Kết luận và hàm ý chính sách
5.1. Kết luận
Những thông tin trên BCTC giữ vai trò 
quan trọng trong việc kết nối giữa NHTM 
với các đối tượng sử dụng thông tin. Vì 
vậy, mức độ tin cậy của các thông tin 
được công bố có ảnh hưởng rất lớn đến 
các quyết định tài chính của những bên có 
liên quan. Do đó, các thông tin tài chính 
thường bị tác động bởi các đối tượng có 
khả năng nhằm thao túng hành vi của thị 
trường theo mục tiêu chủ quan của mình. 
Trên cơ sở kế thừa mô hình đo lường biến 
QTLN của Shen (2016) thông qua biến rủi 
ro có điều chỉnh tỷ lệ chi phí dự phòng rủi 
ro tín dụng, bài viết đã tiến hành nghiên 
cứu 150 mẫu của 30 NHTM cổ phần Việt 
Nam trong giai đoạn 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, 2 biến 
có tác động ngược chiều là quy mô ngân 
hàng và tỷ suất sinh lời. Trên cơ sở kết 
quả nghiên cứu, một số khuyến nghị được 
Bảng 4. Mức độ giải thích của mô hình
Mô hình Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Prob(F-statistic)
RISK 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 R2 0,5227
Hệ số R2 hiệu chỉnh 0,5095
F-statistic 39,70126
Prob(F-statistic) 0,0000
Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm Eview 10
TRẦN QUỐC THỊNH - TRẦN NGỌC ANH THƯ
19Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
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.
Ảnh hưởng của các nhân tố đến hành vi quản trị lợi nhuận tại các ngân hàng thương mại cổ 
phần Việt Nam
20 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
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.