Các yếu tố ảnh hưởng đến sự kém hiệu quả dự phòng rủi ro tín dụng của ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2006-2014

118 KINH TẾ 
CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG 
ĐẾN SỰ KÉM HIỆU QUẢ DỰ PHÒNG RỦI RO TÍN DỤNG 
CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2006-2014 
LÊ LONG HẬU 
Trường Đại học Cần Thơ – llhau@ctu.edu.vn 
NGUYỄN ÁI NHI 
Trường Cao đẳng Nghề Sóc Trăng –nguyen.ai.nhi.4535@gmail.com 
(Ngày nhận: 25/05/2016; Ngày nhận lại: 10/06/16; Ngày duyệt đăng: 26/12/2016) 
TÓM TẮT 
Bài nghiên cứu sử dụng mô hình biên ngẫu nhiên (Stochastic Frontier Model) để kiểm tra sự phi hiệu quả trong 
quyết định dự phòng và xác định các yếu tố ảnh hưởng đến mức phi hiệu quả đó của hệ thống ngân hàng thương mại 
Việt Nam (NHTM VN). Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng không cân xứng bao gồm 23 ngân hàng từ năm 2006-
2014. Theo đó, kết quả nghiên cứu như sau: i) Chỉ số dự phòng phi hiệu quả là 0,85% chỉ ra 99,15% hiệu quả trong 
quyết định dự phòng, cho thấy tồn tại sự kém hiệu quả trong việc lập dự phòng tại hệ thống NHTM VN, nhưng mức 
độ phi hiệu quả rất thấp; ii) Biến số thay đổi nợ xấu và nợ xấu đầu kỳ có ý nghĩa thống kê và tương quan thuận với 
dự phòng rủi ro tín dụng; iii) Các yếu tố thu nhập từ phí, hoa hồng, tổng tài sản và tài sản thanh khoản có mối quan 
hệ dương với mức phi hiệu quả trong dự phòng, trong khi các yếu tố chi phí hoạt động và vốn chủ sở hữu lãi có mối 
tương quan âm với mức phi hiệu quả trong dự phòng. Ngoài ra nghiên cứu còn tìm thấy sự khác biệt ở mức hiệu quả 
dự phòng trung bình giữa nhóm ngân hàng được niêm yết ở sở giao dịch chứng khoán và nhóm không có niêm yết. 
Từ khóa: dự phòng rủi ro tín dụng; mô hình giới hạn ngẫu nhiên; ngân hàng thương mại; quản lý thu nhập. 
Factors causing the inefficiency of loan loss provision among Vietnam’s commercial 
Banks in the 2006-2014 period 
ABSTRACT 
The research uses the Stochastic Frontier Model to examine the inefficiency of loan loss provision (LLP) and 
its determinants in the Vietnamese banking industry employing a panel regression of 23 commercial banks from 
2006 to 2014. The main results are as follows - i) the efficiency score was 99.15%, indicating that the LLP prepared 
by Vietnam’s commercial banks was still inefficient (about 0,85%); ii) factors including changes in non-
performance loan (NPL) and the opening NPL are significantly positive related to LLP estimates in the Stochastic 
Frontier Analysis (SFA). iii) the inefficiency score has a significantly positive correlation to commission and fee 
income, total asset and liquid assets while it is negatively correlated to operating expenses and equity capital. In 
addition, the research also shows the differences in average provision efficiency level between group of banks listed 
on different stock exchange (HNX and HOSE, UPCOME and OTC) and group of unlisted ones. 
Keywords: commercial banks; income management; loan loss provision; stochastic frontier model. 
1. Giới thiệu 
Dự phòng rủi ro tín dụng được trích lập 
dựa trên cơ sở đánh giá khả năng trả nợ của 
khách hàng. Vì đây là khoản mục mang tính 
tự ý quyết định nên có nhiều ngân hàng áp 
dụng chuyển các khoản nợ từ nhóm cao sang 
nhóm thấp để giảm trích lập dự phòng (Vũ 
Thị Hồng, 2015). Nhiều nghiên cứu thực 
nghiệm cũng chỉ ra rằng các ngân hàng có 
nhiều động cơ để tăng hoặc giảm dự phòng rủi 
ro tín dụng, trong đó được nhắc đến nhiều 
nhất là nhằm thực hiện mục tiêu quản lý vốn 
và quản lý thu nhập (Anandarajan và cộng sự, 
2005; Yeh và cộng sự, 2009). Thực tế ở Việt 
 TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 52 (1) 2017 119 
Nam, chênh lệch lớn giữa lãi suất cho vay và 
huy động đã giúp cho nhiều ngân hàng có lãi 
cao trong năm 2011 nhưng nếu trích lập dự 
phòng đầy đủ thì mức lãi thực không lớn như 
con số trong báo cáo tài chính của các ngân 
hàng (Vũ Thị Hồng, 2015). Điều này cũng 
được nhận định trong báo cáo kinh tế vĩ mô 
năm 2012 của Ủy ban Kinh tế Quốc hội công 
bố ngày 4/9. Nguyễn Thị Thu Hiền và Phạm 
Đình Tuấn (2014) đã phát hiện chủ nghĩa cơ 
hội trong việc lựa chọn chính sách kế toán 
liên quan đến dự phòng rủi ro tín dụng của 
nhà quản trị ngân hàng tại Việt Nam, tuy 
nhiên vẫn chưa xác định mức độ ảnh hưởng 
của các yếu tố dẫn đến hành vi lệch lạc như đã 
đề cập ở trên. Đó cũng là lý do nghiên cứu 
“Các yếu tố ảnh hưởng đến sự kém hiệu quả 
dự phòng rủi ro tín dụng của ngân hàng 
thương mại Việt Nam” được thực hiện. Mục 
tiêu của nghiên cứu là xác định mức độ kém 
hiệu quả của dự phòng rủi ro tín dụng ở hệ 
thống NHTM VN và tìm ra các yếu tố dẫn đến 
sự chênh lệch giữa mức dự phòng thực tế so 
với mức tối ưu. 
