Vai trò của cấu trúc sở hữu đối với hành vi “làm mượt” thu nhập của ngân hàng thương mại Việt Nam (Số 23/2015)

Vai trò của cấu trúc sở hữu đối với hành vi “làm mượt” thu nhập của ngân hàng thương mại Việt Nam

TS. Đoàn Anh Tuấn1

 

Bài viết nghiên cứu thực nghiệm hành vi làm mượt thu nhập và sự ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu đối với hành vi này trong hoạt động của 37 ngân hàng thương mại Việt Nam từ 2003 - 2014. Bằng việc áp dụng phương pháp hồi quy mômen mở rộng GMM, tác giả tìm thấy những dấu hiệu minh chứng cho sự tồn tại của hành vi làm mượt thu nhập trong các ngân hàng thương mại. Các kết quả còn cho thấy, có sự khác biệt về vai trò của các loại hình thức sở hữu đối với hành vi làm mượt thu nhập của ngân hàng. Những ngân hàng có tỉ lệ sở hữu của nhà nước càng cao thì càng làm gia tăng mức độ của hành vi làm mượt thu nhập, trong khi các ngân hàng có tỉ lệ sở hữu tư nhân trong và ngoài nước cao thì hành vi này có xu hướng càng giảm.

 

1. Mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và hành vi “làm mượt” thu nhập

“Làm mượt” thu nhập (income smoothing) được biết như là một dạng của hành vi quản trị thu nhập (earnings management), xảy ra khi các nhà quản lý chủ động thao túng thu nhập của doanh nghiệp nhằm hướng tới mục tiêu mong muốn hoặc làm cho kết quả lợi nhuận đẹp hơn. Nói cách khác, hành vi làm mượt thu nhập được tạo ra để tránh những biến động thất thường của thu nhập, trong đó, các nhà quản lý thông qua các hoạt động kế toán làm giảm lợi nhuận những năm có thu nhập cao để dự phòng và bổ sung thu nhập cho những năm có kết quả kinh doanh kém. Trong lĩnh vực ngân hàng, các giám đốc ngân hàng thương mại có thể thực hiện hành vi này bằng cách thay đổi mức độ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng (loan loss provisions - LLP) từ các khoản cho vay quá hạn. Thông thường, hành vi làm mượt thu nhập được xác định mỗi khi xuất hiện mối tương quan cùng chiều giữa LLP với lợi nhuận trước thuế và dự phòng, cụ thể là LLP có xu hướng tăng khi thu nhập của ngân hàng tăng và có xu hướng giảm khi thu nhập giảm. Thật vậy, cơ sở lý thuyết và các công trình nghiên cứu liên quan đến hành vi làm mượt thu nhập thông qua LLP được công bố rất phong phú với mức độ thay đổi tùy theo sự tác động của cấu trúc quản trị, quy định quản lý hệ thống ngân hàng, hoặc tùy theo các nhân tố thuộc chất lượng thể chế của một quốc gia.1

Vì các khoản nợ xấu của ngân hàng có thể bị can thiệp và được điều chỉnh theo những mục tiêu kỳ vọng của những nhà sở hữu nắm cổ phần chi phối, cấu trúc sở hữu vốn được xem như một trong những nhân tố quyết định đến hành vi làm mượt thu nhập. Những nghiên cứu gần đây cho thấy, doanh nghiệp với cấu trúc vốn càng tập trung (cổ đông lớn chiếm tỷ trọng càng cao) thì chất lượng của báo cáo tài chính có khuynh hướng càng giảm, đặc biệt, tại những quốc gia có mức độ minh bạch thông tin thấp (xem Fan và Wong, 2002; Cho và Rui, 2009). Ngoài ra, Bouvatier et al. (2014) còn chỉ ra rằng, ngân hàng có tỷ lệ cổ đông nắm quyền chi phối càng lớn thì mức độ hành vi làm mượt thu nhập càng cao, điều này cho thấy, hành vi làm mượt thu nhập bị ảnh hưởng đáng kể bởi lợi ích riêng của những nhà sở hữu lớn. Mặc dù, sở hữu vốn tập trung đóng vai trò trung tâm trong nghiên cứu hành vi làm mượt thu nhập, trên thực tế, các công trình nghiên cứu cho đến nay vẫn chưa đưa ra được kết quả thống nhất để giải thích cho mối quan hệ này.

