ƢỚC LƢỢNG VÀ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH

5. Bố cục đề tài

2.5. ƢỚC LƢỢNG VÀ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH

2.5.1. Kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến

Đa cộng tuyến là hiện tƣợng tồn tại mối quan hệ ở mức độ cao giữa các biến độc lập (biến giải thích). Khi các biến độc lập xuất hiện đa cộng tuyến thì có sự chồng chéo hay phân chia khả năng dự đoán, điều này có thể dẫn đến kết quả nghịch lý là tuy mô hình hồi quy thích hợp với dữ liệu nhƣng không có biến dự báo nào có sự ảnh hƣởng đáng kể trong việc dự báo biến phụ thuộc. Nhƣ vậy, đa cộng tuyến làm giảm khả năng dự báo riêng biệt của biến độc lập ở bất kỳ phạm vi nào bởi nó đƣợc kết hợp với các biến độc lập khác. Để phát hiện đƣợc hiện tƣợng này, ta dựa vào hệ số phóng đại phƣơng sai VIF (Variance Inflation Factor). Hệ số nhân tử phóng đại phƣơng sai VIF đƣợc tính toán bằng 1/(1-R2) từ phƣơng trình hồi quy phụ của biến độc lập thứ i theo những biến độc lập còn lại. Thông thƣờng VIF > 10 là xảy ra đa cộng tuyến.

2.5.2. Ƣớc lƣợng mô hình

Luận văn sử dụng mô hình hồi quy logit để phân tích các yếu tố tác động đến kiệt quệ tài chính của doanh nghiệp. Mô hình sử dụng phƣơng pháp nội suy để kiểm định mô hình ở độ trễ 1 năm (t-1) và 2 năm (t-2) với hiệu ứng cố định (fixed effect) và đƣợc kiểm soát bởi yếu tố ngành. Những yếu tố tác động đến kiệt quệ tài chính có thể không biểu hiện sự tác động ngay ở năm quan sát mà có một độ trễ nhất định. Việc sử dụng phƣơng pháp nội suy giúp mô hình không bỏ sót những yếu tố có tác động đến kiệt quệ tài chính nhƣng có một độ trễ nhất định.

2.5.3. Đo lƣờng độ phù hợp của mô hình

Trong mô hình hồi quy Logit, để kiểm định độ phù hợp tổng quát ta sẽ dùng kiểm định Chi-square để kiểm định các hệ số của mô hình khi giả thuyết rằng



0 = 

1 = ... = 

k = 0.

Kiểm định ý nghĩa của các hệ số: Wald Chi-Square là đại lƣợng dùng để kiểm định ý nghĩa thống kê của hệ số hồi quy tổng thể, khi 

0 và 

1 bằng 0 thì tỷ lệ chênh lệch giữa các xác suất sẽ bằng 0 hay xác suất để sự kiện xảy ra (Y=1) hay không xảy ra (Y=0) là nhƣ nhau, khi đó dự đoán không còn ý nghĩa.

2.5.4. Kiểm định sự khác biệt

Kiểm định t-test trung bình hai mẫu đƣợc sử dụng để kiểm tra xem giá trị trung bình của một biến ở hai mẫu độc lập có bằng nhau không. Trong kiểm định này, tác giả muốn xem xét các biến sử dụng trong mô hình nghiên cứu có khác nhau giữa hai nhóm kiệt quệ tài chính và không kiệt quệ tài chính hay không. Nghĩa là các biến nghiên cứu trong mô hình có thể tạo ra kiệt quệ tài chính hay không.

Với giả thiết H0: Biến (i) không có sự khác biệt trong hai nhóm quan sát doanh nghiệp có kiệt quệ tài chính và doanh nghiệp không có kiệt quệ tài chính.

Với (i) lần lƣợt là các biến từ 1 đến 9 trong mô hình nghiên cứu.

Nếu p-value<0.05, bác bỏ giả thiết H0 nghĩa là sự tác động của biến (i) đến kiệt quệ tài chính là có sự khác biệt trong hai nhóm quan sát có kiệt quệ và không có kiệt quệ tài chính.

2.5.5. Đo lƣờng hiệu ứng cận biên

Sau khi thực hiện hồi quy mô hình Logit, ta có đƣợc giá trị của các hệ số ƣớc lƣợng. Tuy nhiên, các hệ số hồi quy trong mô hình Logit không cung cấp thông tin rõ ràng trong việc xác định mức độ thay đổi xác suất để biến phụ thuộc bằng 1 khi biến độc lập thay đổi một đơn vị, điều mà có thể suy ra dễ dàng từ hệ số hồi quy trong mô hình hồi quy tuyến tính. Hƣớng để tìm ra tác động cận biên của từng biến độc lập lên xác suất để biến phụ thuộc bằng 1 là tiến hành lấy vi phân phƣơng trình đã tìm ra lần lƣợt theo từng biến đang cần

xem xét. Dựa vào phƣơng trình vi phân ta có thể phát biểu ý nghĩa hệ số hồi quy: tại một giá trị biến độc lập cho trƣớc, luôn tìm ra đƣợc sự thay đổi xác suất để biến phụ thuộc bằng 1 khi biến độc lập thay đổi một đơn vị, trong điều kiện các biến độc lập còn lại đƣợc giữ cố định ở giá trị trung bình.