2. Cơ sở lý thuyết và bằng chứng 
thực nghiệm 
2.1. Cơ sở lý thuyết 
Sự không hiệu quả trong dự phòng của 
các ngân hàng có thể lí giải dựa trên lý thuyết 
đại diện (Agency theory) được phát triển bởi 
Jensen và Meckling (1976). Lý thuyết này cho 
rằng xung đột về lợi ích sẽ phát sinh khi có 
thông tin bất cân xứng giữa bên ủy quyền (ví 
dụ như cổ đông của công ty) và bên được ủy 
quyền (ví dụ như người quản lý công ty). Vấn 
đề này có thể giảm thiểu bằng cách sử dụng 
các cơ chế giám sát hiệu quả và chính sách đãi 
ngộ thích hợp để có thể hạn chế sự phân hóa 
lợi ích giữa hai bên. Trong hoạt động ngân 
hàng, lý thuyết này cũng được vận dụng để 
giải thích mối quan hệ giữa bên ủy quyền 
(người gửi tiền và các chủ nợ) và bên được ủy 
nhiệm (ngân hàng). Để giảm chi phí đại diện 
phát sinh, người gửi tiền và các chủ nợ muốn 
ngân hàng kiểm soát tốt chất lượng hoạt động 
tín dụng bằng cách trích lập dự phòng đầy đủ 
(Nguyễn Thu Hiền và Phạm Đình Tuấn, 
2014). Ngược lại, nhà quản lý ngân hàng lại 
mong muốn giữ ổn định mức lợi nhuận (hay 
mức cổ tức chi trả cho các cổ đông) thông qua 
việc lựa chọn phương pháp trích lập dự phòng 
rủi ro tín dụng tùy theo mức thu nhập thực tế. 
Hay nói cách khác, nhà quản lý sẽ có động cơ 
tác động vào dự phòng rủi ro tín dụng nhằm 
làm phẳng thu nhập của ngân hàng. 
2.2. Bằng chứng thực nghiệm 
Có ba động cơ để nhà quản lý tác động và 
công khai khoản mục dự phòng đó là quản lý 
dòng thu nhập, thu hút sự chú ý của nhà đầu tư 
và quản lý vốn (Agarwal và cộng sự, 2007). 
Quản lý thu nhập là làm phẳng nguồn thu 
nhập (smoothing income), mục đích là nhằm 
vào làm giảm biến động lợi nhuận ròng trong 
suốt một thời gian nhất định. Barnea và cộng 
sự (1975) cho rằng việc tác động vào thu nhập 
sẽ gián tiếp tác động vào nhận thức của nhà 
đầu tư về lợi nhuận, rủi ro và hiệu quả quản lý 
của ngân hàng. Nhà quản lý sẽ tăng trích lập 
dự phòng rủi ro tín dụng khi lợi nhuận cao và 
ngược lại. Các nhà quản lý (đặc biệt là đối với 
ngân hàng có niêm yết công khai) có khuynh 
hướng cố gắng giảm bớt biến động trên thu 
nhập (Beatty và Harris, 1999; Anandarajan và 
cộng sự, 2007). Ngoài ra, dự phòng rủi ro tín 
dụng được xem như một cơ chế phát tín hiệu 
cho nhà đầu tư và cổ đông biết về tình hình lợi 
nhuận cổ phiếu và dòng tiền kỳ vọng trong 
tương lai. Subramanyam (1996) cho rằng 
thành phần tùy ý của dự phòng rủi ro tín dụng 
có mối liên hệ với giá hiện hành của cổ phiếu, 
thu nhập trong tương lai và dòng tiền tương 
lai mà các nhà điều hành có thể sử dụng các 
khoản mục này để truyền tín hiệu lợi nhuận ra 
thị trường. Các ngân hàng sẽ sử dụng thành 
phần có thể tùy ý quyết định của dự phòng rủi 
ro tín dụng (discretionary loan loss provision) 
để truyền thông tin tích cực đến nhà đầu tư 
(Lieu và cộng sự, 2005). Về vai trò của dự 
phòng rủi ro tín dụng trong quản lý vốn, trong 
khi Neila và cộng sự (2010), Boudriga và 
cộng sự (2009), Moyer (1990), Beatty và cộng 
sự (1995) cho rằng hệ số an toàn vốn (CAR) 
có ý nghĩa thống kê và có mối tương quan 
nghịch với chi phí dự phòng rủi ro tín dụng. 