Một số bài báo khoa học gần đây cũng cố gắng cung cấp những nguyên nhân để giải thích cho sự tác động của cấu trúc sở hữu đến vấn đề quản lý thu nhập nói chung và làm mượt thu nhập nói riêng (ví dụ như Fan và Wong, 2002; Yang et al., 2012;
Ben-Nasr et al., 2015). Theo Fan và Wong (2002), vấn đề vận động hành lang (lobbying) và trình trạng quan liêu (bureaucracy) ảnh hưởng quan trọng đến vai trò của cấu trúc sở hữu đối với chất lượng thông tin của báo cáo thu nhập. Đó cũng là những nhân tố chính được dùng để giải thích vì sao các ngân hàng với tỉ lệ sở hữu nhà nước cao thì có mức độ làm mượt thu nhập cao hơn các ngân hàng khác (Bushman et al., 2004). Sự khác nhau về sự tác động của các hình thức sở hữu vốn đến hành vi làm mượt thu nhập còn được chứng minh qua các nghiên cứu của Cho và Rui (2009) hay Kanagaretnam et al. (2014). Những kết quả nghiên cứu trên còn xác định rằng, hành động của người đại diện phần vốn của nhà nước quản lý trong các doanh nghiệp hoặc bị áp lực trong việc duy trì quyền lực chính trị để kiểm soát bộ máy quản lý, hoặc liên quan đến các vấn đề tham nhũng đã làm cho trình trạng minh bạch tài chính ở khu vực sở hữu nhà nước có khuynh hướng thấp hơn ở khu vực tư nhân. Thật vậy, nhằm đảm bảo và duy trì quyền lực quản lý, những người đại diện phần vốn lớn có thể làm méo mó các báo cáo tài chính vì động cơ cá nhân thay vì cố gắng làm tăng giá trị của doanh nghiệp hay tối đa hóa lợi ích của cổ đông (Pargendler, 2012; Carvalho, 2014).

Để góp phần bổ sung vào cơ sở lý thuyết liên quan đến hành vi quản trị thu nhập, trong bài viết này, tác giả đi sâu vào nghiên cứu sự tồn tại của hành vi làm mượt thu nhập và các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi này trong hệ thống ngân hàng thương mại. Bằng việc kế thừa và phát triển những phương pháp nghiên cứu trước đây, bài viết này này cũng cung cấp thêm những bằng chứng thực nghiệm về sự tác động khác nhau của các loại hình sở hữu đến hành vi làm mượt thu nhập của ngân hàng, qua đó, làm căn cứ trả lời câu hỏi sở hữu tư nhân có giúp ngân hàng thương mại quản lý thông tin hiệu quả hơn so với sở hữu nhà nước hay không. Khác với những công trình nghiên cứu đã công bố trước đây (ví dụ Fonseca và Gonzalez, 2008; Bouvatier et al., 2014) mà chủ yếu tập trung vào hệ thống ngân hàng của các nước Châu Âu hoặc chỉ quan sát sự tác động của sở hữu vốn tập trung nói chung, trong bài viết này, tác giả mở rộng so sánh chi tiết ảnh hưởng của từng hình thức sở hữu vốn (sở hữu nhà nước, tư nhân trong nước và sở hữu nước ngoài) đối với hành vi làm mượt thu nhập tại một nền kinh tế mới nổi như Việt Nam. Khi mà các quy định quản lý và giám sát ngân hàng cũng như các tiêu chuẩn kế toán áp dụng tại các nước đang phát triển ở Đông Nam Á còn nhiều hạn chế (xem Fan và Wong, 2002), nghiên cứu hành vi can thiệp vào thu nhập thông qua các thủ thuật kế toán là một trong những chủ đề thu hút được nhiều nhà nghiên cứu quan tâm hiện nay.