2.6. DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU

2.6.1. Lựa chọn mẫu nghiên cứu

Lựa chọn mẫu nghiên cứu: mẫu bao gồm 151 doanh nghiệp phi tài chính đƣợc niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh tính đến hết thời điểm 31/12/2016. Các doanh nghiệp đƣợc lựa chọn phải có báo cáo tài chính trong khoảng thời gian nghiên cứu đã đƣợc kiểm toán và có số liệu đầy đủ tối thiểu trong hai năm. Do thời gian thực hiện và khả năng thu thập của tác giả có hạn nên mới chỉ dừng lại ngẫu nhiên ở con số 151 doanh nghiệp. Số lƣợng doanh nghiệp trong mẫu vẫn có thể đƣợc mở rộng thêm để tăng tính chính xác của nghiên cứu.

Quy trình chọn mẫu: Thông qua danh sách các doanh nghiệp niêm yết trên HOSE, tác giả liệt kê tất cả các doanh nghiệp có giao dịch từ năm 2009 trở về sau, loại bỏ các doanh nghiệp tài chính và doanh nghiệp chỉ có giao dịch một năm ra khỏi mẫu. Kiểm tra báo cáo tài chính của doanh nghiệp để xem xét các doanh nghiệp có đầy đủ dữ liệu cần thiết cho nghiên cứu hay không và đã đƣợc kiểm toán hay chƣa. Loại bỏ những doanh nghiệp có báo cáo tài chính chƣa đƣợc kiểm toán hoặc báo cáo tài chính chƣa có đầy đủ dữ liệu cần thiết cho nghiên cứu ra khỏi mẫu.

2.6.2. Thu thập dữ liệu nghiên cứu

Nhóm yếu tố tài chính: đối với các biến độc lập là các tỷ số tài chính: dữ liệu đƣợc lấy từ các báo cáo tài chính cuối năm tài chính đã đƣợc kiểm toán của các doanh nghiệp trong mẫu, kỳ dữ liệu là một năm. Dựa vào cách tính của các biến độc lập nhƣ đã trình bày ở mục a của phần 2.3.2. Biến độc lập,

tác giả thực hiện việc thu thập các dữ liệu tƣơng ứng từ các báo cáo: Bảng cân đối kế toán, Báo cáo tình hình hoạt động kinh doanh, Báo cáo lƣu chuyển tiền tệ của doanh nghiệp để lập bảng dữ liệu liên quan đến các biến số tài chính.

Nhóm yếu tố thị trƣờng: đối với các biến độc lập là các yếu tố thị trƣờng: dữ liệu đƣợc lấy từ lịch sử giao dịch cổ phiếu đƣợc tổng hợp và công bố trên website Công ty cổ phần chứng khoán VNDIRECT. Thời điểm xác định dữ liệu vào ngày giao dịch cuối cùng của mỗi năm. Cụ thể dữ liệu thu thập ở đây chính là giá cổ phiếu. Dựa vào công thức tính đã trình bày ở mục b của phần 2.3.2. Biến độc lập, tác giả xác định đƣợc biến quy mô doanh nghiệp và giá trị vốn hóa trị trƣờng trên tổng nợ của doanh nghiệp.

Nhóm yếu tố môi trƣờng kinh tế vĩ mô: dữ liệu đƣợc tham chiếu từ số liệu trên trang web Quỹ tiền tệ thế giới IMF. Tác giả thu thập số liệu chỉ số giá tiêu dùng CPI và chỉ số lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn một năm (Treasure bill rate) từng năm trong giai đoạn từ 2009 đến 2016. Dựa công thức tính đã trình bày ở mục c của phần 2.3.2. Biến độc lập, tác giả xác định đƣợc biến liên quan.

KẾT LUẬN CHƢƠNG 2

Từ cơ sở lý thuyết và kết quả nghiên cứu đã trình bày trong chƣơng 1, trong chƣơng này tác giả đƣa ra cách xác định biến phụ thuộc và gồm 9 biến độc lập có khả năng ảnh hƣởng đến kiệt quệ tài chính của doanh nghiệp theo 3 nhóm nhân tố tài chính, thị trƣờng và môi trƣờng kinh tế vĩ mô.