Điều này cho thấy đối với các ngân hàng có 
chỉ số an toàn vốn càng thấp thì trích lập dự 
120 KINH TẾ 
phòng rủi ro càng nhiều bởi vì những ngân 
hàng có mức vốn hóa tốt sẽ tham gia những 
hoạt động ít rủi ro hơn (Pérez và cộng sự, 
2008), ngược lại cho thấy mối tương quan 
thuận giữa dự phòng rủi ro tín dụng với vốn tự 
có. Tại Việt Nam, nghiên cứu của Nguyễn 
Thu Hiền và Phạm Đình Tuấn (2014) chỉ ra 
rằng các ngân hàng có hệ số vốn chủ sở hữu 
trên tổng tài sản thấp thường trích lập dự 
phòng thấp để đảm bảo lộ trình đạt yêu cầu về 
an toàn vốn. 
Xuất phát từ các động cơ nói trên, Yeh và 
cộng sự (2009) trên cơ sở sử dụng phương 
pháp giới hạn cận biên (SFA) đã tìm ra mức 
độ phi hiệu quả dự phòng rủi ro tín dụng của 
hệ thống NHTM Đài Loan. Thống nhất với 
Anandarajan và cộng sự (2005), Yeh và cộng 
sự (2009) cho rằng tổ chức tín dụng với quy 
mô lớn có hiệu quả dự phòng cao hơn so với 
tổ chức quy mô nhỏ. Trong khi Anandarajan 
và cộng sự (2005) kết luận rằng tổ chức liên 
quan đến hoạt động ngoại bảng càng cao sẽ 
giảm dự phòng để làm tăng thu nhập thì đối 
với Yeh và cộng sự (2009) cho thấy mối quan 
hệ này lại không có ý nghĩa thống kê. Đề cập 
đến chi phí ngoài lãi như một yếu tố đại diện 
cho khả năng quản lý của nhà quản trị, 
Anandarajan và cộng sự (2005), Yeh và cộng 
sự (2009) đều cho thấy mối tương quan dương 
giữa chi phí ngoài lãi đến mức phi hiệu quả 
dự phòng rủi ro tín dụng. Tuy nghiên, cả hai 
nghiên cứu trên đều chưa cho thấy ý nghĩa 
thống kê trong mối quan hệ nghịch chiều giữa 
tỷ lệ an toàn vốn với mức phi hiệu quả dự 
phòng vì thế động cơ quản lý vốn trong quyết 
định dự phòng của nhà quản trị chưa được 
phân tích một cách cụ thể. 
So với các nghiên cứu tại Việt Nam, 
nghiên cứu này sẽ lượng hóa một cách cụ thể 
mức độ phi hiệu quả trong dự phòng rủi ro tín 
dụng của hệ thống NHTM Việt Nam. Ngoài 
ra, nghiên cứu cũng sẽ chỉ ra mức độ ảnh 
hưởng của các yếu tố gây ra sự kém hiệu quả 
dự phòng rủi ro tín dụng. 
3. Dữ liệu và mô hình nghiên cứu 
3.1. Dữ liệu nghiên cứu 
Số liệu trong nghiên cứu được thu thập từ 
báo cáo tài chính đã kiểm toán từ năm 2006-
2014 của 23 ngân hàng thương mại cổ phần 
Việt Nam. Tuy nhiên, ở một số năm một vài 
ngân hàng không cung cấp số liệu do vậy 
nghiên cứu được thực hiện trên một dữ liệu 
bảng không cân đối. 
3.2. Mô hình nghiên cứu 
Bước thứ nhất, nghiên cứu sử dụng 
phương pháp giới hạn cận biên để xác định 
chỉ số phi hiệu quả trong dự phòng rủi ro tín 
dụng của các ngân hàng. Theo lý thuyết làm 
phẳng thu nhập, vào những giai đoạn thuận lợi 
ngân hàng tăng cường trích lập dự phòng rủi 
ro tín dụng để dự phòng và bổ sung cho 
những năm thu nhập suy giảm, đồng thời 
giảm trích lập dự phòng vào những thời điểm 
khó khăn (Đoàn Anh Tuấn, 2015). Ngược lại, 
khi lợi nhuận trong năm giảm sút, việc giảm 
mức dự phòng rủi ro tín dụng làm giảm đi 
hiệu quả quản lý rủi ro của ngân hàng 
(Anadarajan và cộng sự, 2005). Do đó, 
phương pháp giới hạn cận biên được sử dụng 
để xác định mức dự phòng tối ưu và những 
ngân hàng có dự phòng rủi ro càng thấp hơn 
mức giới hạn tối ưu đã xác định sẽ được xem 
là kém hiệu quả và mức độ chênh lệch càng 
cao thì mức phi hiệu quả càng cao (Yeh và 
cộng sự, 2009; Anadarajan và cộng sự, 2005). 