 

2. Dữ liệu và phương pháp phân tích

Để nghiên cứu thực nghiệm hành vi làm mượt thu nhập, tác giả sử dụng các chỉ tiêu tài chính cuối năm của 37 ngân hàng thương mại Việt Nam từ năm 2003 đến 2014. Hệ thống báo cáo tài chính được thu thập từ cơ sở dữ liệu của BankScope2 cung cấp bởi Bureau van Dijk. Tương ứng với mỗi năm tài chính, thông tin về tỉ lệ sở hữu vốn của các cổ đông lớn (bao gồm cổ đông nhà nước, tư nhân trong nước và nước ngoài) ở từng ngân hàng được thu thập thủ công (hand-collected) từ các nguồn khác nhau. Đầu tiên tác giả tập hợp thông tin về sở hữu vốn của cổ đông lớn lấy từ mục “Shareholder Information” của Bankscope. Khi cơ sở dữ liệu của BankScope không cung cấp đủ thông tin để quyết định tỉ lệ sở hữu của cổ đông, tác giả tiếp tục sử dụng các nguồn dữ liệu khác như Orbis Database, Osiris Database hoặc website của từng ngân hàng để thu thập dữ liệu. Đối với biến kiểm soát gồm các biến liên quan đến phát triển kinh tế vĩ mô (GDP), tác giả thu thập từ nguồn dữ liệu mở của Quỹ tiền tệ quốc tế (IMF). Hệ thống cơ sở dữ liệu được thu thập và định dạng ban đầu dưới dạng bảng (panel data) trong 12 năm gồm 444 quan sát năm (bank-year observation), sau đó được loại trừ các quan sát bị thiếu thông tin (98 quan sát) liên quan đến chỉ tiêu dự phòng rủi ro, tỷ lệ sở hữu và các biến kiểm soát khác. Ngoài ra, để hạn chế sự ảnh hưởng các giá trị ngoại lai (outlier) có trong mẫu phân tích, tác giả còn loại bỏ thêm 22 quan sát thông qua kỹ thuật biến đổi Winsor (winsorization) ở mức 1%. Với tất cả các loại trừ trên, mẫu phân tích cuối cùng còn lại thuộc dạng bảng không cân bằng (unbalanced panel) gồm 37 ngân hàng thương mại với 324 quan sát.

Bài viết mở rộng phương pháp nghiên cứu của La Porta et al. (2002) để tiến hành đo lường mức độ sở hữu vốn của cổ đông lớn cho từng loại hình sở hữu nhà nước, tư nhân trong nước và nước ngoài. Theo đó, trước tiên phải xác định tỉ lệ sở hữu vốn của các cổ đông lớn. Một cổ đông lớn được xác định khi bất kỳ một cổ đông nào đó sở hữu trên 10% vốn điều lệ của ngân hàng. Bước tiếp theo là tính tỉ trọng sở hữu vốn bằng cách nhân tỉ lệ sở hữu của mỗi cổ đông lớn với tỉ lệ sở hữu tương ứng với mỗi loại hình cổ đông đó. Cuối cùng là cộng tỉ trọng vốn sở hữu cho mỗi loại hình cổ đông lại với nhau. Dưới đây là phương trình đơn giản được dùng để xác định tỉ lệ sở hữu vốn cho cổ đông lớn của nhà nước ở năm t:

Trong đó: i = 1. . .37 lần lượt là ngân hàng thứ i trong số 37 ngân hàng thương mại, h = 1… H là cổ đông thứ h ở mỗi ngân hàng, shi là tỉ lệ phần trăm sở hữu của cổ đông h tại ngân hàng i và sgh là tỉ lệ phần trăm sở hữu vốn của cổ đông nhà nước h. 3 Tương tự, phương trình trên cũng được áp dụng để xác định tỉ lệ sở hữu vốn của các cổ đông lớn thuộc sở hữu tư nhân trong nước (SHDOi,t) và nước ngoài (SHFOi,t).