Mô hình nghiên cứu dựa theo nghiên cứu gốc của Tinoco và Wilson (2013). Tác giả tiến hành kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến để kiểm tra sự tồn tại mối quan hệ ở mức độ cao giữa các biến độc lập. Luận văn thực hiện phƣơng pháp nội suy dữ liệu bảng mô hình hồi quy logit với hiệu ứng cố định (fixed effect) và kiểm soát theo ngành, ƣớc lƣợng mô hình qua hai mốc thời gian: thời gian với độ trễ 1 năm (t-1) và thời gian với độ trễ 2 năm (t-2) để xem xét sự tác động của các biến độc lập lên xác suất kiệt quệ tài chính; thực hiện đo lƣờng độ phù hợp của mô hình, kiểm định sự khác biệt để xem xét các yếu tố tác động đến kiệt quệ tài chính ở hai khía cạnh doanh nghiệp có kiệt quệ tài chính và không có kiệt quệ tài chính, đo lƣờng hiệu ứng cận biên để xem xét sự tác động của các yếu tố đến kiệt quệ tài chính.

CHƢƠNG 3

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

3.1.1. Thực trạng kiệt quệ tài chính của các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh

Trong những năm vừa qua Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh đã thông báo đƣa một loạt cổ phiếu niêm yết vào diện cảnh báo do hoạt động kinh doanh của các công ty trên báo cáo tài chính năm bị âm. Hệ quả là một số cổ phiếu đã bị tạm ngừng giao dịch hoặc chỉ đƣợc giao dịch ở đợt khớp lệnh xác định giá đóng cửa mỗi phiên. Rủi ro của chứng khoán niêm yết khi bị đƣa vào diện cảnh báo hoặc kiểm soát là chứng khoán sẽ bị tạm ngừng giao dịch và không đƣợc giao dịch ký quỹ cho đến khi các tổ chức niêm yết khắc phục đƣợc nguyên nhân dẫn đến chứng khoán bị kiểm soát.

Theo quy chế niêm yết tại Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh, chứng khoán niêm yết đƣa vào diện bị kiểm soát khi xảy ra một trong các trƣờng hợp nhƣ: vốn điều lệ đã góp của tổ chức niêm yết giảm xuống dƣới 120 tỷ đồng Việt Nam tính theo giá trị ghi trên báo cáo tài chính hai năm liên tiếp, lợi nhuận sau thuế trên báo cáo tài chính kiểm toán năm kế tiếp của công ty là số âm hai năm liên tiếp, lỗ lũy kế vƣợt quá vốn điều lệ thực góp tại báo cáo tài chính bán niên soát xét gần nhất, tổ chức niêm yết ngừng hoặc bị ngừng các hoạt động sản xuất kinh doanh chính từ 9 tháng trở lên.

Cũng theo quy chế thì các doanh nghiệp sẽ bị hủy niêm yết khi tổ chức niêm yết không còn đáp ứng đƣợc một trong các điều kiện niêm yết quy định tại Điểm a, d Khoản 1 Điều 53 Nghị định số 58/2012/NĐ-CP đối với cổ phiếu trong thời hạn một năm và kết quả sản xuất, kinh doanh bị thua lỗ trong ba năm liên tục hoặc tổng số lỗ luỹ kế vƣợt quá số vốn điều lệ thực góp trong báo cáo tài chính kiểm toán năm gần nhất trƣớc thời điểm xem xét.

Bài viết thực hiện thống kê các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh từ năm 2013 đến năm 2017 và đƣợc kết quả nhƣ bảng 3.1.

Bảng 3.1. Số lƣợng công ty niêm yết rơi vào diện cảnh báo, kiểm soát, hủy niêm yết trên HOSE 2013-2017

Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh

Tình trạng 2013 2014 2015 2016 2017

Cảnh báo 43 49 1 3 27

Kiểm soát 10 18 10

Kiểm soát đặc biệt 2 1 2

Tạm ngừng giao dịch 9 3

Hủy niêm yết 16 8 17 14 25

Xét trong 3 năm gần đây nhất, việc hủy niêm yết của các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh vào năm 2015 diễn ra khá nhiều với 17 trƣờng hợp hủy, tăng so với năm 2014 (8 trƣờng hợp hủy niêm yết), nguyên nhân là để thực hiện tái cấu trúc và do kinh doanh yếu kém. Khối lƣợng cổ phiếu hủy niêm yết là 517,080,271 cổ phiếu, tăng 116.6%. Đến năm 2016 số lƣợng công ty hủy niêm yết có giảm đi so với năm 2015 với 14 trƣờng hợp hủy niêm yết bắt buộc. Nguyên nhân chủ yết là do doanh nghiệp thua lỗ 3 năm liên tiếp (2013-2015), lỗ lũy kế vƣợt vốn điều lệ thực góp vào thời điểm cuối năm 2015, vi phạm công bố thông tin nghiêm trọng. Trong năm 2017 đã có 25 trƣờng hợp công ty hủy niêm yết và đến 27 trƣờng hợp rơi vào tình trạng cảnh báo. Nguyên nhân các cổ phiếu bị hủy niêm yết bắt buộc là do lợi nhuận sau thuế sau kiểm toán âm trong ba năm liên tiếp và hàng chục cổ phiếu đang đứng trƣớc nguy cơ phải rời sàn chủ yếu do kinh doanh thua lỗ, mặc dù trong năm 2017 thị trƣờng chứng khoán sôi

