SIZE Hệ số tƣơng quan 1 -0,119 0,098 0,003 -0,075 -0,129 0,230**
Mức nghĩa
0,183 0,275 0,975 0,401 0,147 0,009
PRO Hệ số tƣơng quan
1 -0,150 0,003 -0,054 -0,015 -0,430**
Mức nghĩa
0,093 0,971 0,543 0,868 0,000
TANG Hệ số tƣơng quan
1 -0,212* -0,190* -0,127 0,141
Mức nghĩa
0,017 0,033 0,156 0,114
GRO Hệ số tƣơng quan 1 0,039 0,063 -0,167
Mức nghĩa
0,666 0,483 0,060
UNI Hệ số tƣơng quan
1 -0,209* 0,191*
Mức nghĩa
0,019 0,032
LIQ Hệ số tƣơng quan
1 -0,499**
Mức nghĩa
0,000 L_TA Hệ số tƣơng quan
1
Mức nghĩa
** Tƣơng quan với mức nghĩa 0,01. * Tƣơng quan với mức nghĩa 0,05.
Nguồn: Hệ số tƣơng quan tính t phần mềm SPSS (phụ lục 6.1).
Vậy mơ hình hồi quy tuyến tính các nhân tố tác động đến tỷ lệ n của doanh nghiệp Việt Nam nhƣ sau: L_T = β0+ β1 S ZE + β2 PRO + β3 UNI +β4 LIQ + ε
Kiểm định hệ số hồi quy của t ng biến nhằm kiểm tra mỗi biến bằng 0 hay khác 0. Với mỗi biến, giả thuyết H0: β1 = 0 tức là hệ số hồi quy của biến này bằng 0, giả thiết H1: β1 khác 0 tức là hệ số hồi quy của biến này khác 0. Kết quả cho thấy biến SIZE, UNI có mức nghĩa Sig lần lƣ t là 0,069 ; 0,254 (bảng 3.8) lớn hơn 0,05 nên khơng có nghĩa thống kê, do đó các biến S ZE, UN đƣ c loại khỏi mơ hình. Sau khi hồi quy với các biến PRO, LIQ cho thấy các hệ số hồi quy β của các biến này đều có các mức nghĩa Sig tƣơng ứng nhỏ hơn 0,05 (Bảng 3.8) nên bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng hệ số hồi quy β của t ng biến bằng 0, tức là chấp nhận giả thuyết hệ số hồi quy của biến PRO, LIQ khác 0.
Bảng 3.8 Hệ số hồi quy và mức ý nghĩa của các biến giả thuyết có liên quan
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .354 .173 2.043 .043
PRO_0610 -1.340 .216 -.418 -6.208 .000 .980 1.021 LIQ_0610 -.024 .004 -.472 -6.855 .000 .933 1.071 SIZE_0610 .019 .010 .125 1.838 .069 .956 1.046 UNI_0610 .113 .099 .079 1.146 .254 .941 1.063
a. Dependent Variable: L_TA_0610
Bảng 3.9 Hệ số hồi quy và mức ý nghĩa các biến sau khi loại bỏ biến không phù hợp Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .708 .025 28.907 .000
PRO_0610 -1.403 .216 -.437 -6.508 .000 1.000 1.000 LIQ_0610 -.026 .003 -.505 -7.520 .000 1.000 1.000
a. Dependent Variable: L_TA_0610
Kiểm định độ phù h p chung của mơ hình nhằm kiểm tra trƣờng h p tất cả các hệ số hồi quy đều bằng 0 tức là β1 = β2 = 0. Giả thuyết H0: β1 = β2 = 0 tức là hệ số hồi quy của biến PRO và L Q đều bằng 0; H1: Có ít nhất hệ số hồi quy βk khác 0. Kết quả kiểm định độ phù h p chung của mơ hình (Bảng 3.10) cho thấy giá trị Sig rất nhỏ (nhỏ hơn mức nghĩa 5%) nên bác bỏ H0 giả thuyết tất cả các hệ số hồi quy bằng 0 (ngoại tr hằng số). Vậy có ít nhất một hệ số hồi quy khác 0, tức là mơ hình có nghĩa thống kê.