Trước khi phân tích vai trò của các hình thức sở hữu đến hành vi làm mượt thu nhập, tác giả ban đầu thiết lập một phương trình hồi quy thực nghiệm để kiểm tra sự tồn tại của hành vi này trong hệ thống ngân hàng thương mại. Tương tự các nghiên cứu trước đây của Bikker và Metzemakers (2005), Fonseca và Gonzalez (2008) cũng như của Kanagaretnam et al. (2014), hành vi làm mượt thu nhập được xác định dựa trên mối tương quan giữa dự phòng rủi ro tín dụng và thu thập trước thuế và LLP. Theo phương pháp này, hoạt động trích lập dự phòng rủi ro bị tác động bởi hai nhóm nhân tố chủ quan (như động cơ quản lý thu nhập) và khách quan (như kết quả kinh doanh và chính sách vĩ mô) của các nhà quản lý ngân hàng. Phương trình hồi quy được viết dưới dạng đơn giản như sau:

Trong đó: LLPi,t và EARNi,t thuộc nhóm nhân tố chủ quan chịu sự chi phối bởi mục tiêu của các nhà quản lý. LLPi,t là tỉ trọng của dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng tài sản của ngân i tại thời điểm t, còn EARNi,t là tỉ trọng của thu nhập trước thuế và LLP trên tổng tài sản. Nếu các nhà quản lý chủ động can thiệp vào mức độ trích lập các khoản dự phòng rủi ro để điều tiết lại thu nhập, thì sẽ xuất hiện mối quan hệ cùng chiều giữa LLPi,t và EARNi,t trong phương trình trên. Nói cách khác, hành vi làm mượt thu nhập tồn tại khi hệ số hồi quy β2 có giá trị dương và có ý nghĩa về mặt thống kê. Đối với nhóm nhân tố khách quan còn lại, Bank Controlsi,t gồm các biến kiểm soát cấp ngân hàng như Li,t (tỉ trọng dư nợ cho vay trên tổng tài sản), ∆Li,t (tỉ lệ tăng trưởng tín dụng), NONINTi,t (tỉ trọng thu nhập ngoài lãi trên tổng tài sản), DDEPi,t (tỉ trọng nhu cầu tiền gửi trên tổng vốn huy động của ngân hàng), EQUITYi,t-1 (biến trễ của tỉ lệ vốn tự có trên tổng tài sản), và BANKSIZEi,t (logarit của tổng tài sản của ngân hàng). Macro Controlst gồm các biến kiểm soát cấp vĩ mô như GDPt (logarit của GDP thực theo đầu người) và biến CRISIS kiểm soát sự ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2009.

Bảng 1: Thống kê mô tả các biến trong mô hình
Tên biến	Trung bình	Độ lệch chuẩn	Trung vị
LLP	0.005	0.005	0.003
EARN	0.018	0.010	0.018
SHGO	0.200	0.350	0.000
SHDO	0.109	0.193	0.000
SHFO	0.177	0.315	0.000
L	0.517	0.168	0.517
∆L	0.478	1.191	0.193
NONINT	0.008	0.007	0.007
DDEP	0.678	0.175	0.704
EQUITY(-1)	0.121	0.084	0.096
BANKSIZE	3.179	0.650	3.176
GDP	3.450	0.113	3.463
CRISIS	0.500	0.501	0.500
Ghi chú: LLP là biến phụ thuộc. CRISIS là biến giả, bằng 1 khi năm t ≥ 2009 và bằng 0 tương ứng với khoảng thời gian còn lại.   Nguồn dữ liệu: BankScope, 2003 – 2014.

 

 

 

Bảng 1 mô tả thống kê các biến độc lập và phụ thuộc dùng để đo lường hành vi làm mượt thu nhập của ngân hàng thương mại. Giá trị trung bình (mean) của tỉ lệ dự phòng rủi ro trên tổng tài sản đạt 0.5%, trong khi tỉ lệ thu nhập trung bình đạt 1.8%. Trong ba loại loại hình sở hữu vốn, cổ đông lớn của nhà nước có tỉ trọng nắm giữ trung bình cao nhất với 20.0%. Mặc dù, SHFO có giá trị trung bình (17.7%) cao hơn so với SHDO (10.9%), độ lệch chuẩn của SHFO cao hơn nhiều so với độ lệch chuẩn của SHDO (31.5% so với 19.3%). Điều đó thể hiện rằng, có sự khác biệt lớn về tỉ trọng nắm giữ của cổ đông lớn nước ngoài trong số các ngân hàng thương mại. Bảng 2 và Hình 1 trình bày mối tương quan giữa các cặp biến chính. Trong đó, đáng chú ý là mối quan hệ cùng chiều giữa LLP và EARN, bước đầu mô tả dấu hiệu về sự tồn tại của hành vi làm mượt thu nhập. Mặt khác, mối quan hệ giữa LLP và các biến sở hữu vốn thể hiện ở xu hướng khác nhau còn củng cố thêm giả thuyết về sự ảnh hưởng khác nhau của các loại hình sở hữu vốn đối với mức độ xuất hiện của hành vi này.

