6. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
2.3. CHỌN MẪU VÀ PHƢƠNG PHÁP XÂY DỰNG MÔ HÌNH
2.3.1. Chọn mẫu
Dữ liệu đƣợc lấy từ 57 công ty ngành Bất động sản có cổ phiếu niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam bao gồm hai sở giao dịch là sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội.
Các doanh nghiệp này đƣợc lựa chọn trên hai tiêu chí là: (1) Các doanh nghiệp đƣợc xếp vào nhóm ngành Bất động sản và (2) Các doanh nghiệp niêm yết này cung cấp thông tin đầy đủ trên báo cáo tài chính trong 4 năm 2010 - 2011 - 2012 và 2013. Phụ lục 1 mô tả Danh sách 57 công ty trong mẫu nghiên cứu
2.3.2. Phƣơng pháp xây dựng mô hình nghiên cứu
a) Mô hình thực nghiệm
Để xác định các nhân tố ảnh hƣởng đến cấu trúc tài chính của các công ty trong mẫu nghiên cứu tác giả sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính bội dựa trên nguyên tắc bình phƣơng nhỏ nhất với sự hỗ trợ của phần mềm thống kê Eviews 6.0 để nghiên cứu các nhân tố ảnh hƣởng đến cấu trúc tài chính của các công ty ngành Bất động sản niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Mô hình hồi quy tổng thể có dạng
Trong đó: X1, X2,.., Xn: là biến độc lập của mô hình Y: Biến phụ thuộc
: Hệ số chặn
,β2,..., βn: Các tham số của mô hình Ε: Sai số của mô hình
b) Quy trình nghiên cứu
Quy trình nghiên cứu bao gồm các bƣớc sau:
Bước 1: Lựa chọn các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính các công ty ngành bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Dựa trên các lý thuyết tài chính cũng nhƣ các nguyên cứu thực nghiệm trƣớc đây có liên quan đến đề tài, kết hợp với phân tích đặc điểm riêng của ngành Bất động sản đề tài chọn ra 8 nhân tố để phân tích mối quan hệ giữa
doanh nghiệp, cấu trúc tài sản, hiệu quả hoạt động, rủi ro kinh doanh, sự tăng trƣởng của doanh nghiệp, khả năng thanh khoản của doanh nghiệp, thời gian hoạt động, và hình thức sở hữu của doanh nghiệp.
Bước 2: Thu thập dữ liệu
Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu này đƣợc lấy từ Báo cáo tài chính đã đƣợc kiểm toán của các công ty bao gồm: Bảng cân đối kế toán, Báo cáo kết quả kinh doanh, bảng các chỉ số tài chính và thuyết minh báo cáo tài chính. Mẫu nghiên cứu bao gồm số liệu trong khoản thời gian 4 năm (từ 2010 đến 1013) của 57 công ty cổ phần bất động sản niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Đƣợc thu thập từ của các trang thông tin điện tử của các sở giao dịch chứng khoán và của các công ty chứng khoán.
Bước 3: Mã hóa các biến
Bảng 2.2: Bảng mã hóa các biến
Nhân tố Biến mã hóa
Biến phụ thuộc Cấu trúc tài chính Tỷ suất nợ Y
Biến Độc lập
Quy mô doanh nghiệp Doanh thu Vốn chủ sở hữu
X1 X2 Cấu trúc tài sản Tỷ trọng tài sản cố định X3
Hiệu quả hoạt động RE X4
Rủi ro kinh doanh Hệ số biến thiên ROA X5 Sự tăng trƣởng của doanh nghiệp Tốc độ tăng trƣởng tài sản X6 Khả năng thanh khoản Chỉ số thanh toán nợ ngắn hạn X7
Thời gian hoạt động Thời gian hoạt động của doanh nghiệp
X8
Bước 4: Kiểm tra dữ liệu trước khi phân tích hồi quy
Về phƣơng diện lý thuyết, tính chính xác của mô hình hồi quy bội đƣợc xây dựng dựa vào giả thuyết là dữ liệu nghiên cứu thu thập đƣợc phải tuân theo quy luật phân phối chuẩn. Vì vậy tác giả kiểm tra tính phân phối chuẩn của các biến bằng cách dùng kiểm định:
H0: Các dữ liệu nghiên cứu tuân theo quy luật phân phối chuẩn
H1: Các dữ liệu nghiên cứu không tuân theo quy luật phân phối chuẩn Nếu mức ý nghĩa Probability>0,05 thì giả thuyết H0 đƣợc chấp nhận Đối với những biến không tuân theo quy luật phân phối chuẩn tác giả sử dụng phƣơng pháp logarit cơ số 10 để xử lý đƣa về dạng phân phối chuẩn. Nhƣ vậy, sau khi xử lý số liệu các biến của mô hình đều tuân theo quy luật phân phối chuẩn. Trong các bƣớc tiếp theo khi phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến cấu trúc vốn đề tài sử dụng số liệu đã xử lý để phân tích nhằm tăng tính chuẩn của dữ liệu.
