Nghiên Cứu Của Grace T. Chen Và Các Cộng Sự ( 2005)

5. Đóng góp của nghiên cứu

Về mặt khoa học:

Kết quả nghiên cứu bổ sung cơ sở lý thuyết về các nhân tố ảnh hưởng đến trích lập dự phòng các khoản rủi ro tín dụng tại Ngân hàng thương mại Việt Nam

Về mặt thực tiễn:

Kết quả nghiên cứu là căn cứ khoa học cho kế toán tại các NHTM thực hiện ghi nhận và trình bày BCTC về trích lập dự phòng rủi ro tín dụng một cách hợp lý, đầy đủ và kịp thời nhất nhằm tạo tiền đề cho việc đưa ra các quyết định quản trị của nhà quản lý ngân hàng. Bên cạnh đó, nó cũng là căn cứ cho kiểm soát nội bộ ngân hàng, các kiểm toán viên và nhà đầu tư có thể kiểm tra, đánh giá tính chính xác, hợp lý của các khoản dự phòng rủi ro tín dụng được trình bày trên BCTC của ngân hàng.

Đối với người nghiên cứu:

Nghiên cứu hoàn thành sẽ giúp người nghiên cứu hoàn thiện khả năng nghiên cứu khoa học cùng với việc nâng cao kiến thức, kinh nghiệm trong lĩnh vực kế toán các khoản rủi ro tín dụng tại ngân hàng thương mại.

6. Kết cấu đề tài

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 118 trang tài liệu này.

Nội dung đề tài được chia làm 5 chương Chương I: Tổng quan nghiên cứu Chương II: Cơ sở lý thuyết

Chương III: Thiết kế nghiên cứu Chương IV: Kết quả nghiên cứu Chương V: Kết luận và kiến nghị

CHƯƠNG I

TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU

1.1 Tiếp cận các nghiên cứu trên thế giới

Trong phần này, người nghiên cứu trình bày những nghiên cứu thực nghiệm cùng kết quả nghiên cứu đã được thực hiện trên thế giới.

1.1.1 Nghiên cứu của Larry D. Wall và Ifterkhar Hasan (2003)

Bài nghiên cứu phân tích các yếu tố quyết định đến dự phòng rủi ro tín dụng của các ngân hàng, với mẫu nghiên cứu được lựa chọn từ các ngân hàng Mỹ và các ngân hàng ngoài nước Mỹ bao gồm Canada, Nhật và một nhóm 21 quốc gia. Tác giả sử dụng mô hình nhân tố tác động cố định (fixed effects) để xác định và đo lường mức độ tác động của các nhân tố đến mức trích lâp dự phòng rủi ro tín dụng. Phương trình tính toán được tác giả sử dụng như sau:

LLAit = 1 +2NPLit+3NCOit +4LOANit + 1ERi,t-1+ 2RETNit + 1Yit + uit Trong đó :

NPLit: tỷ lệ nợ xấu trên tổng tài sản tại thời điểm t

NCOit: tỷ lệ giá trị tổn thất ròng cả năm t trên tổng tài sản tại thời điểm t LOANit: tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản tại thời điểm t

ERi,t-1 : tỷ lệ vốn chủ trên tài sản cho ngân hàng i tại thời điểm kết thúc năm trước

RETNit : tỷ lệ thu nhập trước thuế và dự phòng trên tổng tài sản của ngân hàng i tại thời điểm t

Yit : biến tác động cố định theo năm được cho bằng 1 nếu quan sát bắt đầu từ năm t và bằng 0 nếu không phải.