Bảng 2: Phân tích tương quan các biến chính
	LLP	EARN	SHGO	SHDO	SHFO
LLP	1.000
EARN	0.256***	1.000
SHGO	0.276***	-0.100*	1.000
SHDO	-0.129**	-0.089*	-0.215***	1.000
SHFO	-0.087*	0.158***	-0.247***	-0.153***	1.000
Ghi chú: Ý nghĩa thống kê tại mức 1%, 5% và 10% được ký hiệu bằng ***, ** và *. Nguồn dữ liệu: BankScope, 2003 – 2014.
Hình 1: Tương quan giữa LLP và EARN

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Nếu xác định có sự tồn tại hành vi làm mượt thu nhập của ngân hàng, trong giai đoạn tiếp theo tác giả sẽ tiến hành so sánh vai trò của các loại hình sở hữu vốn đối với hành vi này. Để thực hiện, tác giả dựa vào phương trình (2) lập ra phương trình hồi quy mới, bằng cách thêm vào các biến tương tác (EARNi,t x Ownershipi,t) liên quan đến cấu trúc sở hữu của từng loại hình cổ đông chi phối. Phương trình có thể được viết như sau:

 

Trong đó: Ownershipi,t đại diện cho tỉ lệ sở hữu của từng loại hình cổ đông lớn, gồm cổ đông nhà nước (SHGOi,t), tư nhân trong nước (SHDOi,t) và cổ đông nước ngoài (SHFOi,t). Các biến còn lại được sử dụng tương tự như phương trình (2). Nếu sự gia tăng về tỉ trọng nắm giữ của một loại hình sở hữu nào đó có thể làm tăng mức độ của hành vi làm mượt thu nhập của ngân hàng thì hệ số hồi quy β3 được ước lượng sẽ có dấu dương và có ý nghĩa về mặt thống kê. Để hạn chế hiện tượng nội sinh xảy ra trong quá trình ước lượng các phương trình (2) và (3), tác giả sử dụng phương pháp hồi quy mômen mở rộng (Generalized Method of Moments - GMM) được giới thiệu đầu tiên bởi Hansen (1982). Với những ưu điểm khác có được như cho ra các hệ số ước lượng vững, không chệch, phân phối chuẩn và hiệu quả, GMM sau đó được phát triển bởi Arellano và Bond (1991) và Arellano và Bover (1995) để để phù hợp với cơ sở dữ liệu dạng bảng động (dynamic panel data). Cùng với Windmeijer (2005) và Roodman (2009), trong nghiên cứu này tác giả sử dụng phương pháp GMM dạng 2 bước (two-step) được chứng minh là tốt hơn dạng 1 bước (one-step) trong việc giảm thiểu các nhiễu và sai số chuẩn.

 

3. Kết quả thực nghiệm

- Kết quả về sự tồn tại của hành vi làm mượt thu nhập:

Bảng 3: Kết quả ước lượng phương trình (2) và (3)
	Biến phụ thuộc: LLP
Các biến độc lập	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
LLP(-1)	0.198*** (3.74)	0.200*** (5.69)	0.154*** (3.03)	0.275*** (5.34)	0.153*** (3.36)
EARN	0.131*** (3.22)	0.102*** (5.29)	0.151*** (5.51)	0.150*** (6.73)	0.125*** (3.55)
EARN*SHGO		0.242*** (5.71)			0.192*** (3.04)
EARN*SHDO			-0.593** (-2.24)		-0.457** (-2.03)
EARN*SHFO				-0.087** (-2.37)	-0.089** (-2.13)
L	0.016*** (4.35)	0.007*** (2.85)	0.014*** (4.05)	0.011*** (3.85)	0.006** (1.99)
∆L	0.001 (0.13)	0.001** (2.01)	0.001 (0.34)	0.001 (0.30)	0.001** (2.52)
NONINT	0.050 (0.48)	-0.034 (-0.66)	0.192 (1.64)	-0.138** (-2.08)	0.174** (2.52)
DDEP	-0.005** (-2.20)	0.003 (1.47)	-0.006** (-2.06)	0.002 (0.95)	0.001 (0.65)
BANKSIZE	0.001 (0.96)	-0.002** (-2.51)	0.002 (1.27)	-0.003** (-2.19)	-0.001 (-0.91)
EQUITY	-0.005 (-1.09)	-0.010*** (-4.06)	-0.003 (-0.68)	-0.002 (-0.32)	-0.010*** (-3.30)
GDP	-0.002** (-2.14)	0.001 (0.65)	-0.002** (-2.13)	0.001 (0.67)	0.001 (0.33)
CRISIS	0.004*** (5.05)	0.004*** (11.92)	0.004*** (5.20)	0.004*** (8.18)	0.004*** (7.83)
Year dummies	Có	Có	Có	Có	Có
Số lượng quan sát	324	324	324	324	324
Số lượng ngân hàng	37	37	37	37	37
Kiểm định AR(2)	0.196	0.189	0.163	0.114	0.166
Kiểm định Hansen	0.95	0.97	0.95	0.98	0.895
Ghi chú: Ý nghĩa thống kê tại mức 1%, 5% và 10% được ký hiệu bằng ***, ** và *. Giá trị trong dấu ngoặc đơn là trị số t-value.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Cột (1) của Bảng 3 trình bày kết quả nghiên cứu về sự tồn tại của hành vi làm mượt thu nhập, được ước lượng bằng phương pháp hồi quy GMM sau khi kiểm soát các thay đổi về đặc tính hoạt động của ngân hàng và môi trường vĩ mô. Hệ số ước lượng EARN có giá trị dương (0.131) và có giá trị thống kê ở mức ý nghĩa 1%, giải thích rằng cứ 1% tăng thêm của thu nhập, dự phòng rủi ro tín dụng có xu hướng tăng thêm thêm 13.1%. Kết quả này cũng xác nhận rõ có hiện tượng can thiệp vào dự phòng rủi ro nhằm điều tiết thu nhập (hay có tồn tại hành vi làm mượt thu nhập) trong hoạt động của ngân hàng thương mại Việt Nam. Hệ số hồi quy của LLP(-1) mang giá trị dương và có ý nghĩa thống kê cho thấy việc kiểm soát mức ảnh hưởng của dự phòng rủi ro năm trước là cần thiết. Hệ số ước lượng của các biến kiểm soát khác còn cho biết thêm rằng, tăng dư nợ cho vay (L) và ảnh hưởng từ cuộc khủng hoảng tài chính (CRISIS) có thể làm gia tăng tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng của ngân hàng. Ngoài ra, các thông số phân tích từ hai kiểm định AR(2) và Hansen cho thấy, không tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mô hình ước lượng, đồng thời, sự lựa chọn các biến công cụ cho phương pháp ước lượng GMM là phù hợp.

- Vai trò của cấu trúc sở hữu đối với hành vi làm mượt thu nhập:

Cột (2) đến cột (5) Bảng 3 mô tả sự tác động của cấu trúc sở hữu đến hành vi làm mượt thu nhập của ngân hàng. Để hạn chế hiện tượng đa cộng tuyến giữa các loại hình sở hữu vốn, tác giả cũng ước lượng phương trình (3) riêng biệt cho mỗi biến tương tác. Hệ số EARN*SHGO tại cột (2) có dấu dương (0.242) và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% chứng minh quan hệ cùng chiều giữa tỉ lệ sở hữu nhà nước và hành vi làm mượt thu nhập. Cụ thể là, các ngân hàng có tỉ lệ sở hữu vốn của nhà nước càng cao thì hành vi làm mượt thu nhập diễn ra với mức độ càng cao. Kết quả này cũng nhất quán với các nghiên cứu trước đây như của Fan và Wong (2002), Bushman et al. (2004) và Yang et al. (2012). Ngoài ra, kết quả ước lượng của các biến tương tác EARN*SHDO (cột 3) và EARN*SHFO (cột 4) cho giá trị âm với hệ số có ý nghĩa thống kê cao còn thể hiện được sự ảnh hưởng khác nhau của các loại hình sở hữu đối với hành vi làm mượt thu nhập. Các mối quan hệ quan trọng này còn được xác nhận lại (xem cột 5) khi tác giả ước lượng đồng thời cả ba loại hình sở hữu trong một mô hình. Nếu như sự gia tăng tỉ lệ sở hữu vốn nhà nước có thể làm gia tăng mức độ hành vi làm mượt thu nhập thì sự gia tăng của sở hữu vốn tư nhân trong nước hay nước ngoài có xu hướng làm giảm mức độ của hành vi này từ các nhà quản lý ngân hàng. Nói cách khác, sở hữu tư nhân trong và ngoài nước đã thể hiện được vai trò tích cực trong việc hạn chế hành vi quản trị lợi nhuận của ngân hàng. Phát hiện này còn củng cố và bổ sung thêm các bằng chứng nghiên cứu gần đây của Kanagaretnam et al. (2014) và Ben-Nasr et al. (2015).

 

4. Kết luận

Nhằm bổ sung vào cơ sở lý thuyết xung quanh những tranh luận về vấn đề quản trị thu nhập, bài viết này đi sâu vào nghiên cứu thực nghiệm hành vi làm mượt thu nhập trong các ngân hàng thương mại Việt Nam. Nghiên cứu này làm rõ vai trò của cấu trúc sở hữu đối với mức độ của hành vi này. Bằng phương pháp đo lường chi tiết tỉ lệ sở hữu của các cổ đông lớn, dữ liệu thu thập được cho phép tác giả có thể so sánh xu hướng tác động của từng hình thức sở hữu đối với hành vi làm mượt thu nhập của ngân hàng. Kết quả ước lượng từ phương pháp mômen mở rộng GMM cho thấy, có tồn tại hành vi can thiệp vào dự phòng rủi ro tín dụng của các nhà quản trị nhằm làm mượt thu nhập ngân hàng. Khi mở rộng nghiên cứu vai trò của cấu trúc sở hữu, tác giả tìm thấy các bằng chứng vững vàng thể hiện rằng, ngân hàng có tỉ lệ sở hữu của nhà nước càng cao thì càng làm gia tăng mức độ của hành vi làm mượt thu nhập. Trong khi đó, các ngân hàng có tỉ lệ sở hữu tư nhân trong và ngoài nước cao thì hành vi này có xu hướng càng giảm. Những tác động tích cực này của sở hữu tư nhân trong và ngoài nước đến hành vi làm mượt thu nhập còn thể hiện được vai trò quyết định của chương trình cổ phần hoá trong việc làm lành mạnh hoá hệ thống thông tin và nâng cao chất lượng báo cáo tài chính hệ thống ngân hàng. Kết quả nghiên cứu này đóng góp các cơ sở khoa học quan trọng cho các cơ quan quản lý nhà nước trong việc thiết kế các khung quy định về sở hữu vốn, nhằm đảm bảo mức độ hiệu quả thông tin trong hoạt động của các ngân hàng thương mại Việt Nam.

 

1Chẳng hạn như các công trình nghiên cứu được công bố bởi Leuz et al. (2003), Kanagaretnam et al. (2004), Bikker và Metzemakers (2005), Liu và Ryan (2006), Fonseca và Gonzalez (2008), Perez et al. (2011), Abou El Sood (2012), và Kanagaretnam et al. (2014).

2Cơ sở dữ liệu BankScope được được cung cấp thương mại, bao gồm thông tin cơ bản và tài chính của các ngân hàng thương mại toàn cầu. Hiện nay được sơ sở dữ liệu này được sử dụng phổ biến bởi các nhà nghiên cứu và phân tích trên thế giới.