Bước 5: Xác định mối quan hệ tương quan giữa các biến bằng cách tính hệ số tương quan r.
Để phân tích mối tƣơng quan giữa các biến có thể dùng hệ số tƣơng quan cặp r (pearson Corelation Coeficient) theo công thức sau:
Trong đó: xi, yi là giá trị biến
là giá trị trung bình mẫu
δx, δy là độ lệch chuẩn của các biến
Hệ số này phản ánh mối quan hệ tƣơng quan của các biến nhƣ sau: + Dấu của r phản ánh chiều của mối quan hệ giữa các biến, nếu r>o thể hiện quan hệ tƣơng quan giữa hai biến là cùng chiều, r<0 thể hiện quan hệ ngƣợc
+ Giá trị của r: |r| ≤1 biểu hiện cƣờng độ của quan hệ, nếu: |r| càng gần bằng 1 phản ánh mối quan hệ càng chặt chẽ |r| càng xa 1 phản ánh mối quan hệ càng lỏng lẻo
|r| gần bằng 0 thì giữa hai biến không có mối quan hệ
Bước 6: Xác định các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính của các doanh nghiệp bằng cách phân tích hồi quy tuyến tính đơn, hồi quy tuyến tính bội giữa các nhân tố với tỷ suất nợ và sau đó xây dựng mô hình hồi quy.
Phân tích hồi quy tuyến tính đơn nhằm tìm ra mối quan hệ giữa hai biến số (1 biến giải thích và một biến phụ thuộc)
Phân tích hồi quy tuyến tính bội nhằm xác định mức độ ảnh hƣởng của các nhân tố đến tỷ suất nợ của các công ty cổ phần ngành bất động sản niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Trên cơ sở đánh giá sự tồn tại mối quan hệ tƣơng quan tuyến tính giữa các biến ngẫu nhiên để xác định mô hình hồi quy. Trong đề tài này tác giả sử dụng phƣơng pháp loại trừ dần (Backward) để xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính giữa các nhân tố ảnh hƣởng và tỷ suất nợ, nhằm đảm bảo các điều kiện của phân tích hồi quy nhƣ loại trừ hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Từ kết quả hồi quy tuyến tính bội ta xác định đƣợc sự tồn tại của các biến độc lập trong mô hình và mức độ ảnh hƣởng qua hệ số góc của chúng.
Bước 7: Kiểm định sự quy phạm các giả định của mô hình và đưa ra kết quả nghiên cứu của đề tài.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 2
Trong chƣơng này, đề tài đã khái quát đƣợc tình hình phát triển của thị trƣờng bất động sản Việt Nam và những đặc điểm riêng của thị trƣờng bất động sản để thấy đƣợc bức tranh toàn cảnh của thị trƣờng bất động sản. Ngoài ra đề tài còn khái quát về đặc điểm của ngành bất động sản và đặc điểm của thị trƣờng tín dụng bất động sản. Từ đó, sẽ có cái nhìn chính xác hơn về cấu trúc tài chính và các nhân tố ảnh hƣởng đến cấu trúc tài chính của các công ty cổ phần ngành bất động sản niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam.
Trên cơ sở các nhân tố ảnh hƣởng đã đề cập ở chƣơng 1 kết hợp với đặc điểm riêng của ngành, đề tài đã chọn ra các nhân tố ảnh hƣởng đến cấu trúc tài chính của các công ty ngành bất động sản niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam bao gồm: Quy mô doanh nghiệp, cấu trúc tài sản, hiệu quả hoạt động, rủi ro kinh doanh, sự tăng trƣởng của doanh nghiệp, khả năng thanh khoản, thời gian hoạt động và hình thức sở hữu của doanh nghiệp.
CHƢƠNG 3
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC NHÂN TỐ ĐẾN CẤU TRÚC TÀI CHÍNH CỦA CÁC CÔNG TY NGÀNH BẤT ĐỘNG SẢN NIÊM YẾT TRÊN
THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
3.1. THỰC TRẠNG VỀ CẤU TRÚC TÀI CHÍNH CỦA CÁC CÔNG TY CỔ PHẦN NGÀNH BẤT ĐỘNG SẢN NIÊM YẾT TRÊN THỊ CỔ PHẦN NGÀNH BẤT ĐỘNG SẢN NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM.