Mô hình này được tác giả ứng dụng nghiên cứu cho các ngân hàng Mỹ (US banks) và những ngân hàng nước khác (non-US banks). Kết quả thể hiện các nhân tố đều được xác định là có ảnh hưởng đến mức trích lập dự phòng rủi ro tín dụng

nhưng có sự khác nhau về ý nghĩa thống kê giữa 2 khu vực. Cụ thể là các ngân hàng ở Mỹ có mức ý nghĩa thống kê thấp hơn các ngân hàng khác về LLA, NPL và NCO. Tương tự như vậy, tác giả tiếp tục so sánh giữa Mỹ với Nhật Bản và Canada để thể hiện mức độ tác động khác nhau của các nhân tố đối với mức trích lập dự phòng tại những quốc gia khác nhau. Qua đó, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng một số biến theo suy nghĩ sẽ có tác động mạnh đối với ngân hàng nước này thì lại không phải là nhân tố quan trọng trong các ngân hàng nước khác.

1.1.2 Nghiên cứu của Grace T. Chen và các cộng sự ( 2005)

Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu của 200 ngân hàng trong giai đoạn 5 năm, từ năm 1995 đến 1999. Bài nghiên cứu nhận diện và kiểm tra mối quan hệ giữa các nhân tố và dự phòng rủi ro tín dụng. Kết quả nghiên cứu chứng minh tính hữu ích cho người sử dụng báo cáo tài chính ngân hàng trong việc đánh giá hoạt động của ngân hàng một cách đầy đủ hơn.

Nghiên cứu của nhóm tác giả đã xác định các nhân tố ảnh hưởng đến việc trích lập dự phòng các khoản rủi ro tín dụng. Nhóm tác giả đã đưa ra được giả thuyết bao gồm các nhân tố tác động đến sự thay đổi mức trích lập dự phòng rủi ro như sau: Quy mô ngân hàng, các khoản nợ xấu, lãi suất cho vay, tỷ lệ cho vay của các khoản phi bất động sản trên bất động sản, tỷ lệ thu hồi nợ đã xóa, nợ ròng tổn thất trong kỳ. Mối quan hệ giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc được tác giả kiểm tra bằng hai cách là sử dụng biểu đồ để trình bày và sử dụng phân tích hồi quy. Mô hình tác giả sử dụng cho nghiên cứu như sau:

ALLit = A0t + A1tNPLit+ A2tNRE/REit + A3tINTit + A4tCHAOFFit + A5tSIZEit

+A6tRECOVEit + et Trong đó:

ALL: là biến phụ thuộc, đo lường bằng tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng nợ NP: là tỷ lệ nợ xấu trên tổng nợ

INT: là tỷ lệ thu nhập từ lãi cho vay trên tổng dư nợ cho vay bình quân

NRE/RE: là tỷ lệ cho vay phi bất động sản trên bất động sản RECOV: là tổng thu hồi từ nợ đã xóa trên tổng nợ năm trước

CHAOFF: tỷ lệ mất vốn bình quân ba năm trên tổng nợ bình quân ba năm SIZE: log của tổng tài sản

Kết quả nghiên cứu cho thấy tất cả những nhân tố nghiên cứu đều thể hiện sự tác động đến tỷ lệ trích dự phòng rủi ro tín dụng ngoại trừ nhân tố quy mô ngân hàng là không có ý nghĩa thống kê. Những ngân hàng có tỷ lệ nợ xấu tăng cao thì sẽ có xu hướng tăng mức trích lập dự phòng rủi ro. Những khoản cho vay càng rủi ro thì lãi suất cho vay sẽ càng cao, dẫn đến lãi suất cho vay có tương quan thuận với mức dự phòng rủi ro. Các khoản cho vay bất động sản thì an toàn hơn là cho vay phi bất động sản, vì vậy tỷ lệ cho vay của các khoản phi bất động sản trên bất động sản tăng thì mức dự phòng sẽ tăng. Tỷ lệ thu hồi nợ đã xoá có tác động thuận chiều với mức lập dự phòng, khi tỷ lệ này tăng cao thì ngân hàng có xu hướng tăng mức trích lập dự phòng. Kinh nghiệm về tổn thất cho vay trong ngân hàng cũng có mối tương quan thuận với dự phòng rủi ro, ngân hàng có càng nhiều kinh nghiệm về tổn thất trong quá khứ thì mức dự phòng sẽ cao hơn những ngân hàng ít kinh nghiệm.