động, giá trị giao dịch tăng cao, chỉ số chứng khoán liên tục tiến lên các mức mới so với nhiều năm trƣớc. Chỉ số VN-index trên HOSE hiện vƣợt ngƣỡng 720 điểm, cao nhất trong 9 năm và tăng khoảng 10% so với cuối năm 2016. Tuy nhiên giao dịch chỉ tập trung vào một nhóm nhỏ cổ phiếu. Khoảng 1/3 số cổ phiếu của các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán có thanh khoản rất thấp, thậm chí không có giao dịch. Bên cạnh đó, có rất nhiều cổ phiếu không tăng giá. Nguyên nhân dẫn đến tình trạng cổ phiếu có tính thanh khoản thấp chủ yếu là do kết quả kinh doanh không tƣơng xứng với quy mô vốn của doanh nghiệp, một bộ phận doanh nghiệp thua lỗ. Theo thống kê, năm 2016, trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh có 6% số doanh nghiệp thua lỗ. Qua đó có thể thấy, nếu các doanh nghiệp không nhanh chóng cải thiện kết quả hoạt động kinh doanh trong năm 2017, số lƣợng các doanh nghiệp có nguy cơ sớm phải rời sàn do lỗ lũy kế lớn sẽ là một con số không hề nhỏ.

Theo báo cáo của Tổng cục thống kê với chủ đề “Báo cáo kết quả rà soát số lƣợng doanh nghiệp năm 2012” đã làm một khảo sát về các nguyên nhân khiến doanh nghiệp phá sản. Kết quả cho thấy trong tổng số doanh nghiệp đƣợc hỏi có 69.9% số doanh nghiệp phản ánh nguyên nhân chính làm cho các doanh nghiệp phá sản giải thể là do sản xuất kinh doanh thua lỗ; 28.2% phản ánh do nguyên nhân thiếu vốn, 14.7% phản ánh nguyên nhân không tiêu thụ đƣợc sản phẩm, 11.7% doanh nghiệp khó khăn về địa điểm sản xuất kinh doanh và 4.6% doanh nghiệp phải đóng cửa để thành lập doanh nghiệp mới, chuyển đổi ngành nghề sản xuất kinh doanh, 4.6% doanh nghiệp đóng cửa để sáp nhập với doanh nghiệp khác.¹

Qua đó ta có thể thấy các yếu tố nội sinh thể hiện qua các biến chỉ số tài

chính đóng một vai trò chủ chốt trong việc tác động đến kiệt quệ tài chính của doanh nghiệp. Bên cạnh đó, các biến về thị trƣờng và môi trƣờng kinh tế vĩ mô cũng gia tăng mức độ giải thích khi kết hợp cùng với biến tài chính trong mô hình hiệu chỉnh xác định mức độ tác động lên kiệt quệ tài chính của doanh nghiệp.

Trong năm 2011 đã có thời điểm Việt Nam nằm trong nhóm các quốc gia có mức lạm phát cao nhất thế giới, nói một cách khác, lạm phát là một trong những vấn đề nổi cộm của nền kinh tế Việt Nam năm 2011. Đầu năm 2011, lạm phát Việt Nam khởi điểm 7% so với cùng kỳ năm 2010 thì đúng 3 tháng sau đó, cuối tháng 4 năm 2011, Tổng cục thống kê Việt Nam chính thức thông báo lạm phát hay chỉ số giá tiêu dùng (CPI) nhảy vọt lên mức gần 18% so với một năm trƣớc đó. Với mức tăng xấp xỉ gần 18%, tốc độ leo thang của giá cả đƣợc cho là nhanh nhất kể từ năm 2008. Tuy nhiên, lạm phát Việt Nam vẫn chƣa dừng lại ở đó. Lạm phát vào tháng 7 năm 2011 lên đến đỉnh điểm, tăng hơn 22% so với cùng kỳ năm 2010 và tăng xấp xỉ 15% so với ngày đầu tiên của năm 2011. Lạm phát của Việt Nam lúc này ở mức cao nhất châu Á và đứng thứ hai trên thế giới, chỉ sau Venezuela. Lạm phát bắt đầu có dấu hiệu