Dự phòng rủi ro tín dụng là một trong 
những công cụ quản lý rủi ro của ngân hàng vì 
vậy mức tối ưu của dự phòng phải đảm bảo 
được các yếu tố đại diện cho rủi ro tín dụng 
của ngân hàng và là thành phần mà nhà quản 
lý không thể tùy ý quyết định 
(nondiscretionary). Dựa trên nghiên cứu của 
Beaver và Cộng sự (1996), Kanagaretnam và 
cộng sự (2004), thành phần không thể tùy ý 
quyết định của dự phòng là hàm số của thay 
đổi dư nợ ( itLOAN ), thay đổi nợ xấu 
( itNPL ) và nợ xấu đầu kỳ ( )1 itNPL . 
itititititit uvNPLNPLLOANLLP 13210  (1) 
 TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 52 (1) 2017 121 
Trong đó: 
- uitlà phần phi hiệu quả kỹ thuật có phân 
phối nửa chuẩn ( ui ~|N( 0,
|)2u ); sai số ui là 
được tính từ chênh lệch giữa LLPi và giá trị 
giới hạn của nó thông qua hàm giới hạn ngẫu 
nhiên (Stochastic Frontier Analysis); 
- vit có phân phối chuẩn N(0, 
2
v ); đây là 
phần sai số đối xứng, do các yếu tố ngẫu 
nhiên gây ra 
- i

 là sai số tổng hợp. 
itLLP đo lường bằng khoản mục dự phòng 
rủi ro tín dụng trích từ bảng cân đối kế toán. 
itLOAN - tăng trưởng tín dụng đại diện 
cho mức độ rủi ro của ngân hàng, đo lường 
bằng thay đổi dư nợ trong năm. Dư nợ tăng sẽ 
làm tăng rủi ro bởi vì những ngân hàng theo 
đuổi mục tiêu tăng trưởng tín dụng càng cao 
sẽ có khuynh hướng chấp nhận cho vay những 
khách hàng có rủi ro nhiều hơn (Quagliariello, 
2006). Vì vậy, dự phòng rủi ro tín dụng được 
trích lập nhiều hơn. 
itNPL là thay đổi nợ xấu, đại diện cho 
mức độ rủi ro tín dụng của ngân hàng. Tốc độ 
tăng nợ xấu càng cao phản ánh nguy cơ phá 
sản của ngân hàng càng lớn, nên ngân hàng 
cần phải có mức dự phòng tối thiểu đảm bảo 
kịp thời những thay đổi trong chất lượng nợ 
(Ahmed và cộng sự, 1999). 
1 itNPL đại diện cho chất lượng khoản cho 
vay của ngân hàng, được tính bằng nợ xấu đầu 
năm của ngân hàng. Khi chất lượng danh mục 
nợ càng thấp đòi hỏi tổ chức tín dụng phải 
tăng cường trích lập dự phòng rủi ro tín dụng 
(Pérez và cộng sự , 2008). 
Mức dự phòng ước lượng từ phương trình 
(1) được xem là mức tối ưu. Mô hình giới hạn 
ngẫu nhiên cho phép xác định mức độ phi 
hiệu quả kỹ thuật trong quyết định dự phòng 
của ngân hàng thông qua ước lượng phần sai 
số ui. 
Bước thứ hai: nghiên cứu sử dụng mô 
hình hồi quy thích hợp để giải thích các yếu tố 
ảnh hưởng đến hệ số phi hiệu quả uit ước 
lượng từ mô hình hồi quy ở bước thứ nhất. 
Các biến độc lập được đề xuất trong mô hình 
bao gồm: 
Tổng tài sản (Ait) đại diện cho quy mô 
ngân hàng, được đo lường bằng logarit tổng 
tài sản. Ngân hàng càng lớn càng có quyết 
định dự phòng hiệu quả hơn do có khả năng 
tài chính vững mạnh và đồng thời không chịu 
áp lực tăng vốn theo quy định (Yeh và cộng 
sự, 2010). 
Thu nhập từ hoạt động dịch vụ (SIit) đại 
diện cho quy mô mở rộng các nghiệp vụ ngoại 
bảng của ngân hàng. Ngân hàng với mức thu 
nhập từ hoa hồng phí càng cao càng có 
khuynh hướng giảm dự phòng rủi ro tín dụng 
nhằm để thổi phồng thu nhập nên mức phi 
hiệu quả càng cao (Anandarajan và cộng sự, 
2005). 
Chi phí hoạt động (OEit) đây là biến số 
đại diện cho mức độ tập trung quản lý rủi ro 
của ngân hàng. Anandarajan và cộng sự 
(2005) cho rằng ngân hàng với chi phí hoạt 
động càng cao thì kém hiệu quả trong quản 
lý chi phí từ đó hiệu quả dự phòng rủi ro tín 
dụng cũng kém. OE được đo lường như sau: 
Khả năng vốn hóa (Eit) đại diện cho mức 
độ rủi ro của ngân hàng. Ngân hàng với tỷ lệ 
này càng cao thì sẽ ít chịu áp lực bởi quy định 
an toàn vốn và vì thế hiệu quả từ trích lập dự 
phòng càng cao (Yeh, 2010). 