1.1.3 Nghiên cứu của Asokan Anvàarajan và các cộng sự (2005)

Bằng cách thu thập đầy đủ các thông tin, báo cáo tài chính hàng năm của các ngân hàng thương mại Úc trong giai đoạn từ năm 1991 đến 2001, với số lượng bao gồm 50 ngân hàng thương mại, trong đó có 10 ngân hàng niêm yết và 40 ngân hàng chưa niêm yết. Mục đích bài nghiên cứu nhằm xem xét việc liệu các ngân hàng Úc có sử dụng chi phí dự phòng rủi ro tín dụng trong việc quản trị thu nhập, vốn và phát tín hiệu hay không, và nếu có thì mức độ chi phí dự phòng được sử dụng cho mục đích này là bao nhiêu. Tác giả sử dụng hồi quy OLS để phân tích mô hình sau: LLPR = a0 + a1ΔLLA + a2 ΔGDP + a3 MCAP + a4 EBT + a5 LISTED + a6 POST + a7 TA + a8 CFEER + a9 LISTED * MCAP + a10 LISTED * EBT + a11 MCAP * POST

+ a12 EBT*POST + a13 LISTED * MCAP * POST + a14 LISTED * EBT * POST

Trong đó:

LLPR: chi phí dự phòng rủi ro tín dụng trên dư nợ bình quân ΔLLA = Chênh lệch tổn thất cho vay/ tổng tài sản

ΔGDP = Chênh lệch GDP, đại diện cho sự thay đổi trong tăng trưởng kinh tế MCAP = tỷ lệ vốn tự có trước dự phòng rủi ro tín dụng vốn bắt buộc tối thiểu EBT = thu nhập trước thuế và dự phòng/ tổng tài sản bình quân

LISTED = Biến giả (là 1 nếu ngân hàng thương mại niêm yết; 0 nếu ngân hàng thương mại chưa niêm yết)

POST = Biến giả (là 1 cho những năm sau Basel 1996-2001, và 0 cho những năm trước Basel 1991-1995)

TA = log (tổng tài sản)

CFEER = Thu nhập từ hoa hồng và phí trên tổng tài sản

LISTED *MCAP = tương tác giữa loại ngân hàng thương mại với tỷ lệ an toàn vốn LISTED * EBT = tương tác giữa loại ngân hàng thương mại với thu nhập

MCAP * POST = tương tác giữa tỷ lệ an toàn vốn với biến giả POST EBT * POST = tương tác giữa thu nhập với biến giả POST

LISTED*MCAP*POST = Tương tác giữa loại ngân hàng thương mại với tỷ lệ an toàn vốn và biến giả POST

LISTED*EBT * POST = Tương tác giữa loại ngân hàng thương mại với thu nhập và biến giả POST

Kết quả nghiên cứu cho thấy các ngân hàng tại Úc sử dụng dự phòng rủi ro để quản lý các khoản thu nhập, các ngân hàng thương mại niêm yết thực hiện nhiều hơn các ngân hàng thương mại không niêm yết. Đặc biệt hoạt động quản lý thu nhập là rõ rệt hơn sau khi thực hiện Hiệp ước Basel. Tuy nhiên, bài nghiên cứu không tìm ra mối quan hệ giữa dự phòng rủi ro và quản lý vốn. Bên cạnh đó, bài nghiên cứu nhận thấy chi phí dự phòng rủi ro tín dụng không được xem trọng trong giai đoạn hậu Basel so với thời kỳ trước Basel. Điều này cho thấy rằng các báo cáo thu nhập có lẽ không phản ánh đúng thực tế sự kiện kinh tế phát sinh dưới những con số.