Nhƣ đã đề cập trong chƣơng 1, để đo lƣờng cấu trúc tài chính thông thƣờng hay sử dụng các chỉ tiêu tỷ suất nợ, tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu. Ngoài ra, đề tài còn xét đến cơ cấu các khoản nợ để thấy đƣợc mục đích sử dụng vốn của doanh nghiệp. Tuy nhiên, khi nghiên cứu các vấn đề về vốn, xét trong quá trình huy động và sử dụng vốn hƣớng đến mục tiêu gia tăng giá trị doanh nghiệp thì tỷ suất nợ đƣợc xem nhƣ là một chỉ tiêu cơ bản để đo lƣờng thích hợp nhất cấu trúc tài chính của doanh nghiệp.
Tỷ suất nợ bình quân của các công ty cổ phần ngành bất động sản niêm yết trên Thị trƣờng chứng khoán Việt Nam trong 4 năm 2010 đến 2013 đƣợc thể hiện trong bảng 3.1
Bảng 3.1: Tỷ suất nợ bình quân từ năm 2010 đến 2013 của các DN trong mẫu. Đơn vị tính: % Chỉ tiêu TB Var 2010 2011 2012 2013 Tỷ suất nợ 53.95662 245.0621 52.73982 54.1307 54.66351 54.29246 Tỷ suất nợ ngắn hạn 35.28541 227.1879 35.76101 36.2101 34.81882 34.35171 Tỷ suất nợ dài hạn 18.67121 210.9023 16.97882 17.9206 19.84469 19.94075
Qua bảng số liệu 3.1 ta thấy, tỷ lệ nợ bình quân của các công ty ngành bất động sản là 53.95%, nghĩa là có 53.95% tài sản của các công ty này đƣợc hình thành từ nợ. Theo thống kê cho thấy có 61,4% doanh nghiệp có tỷ số nợ trên 50%. Điều này nói lên rằng đa số các công ty ngành Bất động sản có cơ cấu tài chính nhiều rủi ro với tỷ số nợ khá cao.
Mặc dù cùng hoạt động trong cùng lĩnh vực nhƣng các công ty ngành bất động sản lại có một tỷ suất nợ rất khác nhau, có công ty có tỷ suất nợ rất cao lên đến 84,88% (SC5) trong khi đó có công ty có tỷ suất nợ rất thấp chỉ 10,96% (IDJ). Nhƣ vậy mỗi công ty sẽ có 1 chính sách vay nợ khác nhau tùy vào từng điều kiện cụ thể của mỗi công ty.
Khi tỷ suất nợ cao công ty dễ lâm vào tình trạng kiệt quệ tài chính nếu nền kinh tế gặp phải suy thoái. Nhƣng các công ty đều chịu rủi ro đến một mức độ nào đó và không phải lúc nào cứ ít rủi ro đều tốt. Do đó, không có một tỷ suất nợ tốt cho mọi công ty vì nó sẽ thay đổi theo từng giai đoạn kinh doanh của công ty mà nhà quản trị sẽ điều chỉnh tỷ suất nợ phù hợp.
Tỷ suất nợ của công ty qua các năm cũng không có sự biến động nhiều điều này cho thấy các công ty ngành bất động sản không có sự thay đổi nhiều trong cấu trúc tài chính của mình. Qua các năm, tỷ số nợ bình quân vẫn ở mức trên 50% cho thấy cấu trúc tài chính của các công ty ngành bất động sản niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam phần lớn là nghiên về nợ vay điều này là hoàn toàn phù hợp với đặc điểm của ngành.
Để nghiên cứu cấu trúc tài chính của doanh nghiệp ngoài việc xem xét tỷ suất nợ thì cũng cần thiết phải xem xét sự kết hợp giữa các khoản nợ dài hạn và nợ ngắn hạn của doanh nghiệp. Vì việc sử dụng nợ ngắn hạn hay dài hạn là phụ thuộc vào mục đích tài trợ vốn cho tài sản ngắn hạn hay tài sản dài hạn.
Qua bảng 3.1 ta thấy, tỷ suất nợ dài hạn bình quân là 18.67% thì tỷ suất nợ ngắn hạn là 35.28% cao gấp hai lần so với tỷ suất nợ dài hạn. Điều này chứng tỏ các công ty chủ yếu sử dụng nợ ngắn hạn cho đầu tƣ trong khi đó ngành bất động sản có đặc thù là đầu tƣ bất động sản, xây dựng kéo dài. Đây là biểu hiện của sự mất cân đối trong cơ cấu đầu tƣ và cơ cấu tài chính của doanh nghiệp. Vốn ngắn hạn chiếm tỷ trọng lớn sẽ hạn chế khả năng đầu tƣ dài hạn của các công ty và còn chứa đựng nhiều rủi ro về khả năng thanh toán.