Hệ số thanh khoản (LAit) đại diện cho khả 
năng sinh lời của tài sản. Theo Nguyễn Thị 
Liên Hoa và cộng sự (2015), tiền mặt và các 
khoản tương đương tiền có mối quan hệ phi 
tuyến với giá trị doanh nghiệp. Trong khi, giá 
trị doanh nghiệp được thể hiện thông qua lợi 
nhuận ngân hàng. Ở những giai đoạn khó 
khăn, ngân hàng tồn đọng tiền mặt quá mức 
tối ưu sẽ gây ảnh hưởng đến kết quả hoạt 
động. Khi đó, để giảm bớt biến động thu 
nhập, nhà quản lý sẽ giảm mức dự phòng rủi 
ro tín dụng. Hiệu quả dự phòng vì thế sẽ 
122 KINH TẾ 
không cao trong trường hợp này. 
LA Được đo lường như sau: ...  Hơn nữa, hệ số VIF của 
từng biến đều nhỏ hơn 10 nên có thể khẳng 
định một lần nữa mô hình không có hiện 
tượng đa cộng tuyến. 
Ngoài ra, các kiểm định về tính phù hợp 
của mô hình cũng được thực hiện. Các vi 
phạm giả định của mô hình hồi quy được khắc 
phục bằng sai số chuẩn điều chỉnh (robust 
s.e). Kết quả sau khi điều chỉnh được trình 
bày ở Bảng 5. 
Bảng 5 
Kết quả hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến sự phi hiệu quả dự phòng rủi ro tín dụng 
Biến độc lập Hệ số hồi quy 
A -0.0001933*** 
(z= -11,97)
OE -0,000376*** 
(z= -2,86) 
SI 0,0010243*** 
(z= 2,57) 
ER -0,0005224*** 
(z= -2,9) 
LA 
0,0003843*** 
(z= 4,07) 
LA
2
 -0,0000642* 
(z= -1,75) 
OTC (biến giả) 0,0023851** 
(z= 2,32) 
126 KINH TẾ 
Biến độc lập Hệ số hồi quy 
Hằng số 0,010869*** 
(z= 12,62) 
R
2 
26% 
Wald 
2
 (5) 389,2 
Prob >
2
 0,0000 
Số quan sát 141 
Ghi chú: *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5%, 1% 
Kết quả ước lượng trong Bảng 5 cho thấy 
mô hình có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Hệ số 
của các biến như Ait, SIit, OEit, Eit-1, LAit, 
LAit
2
, OTC đều có ý nghĩa thống kê. 
Cụ thể, hệ số của biến tổng tài sản là âm. 
Kết quả này chứng minh rằng những ngân 
hàng quy mô lớn có quyết định dự phòng hiệu 
quả hơn các ngân hàng có quy mô tài sản càng 
nhỏ. Tại Việt Nam, các ngân hàng có quy mô 
tài sản lớn do có khả năng đảm bảo hệ số an 
toàn vốn theo quy định nên không chịu áp lực 
tăng vốn tự có, đồng thời tập trung vào mục 
tiêu đảm bảo chất lượng tài sản, đánh giá nợ 
xấu sát với thực tế và trích lập dự phòng rủi ro 
tín dụng đầy đủ hơn so với các ngân hàng với 
tổng tài sản thấp hơn. Điều này thống nhất với 
kết quả nghiên cứu Yeh và cộng sự (2009). 
Thu nhập từ hoa hồng phí tương quan 
thuận với hệ số phi hiệu quả dự phòng, với 
mức ý nghĩa 1% về mặt thống kê. Nghĩa là 
những tổ chức tín dụng có quy mô hoạt động 
ở các nghiệp vụ ngoại bảng càng cao thì càng 
kém hiệu quả trong quyết định trích lập dự 
phòng. Xuất phát từ tính chất của các hoạt 
động ngoại bảng là ngân hàng thu được phí 
trong khi không phải sử dụng đến vốn kinh 
doanh cho nên có khuynh hướng ưa chuộng 
các hoạt động ngoại bảng hơn. Nếu như ngân 
hàng càng mở rộng nghiệp vụ ngoại bảng, tức 
thu nhập từ hoa hồng càng lớn trong khi nhà 
quản lý có thể dự đoán khả năng rủi ro tín 
dụng trong tương lai không cao thì dự phòng 
rủi ro tín dụng có thể được báo cáo thấp hơn 
mức cần thiết để “thổi phồng” thu nhập. 
Ngoài ra nghiên cứu cũng tìm thấy mối 
quan hệ nghịch giữa hệ số dự phòng phi hiệu 
quả và chi phí hoạt động, có ý nghĩa thống kê 
ở mức 1%. Điều này nói lên rằng tổ chức với 
chi phí hoạt động càng cao càng có quyết định 
dự phòng hiệu quả hơn. Kết quả này thống 
nhất với quan điểm của Nguyễn Thị Hồng 
Vinh (2014) về hiệu quả chi phí của hệ thống 
NHTM, đồng thuận với giả thuyết “quản lý 
tránh rủi ro” của Koutsomanoly và cộng sự 
(2009) cho rằng việc tăng cường phân bổ chi 
phí vào hoạt động của tổ chức tín dụng tuy 
làm giảm hiệu quả chi phí của ngân hàng 
nhưng giúp tổ chức giám sát chặt chẽ chất 
lượng khoản vay. Điều đó chứng tỏ tính thận 
trọng của nhà quản lý trong quản trị rủi ro tín 
dụng đem lại hiệu quả trong quyết định dự 
phòng và kịp thời phòng tránh nguy cơ đổ vỡ 
tín dụng. 