1.1.4 Nghiên cứu của Ruey-Dang Chang và các cộng sự (2008)

Với nguồn dữ liệu được lấy từ các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Đài Loan trong giai đoạn từ năm 1996 đến 2004 với 164 quan sát. Nhóm tác giả tiến hành điều tra mối quan hệ giữa dự phòng rủi ro tín dụng và 6 chỉ số về hiệu suất hoạt động của ngân hàng trong giai đoạn 1996 – 2004 dưới sự kiểm soát về loại hình ngân hàng, tình trạng sở hữu và quy mô tài sản. Ngoài ra, bài nghiên cứu cũng điều tra xem liệu các nhà quản lý ngân hàng có ý định sử dụng dự phòng rủi ro tín dụng như một công cụ để quản lý thu nhập. Tác giả thực hiện hồi quy các biến thu nhập trước thuế và dự phòng, thu nhập năm sau, nợ xấu, tỷ lệ nợ xấu, tỷ lệ dự phòng nợ xấu và kiểm tra các giả thuyết thông qua mô hình sau:

DLLPt=γ0 + γ1GOVERNt + γ2CATAt + γ3lnASSET +γ4BP_EARNt + γ5EARNt+1

+ γ6BISt + γ7 R_NPL t+ γ8NPLt + γ9R_COVERt + εt Trong đó:

DLLPt: chi phí dự phòng rủi ro tín dụng trong năm t

GOVERNt: là biến giả (bằng 1 khi là ngân hàng nhà nước, ngược lại là 0) CATAt: là biến giả (bằng 1 khi là ngân hàng thương mại, ngược lại là 0) lnASSETt: log (tổng tài sản)

BP_EARNt: thu nhập trước dự phòng

EARNt+1: thu nhập năm sau

BISt: tỷ lệ vốn (vốn của ngân hàng ít nhất bằng 8% rủi ro tín dụng)

NPLt: tổng nợ xấu

R_NPLt: tỷ lệ nợ xấu

R_COVERt: tỷ lệ dự phòng nợ xấu (ví dụ:chi phí dự phòng trên tổng nợ xấu)

t: năm

Kết quả nghiên cứu chỉ ra BP_EARNt, EARNt+1, lnASSETt, NPLt là những biến có tương quan với DLLP với mức ý nghĩa 1%. Trong đó, BP_EARNt có tương quan thuận với DLLP cho thấy các nhà quản lý ngân hàng có xu hướng tăng chi phí dự phòng rủi ro tín dụng nhằm xóa nợ xấu cũng như giảm tỷ lệ nợ xấu. Thu nhập

năm sau cũng có tương quan thuận cho thấy các nhà quản lý có sử dụng chi phí dự phòng rủi ro tín dụng để cố ý nâng cao thu nhập năm sau lên. Ngược lại, lnASSETt lại thể hiện tương quan nghịch, tức là quy mô ngân hàng càng lớn thì chi phí dự phòng rủi ro tín dụng càng nhỏ. Biến NPLt có mối tương quan thuận với dự phòng rủi ro tín dụng, khi thấy nợ xấu gia tăng thì các nhà quản lý sẽ tăng chi phí dự phòng rủi ro tín dụng. Nhưng tỷ lệ nợ xấu lại không có ý nghĩa thống kê trong mô hình, tỷ lệ an toàn vốn cũng bị bác bỏ ảnh hưởng đến dự phòng rủi ro tín dụng. Kết quả cũng không tìm thấy bằng chứng về ảnh hưởng của GOVERNt CATAt đến mức dự phòng rủi ro tín dụng trong ngân hàng.