Ngoài ra so sánh tỷ suất nợ bình quân giữa hai sàn ta thấy có sự khác nhau về chính sách sử dụng nợ giữa các công ty bất động sản niêm yết trên sàn chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và các công ty bất động sản niêm yết trên sàn chứng khoán Hà Nội. Cụ thể, các công ty bất động sản niêm yết trên sàn HOSE có tỷ suất nợ bình quân là 55.57% cấu trúc tài chính nghiên về sử dụng nợ nhiều hơn, trong khi các công ty niêm yết trên sàn HNX thì tỷ suất nợ bình quân là 48.48% cấu trúc tài chính nghiên về sử dụng vốn chủ sở hữu nhiều hơn (theo bảng 3.2).
Cũng theo bảng 3.2 ta thấy, các công ty bất động sản niêm yết trên cả hai sàn đều có tỷ suất nợ ngắn hạn cao hơn rất nhiều so với tỷ suất nợ dài hạn. Nguyên nhân là trong giai đoạn này Chính phủ thực hiện chính sách thắt chặt tiền tệ nên lãi suất cho vay cao, đặc biệt là lãi suất cho vay trung và dài hạn rất cao, và các doanh nghiệp gặp nhiều khó khăn trong việc tiếp cận nguồn vốn vay trung và dài hạn. Vì vậy, các công ty này chủ yếu sử dụng nợ ngắn hạn để đầu tƣ.
Bảng 3.2: So sánh tỷ suất nợ giữa hai sàn HOSE và HNX Chỉ tiêu
TB VAR
HOSE HNX HOSE HNX
Tỷ suất nợ 55.57 48.48 176.39 469.47
Tỷ suất nợ dài hạn 19.78 14.9 147.78 434.80
Nhƣ vậy, có thể nói đặc trƣng của các công ty ngành bất động sản là đầu tƣ dài hạn, hàng tồn kho cao nhƣng phần lớn các công ty bất động sản niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam lại phụ thuộc quá nhiều vào nợ và lại là nợ ngắn hạn nên có nguy cơ tiềm ẩn những rủi ro về khả năng thanh toán. Để nghiên cứu kỹ hơn về thực trạng cấu trúc tài chính của các công ty cổ phần ngành bất động sản niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam thông qua việc phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến cấu trúc tài chính của các công ty này trong phần tiếp theo.
3.2. KẾT QUẢ XÁC ĐỊNH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN CẤU TRÚC TÀI CHÍNH CỦA CÁC CÔNG TY NGÀNH BẤT ĐỘNG SẢN TRÚC TÀI CHÍNH CỦA CÁC CÔNG TY NGÀNH BẤT ĐỘNG SẢN NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM.
3.2.1. Kiểm tra dữ liệu
Bảng 3.3: Bảng kiểm tra tính chuẩn của các biến và kết quả xử lý số liệu
Biến JB Probability Độ tin
cậy JB Xử lý Probability X1 2004.309 0.000000 5% 0.332 log10 0.847111 X2 299.561 0.000000 2.205 log10 0.332032 X3 22.298 0.000014 4.159 log10 0.125015 X4 4570.187 0.000000 11.595 log10 0.003035 X5 481.449 0.000000 1.744 log10 0.418141 X6 66.712 0.000000 1.042 log10 0.593935 X7 26.432 0.000002 0.715 log10 0.69944 X8 19.029 0.000074 2.699 log10 0.259241 X9 24.802 0.000004 2.090 log10 0.351644
Ta dùng kiểm định phân phối chuẩn U. trong kiểm định này thống kê JB (Jarque-Bera) đƣợc dùng để kiểm định xem dữ liệu của các biến có tuân theo quy luật phân phối chuẩn hay không? Đồ thị phân phối chuẩn xem phần phụ lục 2, kết quả kiểm định JB đƣợc tổng hợp lại trong bảng 3.3
Ta tiến hành kiểm định giả thuyết:
H0: Các dữ liệu nghiên cứu tuân theo quy luật phân phối chuẩn
H1: Các dữ liệu nghiên cứu không tuân theo quy luật phân phối chuẩn Nếu xác suất của thống kê Jarque-Bera nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% thì bác bỏ giả thuyết H0 hay dữ liệu nghiên cứu không tuân theo quy luật phân phối chuẩn.
Từ bảng 3.3 ta thấy, tất cả các biến đều có giá trị Prob <0.05 nghĩa là dữ liệu nghiên cứu của các biến không tuân theo quy luật phân phối chuẩn. Nên cần thiết phải điều chỉnh để các biến này có phân phối chuẩn trƣớc khi thực hiện phân tích hồi quy.
Ta xử lỷ số liệu bằng cách logarit cơ số 10 cho tất cả các biến. Và bảng kiểm tra tính chuẩn của các biến sau khi xử lý số liệu cho kết quả ở bảng 3.3 nhƣ trên.
3.2.2. Phân tích hệ số tƣơng quan từng phần và lựa chọn biến đƣa vào mô hình