Vốn chủ sở hữu đầu năm mang hệ số âm 
và khác không ở mức ý nghĩa là 1%. Điều này 
đồng nghĩa vốn chủ sở hữu năm trước càng 
thấp càng tạo áp lực tăng vốn cho nhà quản lý 
để đảm bảo mức an toàn vốn theo quy định, 
do đó họ càng có nhiều khả năng đánh giá 
thấp dự phòng để thổi phồng thu nhập nhằm 
làm tăng vốn chủ sở hữu trong năm tiếp theo 
dẫn đến càng kém hiệu quả trong việc quản lý 
dự phòng (Nguyễn Thị Thu Hiền và Phạm 
Đình Tuấn, 2014). Giai đoạn năm 2007-2014, 
các NHTM Việt Nam chịu sự điều tiết của 
NHNN về tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu, cụ thể 
quy định mức an toàn vốn phải đạt 8% tại 
quyết định 457/2005/QĐ-NHNN và nâng lên 
mức 9% theo thông tư 13/2010/TT-NHNN. 
Điều đó tạo nên cuộc chạy đua vốn giữa các 
 TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 52 (1) 2017 127 
NHTM để đạt mốc an toàn đúng theo quy 
định. Vốn chủ sở hữu chiếm tỷ trọng lớn trong 
kết cấu vốn tự có cho nên những ngân hàng có 
mức vốn thấp sẽ phải đối mặt với áp lực tăng 
vốn cao hơn, buộc các nhà quản lý phải giảm 
dự phòng làm cho sự kém hiệu quả tăng lên. 
Hệ số của biến tài sản thanh khoản là 
dương với mức ý nghĩa 1%, trong khi hệ số 
của biến tài sản thanh khoản bình phương 
(LAit
2) là âm ở mức ý nghĩa 10%. Kết quả cho 
thấy có tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa tài 
sản thanh khoản và sự phi hiệu quả dự phòng 
rủi ro tín dụng. Nguyễn Thị Liên Hoa và cộng 
sự (2015) dựa trên quan điểm đánh đổi giữa 
lợi ích và chi phí khi nắm giữ tiền mặt cho 
rằng khi doanh nghiệp có tiền mặt dư thừa, 
chi phí cơ hội do nắm giữ tiền mặt sẽ ảnh 
hưởng đến giá trị doanh nghiệp. Từ đó, mặc 
dù ngân hàng giữ càng nhiều tiền, giá trị ngân 
hàng càng tăng nhưng sau khi mức độ tiền 
mặt vượt mức tối ưu, giá trị ngân hàng sẽ 
giảm. Khi đó, nhà quản lý sẽ tìm cách giảm 
dự phòng rủi ro tín dụng để bù đắp phần lợi 
nhuận giảm sút do nắm giữ tiền mặt quá nhiều 
gây ra. Điều này phù hợp với lý thuyết làm 
phẳng thu nhập cho rằng nhà quản lý ngân 
hàng thông qua các khoản mục dự phòng 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 (Đoàn Anh Tuấn, 
2015). 
Biến giả OTC có hệ số hồi qui dương và 
có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Kết quả này 
cho thấy những ngân hàng niêm yết trên sàn 
OTC và UPCOM có mức dự phòng kém hiệu 
quả hơn so với các ngân hàng được niêm yết 
tại sở giao dịch chứng khoán (HNX và HOSE). 
Do chịu những ràng buộc niêm yết của thị 
trường chứng khoán tập trung nên nhìn chung 
các ngân hàng thực hiện đúng và đủ các chuẩn 
mực kế toán và đảm bảo công khai minh bạch 
các phân tích tài chính đến nhà đầu tư. 
5. Kết luận và gợi ý chính sách 
5.1. Kết luận 
Với phương pháp biên ngẫu nhiên (SFA) 
và mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM), 
nghiên cứu đã tìm ra rằng các yếu tố bao 
gồm có quy mô vốn chủ sở hữu, quy mô tổng 
tài sản, thu nhập từ hoa hồng và phí, chi phí 
hoạt động và khả năng thanh khoản có tác 
động đến sự phi hiệu quả trong dự phòng rủi 
ro tín dụng của 23 ngân hàng thương mại 
Việt Nam từ 2007-2014. Thêm vào đó, 
nghiên cứu cũng cho thấy các ngân hàng 
niêm yết chính thức (trên HNX và HOSE) có 
mức dự phòng rủi ro tín dụng hiệu quả hơn 
các ngân hàng khác. Điều này một lần nữa 
chứng minh rằng các tổ chức tín dụng với 
quy mô tài sản và vốn chủ sở hữu cao sẽ trích 
lập dự phòng đầy đủ hơn so với nhóm còn 
lại. Về thu nhập từ hoa hồng và phí có mối 
tương quan dương với mức phi hiệu quả dự 
phòng. Kết quả tương tự cũng được phát hiện 
đối với yếu tố khả năng thanh khoản. Trong 
khi đó, chi phí hoạt động lại có mối quan hệ 
nghịch chiều với hệ số phi hiệu quả. 