Kiểm định hiện tƣ ng đa cộng tuyến cho thấy các biến đều có hệ số phóng đại phƣơng sai Variance inflation factor - VIF) bằng 1 tại bảng Coefficients (Bảng 3.9), nhỏ hơn 10 nên không xảy ra hiện tƣ ng đa cộng tuyến. Kiểm định tính độc lập của sai số cho thấy giá trị Durbin-Watson tại bảng Model Summary là 2,008 (Bảng 3.11), gần bằng 2 nên không xảy ra hiện tƣ ng tự tƣơng quan21.
Bảng 3.10 Kết quả kiểm định độ phù hợp chung của mơ hình
ANOVAb
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 2.009 2 1.005 48.732 .000a
Residual 2.556 124 .021
Total 4.565 126
a. Predictors: (Constant), LIQ_0610, PRO_0610 b. Dependent Variable: L_TA_0610
Bảng 3.11 Kết quả kiểm định tính độc lập của sai số
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square
Std. Error of the
Estimate Durbin-Watson
1 .663a .440 .431 .143573 2.008
a. Predictors: (Constant), LIQ_0610, PRO_0610 b. Dependent Variable: L_TA_0610
Vậy mơ hình hồi quy các nhân tố tác động đến tỷ lệ n của doanh nghiệp Việt Nam nhƣ sau: L_TA = 0,708 – 1,403 PRO - 0,026 LIQ + ε
Mơ hình cho thấy tỷ lệ n của doanh nghiệp Việt Nam khi khơng có nhân tố tác động là 0,708. Khi l i nhuận tăng lên 1% thì tỷ lệ n giảm 1,403 x 1% trong
21
Không xảy ra hiện tƣ ng Tự tƣơng quan khi đại lƣ ng thống kê Dubin-Watson gần bằng 2; có dấu hiệu Đa cộng tuyến khi V vƣ t quá 10 (Hoàng Trọng, Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tr.233, 252)
điều kiện các nhân tố khác khơng thay đổi. Khi tính thanh khoản tăng lên 1% thì tỷ lệ n giảm 0,026 x 1% trong điều kiện các nhân tố khác khơng thay đổi.
Mơ hình cho thấy nhân tố tác động lớn nhất đối với tỷ lệ n là l i nhuận và tác động ngƣ c chiều, nghĩa là doanh nghiệp có l i nhuận cao sẽ vay ít hơn. Điều này phù h p với lý thuyết trật tự phân hạng của Myers and Majluf (1984) phát biểu rằng các doanh nghiệp khi cần tài tr vốn thì trƣớc tiên là tài tr bằng vốn nội bộ t l i nhuận để lại, sau đó mới vay n . Kết quả tác động của l i nhuận đối với n vay của doanh nghiệp Việt Nam phù h p với vác nghiên cứu của Titman và Wessels (1988), Rajan và Zingales (1995), Danbolt (2002) cho thấy có tƣơng quan nghịch giữa vay n và l i nhuận thực hiện. T đó cho thấy doanh nghiệp Việt Nam vay n do hiệu quả sản xuất kinh doanh thấp, không đủ nguồn tài tr t l i nhuận giữ lại và ƣu tiên nguồn tài tr thứ hai là vay n theo lý thuyết trật tự phân hạng.
Nhân tố thứ hai tác động đến tỷ lệ n là tính thanh khoản. Khả năng thanh khoản thể hiện qua doanh nghiệp dồi dào về tiền mặt, các khoản tƣơng đƣơng tiền làm doanh nghiệp hạn chế đi vay, theo l thuyết trật tự phân hạng, tuy nhiên nhân tố này tác động rất ít.
KẾT UẬN CHƢƠNG 3
Chƣơng 3 đƣa ra đánh giá về tình hình vay n của doanh nghiệp Việt Nam qua thống kê mơ tả các nhóm doanh nghiệp, phân tích các nhân tố tác động đến tỷ lệ n của doanh nghiệp Việt Nam.