3Giá trị của SHGOi bằng 0 nếu shi.sgh ≤ 0.1(không có cổ đông lớn thuộc sở hữu nhà nước).

Tài liệu tham khảo:

Abou El Sood, H. 2012. Loan loss provisioning and income smoothing in US banks pre and post the financial crisis. International Review of Financial Analysis, 25, 64-72.

Arellano, M. & Bond, S. 1991. Some Tests of Specification for Panel Data - Monte-Carlo Evidence and an Application to Employment Equations. Review of Economic Studies, 58, 277-297.

Arellano, M. & Bover, O. 1995. Another Look at the Instrumental Variable Estimation of Error-Components Models. Journal of Econometrics, 68, 29-51.

Ben-Nasr, H., Boubakri, N. & Cosset, J.-C. 2015. Earnings quality in privatized firms: The role of state and foreign owners. J. Account. Public Policy, Advance online publication, doi:10.1016/j.jaccpubpol.2014.12.003.

Bikker, J. A. & Metzemakers, P. A. J. 2005. Bank provisioning behaviour and procyclicality. Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, 15, 141-157.

Bouvatier, V., Lepetit, L. & Strobel, F. 2014. Bank income smoothing, ownership concentration and the regulatory environment. Journal of Banking & Finance, 41, 253-270.

Bushman, R. M., Piotroski, J. D. & Smith, A. J. 2004. What determines corporate transparency? Journal of Accounting Research, 42, 207-252.

Carvalho, D. 2014. The Real Effects of Government- Owned Banks: Evidence from an Emerging Market. Journal of Finance, 69, 577-609.

Cho, S. & Rui, O. M. 2009. Exploring the Effects of China’s Two-tier Board System and Ownership Structure on Firm Performance and Earnings Informativeness. Asia-Pacific Journal of Accounting & Economics, 16, 95-117.

Fan, J. P. H. & Wong, T. J. 2002. Corporate ownership structure and the informativeness of accounting earnings in East Asia. Journal of Accounting & Economics, 33, 401-425.

Fonseca, A. R. & Gonzalez, F. 2008. Cross-country determinants of bank income smoothing by managing loan-loss provisions. Journal of Banking & Finance, 32, 217-228.

Hansen, L. P. 1982. Large Sample Properties of Generalized Method of Moments Estimators. Econometrica, 50, 1029-1054.

Kanagaretnam, K., Lim, C. Y. & Lobo, G. J. 2014. Effects of international institutional factors on earnings quality of banks. Journal of Banking & Finance, 39, 87-106.

Kanagaretnam, K., Lobo, G. J. & Yang, D. H. 2004. Joint tests of signaling and income smoothing through bank loan loss provisions. Contemporary Accounting Research, 21, 843-884.

La Porta, R., Lopez-de-Silanes, F. & Shleifer, A. 2002. Government ownership of banks. Journal of Finance, 57, 265-301.

Leuz, C., Nanda, D. & Wysocki, P. D. 2003. Earnings management and investor protection: an international comparison. Journal of Financial Economics, 69, 505-527.

Liu, C. C. & Ryan, S. G. 2006. Income smoothing over the business cycle: Changes in banks’ coordinated management of provisions for loan losses and loan charge-offs from the pre-1990 bust to the 1990s boom. Accounting Review, 81, 421-441.

Pargendler, M. 2012. State Ownership and Corporate Governance. Fordham Law Review, 80, 2917-2973.

Perez, D., Salas-Fumás, V. & Salas, J. S. 2011. Do Dynamic Provisions Reduce Income Smoothing Using Loan Loss Provisions? Banco de Espana Working Paper No. 1118

Roodman, D. 2009. How to do xtabond2: An introduction to difference and system GMM in Stata. Stata Journal, 9, 86-136.

Windmeijer, F. 2005. A finite sample correction for the variance of linear efficient two-step GMM estimators. Journal of Econometrics, 126, 25-51.

Yang, C.-Y., Tan, B. L. & Ding, X. 2012. Corporate governance and income smoothing in China. Journal of Financial Reporting and Accounting and Finance, 10, 120-139.