5.2. Khuyến nghị và gợi ý chính sách 
NHNN Việt Nam cần xây dựng kế hoạch 
cụ thể liên quan đến vận dụng các quy định 
của Basel vào thông tư 36/2014/TT-NHNN. 
Xuất phát từ kinh nghiệm của Mỹ và Trung 
Quốc trong việc phân loại NHTM thành 3 
nhóm. Theo đó, ngân hàng có quy mô lớn và 
hoạt động quốc tế bắt buộc áp dụng Basel II 
và III, khuyến khích các ngân hàng có quy mô 
lớn hoạt động nội địa áp dụng Basel II và III 
và đối với các ngân hàng có quy mô nhỏ thì 
cho phép áp dụng Basel I. Tương tự, lộ trình 
triển khai các quy định về an toàn vốn cũng 
cần có thời gian và khuôn khổ pháp lý riêng 
cho từng nhóm ngân hàng cụ thể nhằm giảm 
tối thiểu chủ nghĩa cơ hội trong việc quản lý 
các khoản mục kế toán mang tính tùy ý nói 
chung và dự phòng rủi ro tín dụng nói riêng. 
Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy hiệu 
quả dự phòng rủi ro tín dụng sẽ tăng nếu tăng 
cường chi phí hoạt động vì vậy các ngân hàng 
phải tăng cường công tác quản lý, giám sát 
chặt chẽ các khoản cho vay để có được mức 
dự phòng trích lập đầy đủ và trung thực trong 
điều kiện cân bằng giữa hiệu quả chi phí và 
hiệu quả dự phòng rủi ro. Quá trình giám sát 
và xem xét các khoản vay là một bước quan 
trọng đối với tổ chức trong nền kinh tế nhạy 
128 KINH TẾ 
cảm với rủi ro. Chính vì vậy, ngân hàng hoạt 
động hiệu quả là ngân hàng quản lý rủi ro hiệu 
quả hơn. 
Một giải pháp nữa nhằm để loại bỏ tình 
trạng lệch lạc trong quyết định lập dự phòng 
là đảm bảo công khai minh bạch về mặt tài 
chính, đặc biệt là số liệu chi tiết về phân loại 
nợ và tổn thất cho vay. Điều này đã dẫn đến 
tình trạng bất cân xứng thông tin với nhà đầu 
tư, hơn nữa tạo điều kiện cho chủ nghĩa cơ hội 
trong công tác quản lý. Vì vậy, các cơ quan 
chức năng cần xem xét, khích lệ các ngân 
hàng công khai các số liệu tài chính, đồng thời 
cần có biện pháp chế tài cụ thể đối với những 
trường hợp có hành vi sai lệch so với chuẩn 
mực kế toán. 
Việc các tổ chức tín dụng tự xây dựng hệ 
thống xếp hạng tín dụng nội bộ (XHTDNB) 
theo một phương pháp riêng đã tạo nên sự 
không thống nhất trong việc quản lý chất 
lượng tín dụng, phân loại nợ, trích lập và sử 
dụng dự phòng để xử lý rủi ro. Xuất phát từ 
nguyên nhân trên hiệu quả của quản lý dự 
phòng rủi ro tín dụng vẫn còn tồn tại một số 
thiếu sót nhất định. Vì vậy, NHNN cần ban 
hành chuẩn mực chung về hệ thống XHTDNB 
cho các ngân hàng, bám sát với các quan điểm 
quản trị và phương pháp đánh giá rủi ro tín 
dụng được đề cập trong Basel 3. 
5.3. Một số hạn chế của nghiên cứu 
Một trong những hạn chế của nghiên cứu 
là số lượng quan sát còn thấp và khuyết ở một 
số ngân hàng trong vài năm. Kết quả nghiên 
cứu sẽ tin cậy và mang tính đại diện cao hơn 
nếu dữ liệu bảng được sử dụng là cân xứng và 
số quan sát nhiều hơn. Ngoài ra, mức phi hiệu 
quả được chỉ ra từ kết quả nghiên cứu là một 
tỷ lệ tương đối, chỉ giới hạn phạm vi so sánh 
giữa các NHTM Việt Nam. Vì vậy, việc mở 
rộng tổng thể nghiên cứu trên một nhóm nước 
hay khu vực, đồng thời kiểm định sự khác biệt 
hiệu quả dự phòng của từng quốc gia với nhau 
sẽ giúp cho độc giả có cái nhìn sâu hơn về vấn 
đề nghiên cứu 
Tài liệu tham khảo 
Agarwal, Chomsisengphet, .S, Liu and Rhee (2007). Earning management behaviors underdifferent economic 
environments: Evidence from Japanese banks. International Review of Economic and Finance,16, 429 -443 . 
Ahmed A.S, Takeda C., Thomas S. (1999). Bank loan loss provision: A reexamination of capital management, 
earning manegement vaf signaling effects. Journal of accounting and Economics, 28, 1-25. 
Anandarajan, A., Hasan, I., Mccarthy, C. (2007). Use of loan loss provisions for capital, earnings management and 
signaling by Australian banks. Accounting and Finance, 47(3), 357-379. 
Anandarjan, A., Hasan, I. and Lozano-vivas, A. (2005). Loan loss provision decision: An empirical analysis of the 
Spanish depository institutions. Journal of International Auditing and Taxation, 14, 55-77. 