1.1.5 Nghiên cứu của Mahmuod O. Ashour và các cộng sự (2011)

Để thực hiện bài nghiên cứu này, nhóm tác giả đã tiến hành thu thập dữ liệu thứ cấp từ các báo cáo tài chính của 7 ngân hàng Palestine trong 5 năm từ năm 2006 đến năm 2010 với 35 quan sát. Mục đích bài nghiên cứu nhằm kiểm tra liệu các nhà quản lý ngân hàng Palestine tham gia vào các quyết định quản lý cho vay và dự phòng rủi ro nhằm làm đẹp báo cáo thu nhập hoặc quản lý về vốn. Để kiểm tra giả thuyết nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến trích lập dự phòng rủi ro tín dụng của các ngân hàng, khả năng điều chỉnh thu nhập, tỷ lệ nợ trên vốn và dự trữ pháp lý, tác giả sử dụng mô hình hồi quy nhiều giai đoạn của Zoubi & Al-Khazali (2007) sau khi đã sửa đổi. Mô hình có dạng như sau:

LLP = CROA + LD + DE + RD + LOGTA + CAR + TYPE

Trong đó:

LLP: mức trích lập dự phòng trên tổng nợ

CROA: thu nhập trước thuế và dự phòng trên tổng tài sản LD: tỷ lệ cho vay và đầu tư trên tiền gửi của khách hàng DE: tỷ lệ tổng dư nợ trên vốn chủ

RD: chênh lệch giữa dự trữ hiện tại của ngân hàng trừ đi dự trữ bắt buộc / vốn chủ

LOGTA: log (tổng tài sản)

CAR: tỷ lệ an toàn vốn của ngân hàng trừ đi tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu TYPE: Biến giả (băng 1 nếu là ngân hàng Hồi giáo và ngược lại bằng 0)

Kết quả nghiên cứu cho thấy không có bằng chứng nào chứng tỏ là các nhà quản lý ngân hàng sử dụng dự phòng cho vay để làm đẹp báo cáo thu nhập của họ. Kết quả cũng bác bỏ giả thuyết cho rằng tỷ lệ tổng dư nợ trên vốn chủ càng cao thì mức độ dự phòng rủi ro của ngân hàng càng thấp. Tuy nhiên, kết quả chỉ ra rằng các nhà quản lý đã giảm dự phòng rủi ro cho vay khi có yêu cầu tăng dự trữ pháp lý cao hơn mức dự trữ hiện tại của ngân hàng. Tương tự như vậy, tỷ lệ cho vay và đầu tư trên tiền gửi khách hàng có tương tác ngược chiều với dự phòng rủi ro, vì khi tỷ lệ này càng cao thì ngân hàng càng cần nhu cầu vốn bên ngoài. Vì vậy, ngân hàng có động cơ để giảm dự phòng rủi ro tín dụng nhằm giảm nguy cơ nhận thức rủi ro từ khách hàng để thu hút vốn từ bên ngoài. Ngoài ra, không có bằng chứng nào chứng minh sự khác biệt giữa ngân hàng Hồi giáo với ngân hàng thông thường.

1.1.6 Nghiên cứu của Mohd Yaziz Bin Mohd Isa (2011)

Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu của 12 ngân hàng được thu thập trong thời gian 14 năm, bắt đầu từ năm 1996 đến năm 2009. Tác giả nhận thấy rằng không có một tài liệu nào đề cập đến việc tìm hiểu lý do tại sao các ngân hàng thương mại Malaysia đã không thực hiện việc trích lập dự phòng đầy đủ và hợp lý các khoản rủi ro tín dụng của họ trong giai đoạn khủng hoảng kinh tế bắt đầu từ tháng 07 năm 1997. Vì vậy, tác giả tiến hành nghiên cứu điều tra các yếu tố tác động đến việc không trích lập dự phòng rủi ro tín dụng đầy đủ và hợp lý.

Bài nghiên cứu sử dụng mô hình nhân tố tác động cố định (Fixed Effect Model) như sau:

LLPit = B0 + B1NPLit + B2RCit + B3IIit + B4NPit + B5LAit + B6GDPit+ eit

Trong đó:

LLP: Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng

Xem tất cả 118 trang.

Ngày đăng: 19/12/2023