Barnea, Ronen and Sadan (1975). The Implementation of Accounting Objectives: An Application to Extraordinary 
Items. Accounting review, 50(1), 58-68. 
Beatty and Harris (1999). The Effect of Taxes, Agency Cost and Information Asymmetry on Earnings Management: 
A Comparison of Public and Private Firms. Review of Accounting Studies, 4(3-4), 299-326. 
Beaver, W. and Engel, E. (1996). Discretionary behavior with respect to allowances for loan losses and the 
behavior of security prices. Journal of Accounting and Economics, 22, 177-200. 
Berger, A. N., Hancock, D., & Humphrey, D. B. (1993). Bank efficiency derived from the profit function. Journal of 
Banking and Finance, 17, 317–347. 
Boudriga, A., Boulila, N. and Jellouli, S. (2009). Banking supervision and nonperforming loans: a cross-country 
analysis. Journal of Financial Economic Policy, 1(4), 286-318. 
Châu Thị Kim Hà và Phạm Lê Thông (2011). Hiệu quả Kỹ thuật của các Ngân hàng Thương mại Việt Nam. Tạp chí 
Công nghệ Ngân hàng, 69, 20-26. 
 TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 52 (1) 2017 129 
Collins, J., Jackelford, D. and Wahlen, J. (1995). Bank differences in the coordination of regulatory capital, earnings 
and taxes. Journal of Accounting research, 33, 263-292. 
Đoàn Anh Tuấn (2015). Vai trò của cấu trúc sở hữu đối với hành vi “làm mượt” thu nhập của ngân hàng thương mại 
Việt Nam. Tạp chí Ngân hàng, 23, 9-14 
Jondrow, J., Lovell, C. A., Materov, I. S., & Schmidt, P. (1982). On estimation of technical inefficiency in the 
stochastic frontier production function model. Journal of Econometrics, 19, 233–238. 
Kanagaretnam, K., Lobo, G.J., Mathieu, R. (2004). Earning Management to Reduce Earnings Variability: Evidence 
from Bank Loan Loss Provisions. Review of Accounting and Finance, 3 (1), 128. 
Koutsomanoli, F., and Mamatzakis, E. C. (2009). Performance and Merton-Type default risk of listed banks in EU: 
A panel VAR approach. Journal of Banking and Finance, 33(11), 2050-2061. 
Lieu, P.T, Yeh T.L, and Chiu Y.H. (2005). Off- balance sheet activities and cost inefficiency in Taiwan’s banks. The 
Service Industries Journal, 25(7), 925-944. 
Mai Văn Nam và cộng sự (2005). Giáo trình Kinh tế lượng. Cần Thơ: Nhà xuất bản Đại học Cần Thơ 
Moyer, S.E. (1990). Capital Adequacy Ratio Regulations and Accounting Choices in Commercial Banks. Journal 
of Accounting and Economic, 13, 123-54. 
Neila, B.T, Zouari, S.B.S, Boudriga A. (2010). Do Islamic Banks Use Loan Loss Provisions to Smooth Their 
Results?. Journal of Islamic Accounting and Business Reasearch, 1(2), 114-127. 
Nguyễn Thị Hồng Vinh, (2014). Nợ xấu và Hiệu quả Chi phí của các Ngân hàng Thương mại Việt Nam. Tạp chí 
Phát triển Kinh tế, 289, 58-73. 
Nguyễn Thị Liên Hoa, Nguyễn Lê Vân Trang, Lê Thị Phương Vy (2015). Mối quan hệ phi tuyến giữa giá trị doanh 
nghiệp và tỷ lệ tiền mặt nắm giữ. Tạp chí Phát triển và Hội nhập, 22(32), 58-65. 
Nguyễn Thị Thu Hiền và Phạm Đình Tuấn (2014). Các nhân tố tác động đến dự phòng rủi ro tín dụng hệ thống ngân 
hàng thương mại Việt Nam. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 284, 63-80. 
Pérez, D., V. Salas-Fumas and Saurina, J. (2008). Earning and Capital Management in Alternative Loan Loss 
Provision Regulatory Regimes. European Accounting Review, 17(3) 423- 445. 
Quagliariello, M. (2006). Bank’s riskiness over the business cycle: A panel analysis on Italian intermediaries. Bank 
of Italy Economic Research Paper No. 599 
Rajan, R.G. and Zingales,L. (1995). What do we know about capital structure? Some evidence from international 
data. Journal of Finance, 5, 1421-1460. 
Spence, M. (1973). Job Market Signaling. The Quarterly Journal of Economics, 87(3), 355-374 
Subramanyam, K. R. (1996). The pricing of discretionary accruals. Journal of Accounting and Economics, 22, 
249-281 . 
Vũ Thị Hồng (2015). Các yếu tố ảnh hưởng đến thanh khoản các ngân hàng thương mại Việt Nam. Tạp chí Phát 
triển và Hội nhập, 23, 33-49. 
Wahlen, J. (1994). The nature of information in commercial bank loan loss disclosure. The Accounting Review, 69, 
455-478. 
Yeh, T. (2010). Bank loan-loss provisions decisions: Empirical analysis of Taiwanese banks. Journal of Fiancial 
Services Marketing,14(4), 278–289.