Kết quả thống kê tỷ lệ n của doanh nghiệp Việt Nam là 0,52 gần với nghiên cứu của Okuda và Lai Thi Phuong Nhung (2010) về cấu trúc vốn của các doanh nghiệp Việt Nam và phù h p với nghiên cứu của Fan, Titman và Twite (2010) về tác động của điều kiện kinh tế xã hội t ng quốc gia đến cấu trúc vốn. Thống kê mơ tả các nhóm doanh nghiệp cho thấy tập đồn kinh tế nhà nƣớc có tỷ lệ n cao nhất và hiệu quả sản xuất kinh doanh thấp nhất, doanh nghiệp độc lập tƣ nhân có tỷ lệ n thấp nhất và kết quả sản xuất kinh doanh cao nhất. So sánh theo nguồn gốc sở hữu cho thấy doanh nghiệp có nguồn gốc nhà nƣớc có tỷ lệ n cao hơn và hiệu quả sản xuất kinh doanh thấp hơn doanh nghiệp tƣ nhân. So sánh theo đặc điểm tổ chức hoạt động cho thấy doanh nghiệp tập đồn có tỷ lệ n cao hơn và hiệu quả sản xuất kinh doanh thấp hơn doanh nghiệp độc lập.
Phân tích các nhân tố tác động đến tỷ lệ n của doanh nghiệp Việt Nam cho thấy l i nhuận là nhân tố tác động nhiều nhất đến tỷ lệ n của doanh nghiệp Việt Nam và tác động ngƣ c chiều. T đó cho thấy doanh nghiệp Việt Nam vay n do hiệu quả sản xuất kinh doanh thấp, không đủ nguồn tài tr t l i nhuận giữ lại và ƣu tiên nguồn tài tr thứ hai là vay n theo lý thuyết trật tự phân hạng.
Chƣơng 4
D BÁO TÌNH TRẠNG KIỆT QUỆ TÀI CHÍNH
CỦA DOANH NGHIỆP VIỆT NAM VÀ MỘT SỐ KIẾN NGHỊ
4.1 Dự báo tình trạng kiệt quệ tài chính của doanh nghiệp Việt Nam theo mơ hình Z’’-Score của Altman
Dự báo kiệt quệ tài chính của doanh nghiệp Việt Nam đƣ c thực hiện bằng công thức Z’’-Score của Altman đã trình bày tại chƣơng 2. Mẫu khảo sát gồm số liệu tài chính của 123 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HoSe) và Hà Nội NX năm 2010.
Số liệu tài chính các doanh nghiệp trong mẫu khảo sát đƣ c xử lý trên phần mềm Excell để dự báo một trong 3 tình trạng kiệt quệ tài chính, cảnh báo, an toàn.
Bảng 4.1 Dự báo kiệt quệ tài chính của các nhóm doanh nghiệp Việt Nam
Doanh nghiệp Việt Nam Tập đoàn kinh tế nhà nƣớc Doanh nghiệp độc lập có vốn nhà nƣớc Tập đồn kinh tế tƣ nhân Doanh nghiệp độc lập tƣ nhân Kiệt quệ tài chính 10,6% 16,1% 15,4% 0% 0% Cảnh báo 24,4% 32,3% 21,2% 31,3% 16,7% An toàn 65,0% 51,6% 63,5% 68,8% 83,3%
Nguồn: Khảo sát của tác giả.
Kết quả dự báo kiệt quệ tài chính của doanh nghiệp Việt Nam theo mơ hình Z’’của Altman có 10,6% doanh nghiệp kiệt quệ tài chính, 24,4 % doanh nghiệp cảnh báo, 65% doanh nghiệp an toàn.
Hình 4.1 Tỷ lệ kiệt quệ tài chính của doanh nghiệp Việt Nam trong mẫu khảo sát
16,1% 15,4% 0,0% 0,0% 32,3% 21,2% 31,3% 16,7% 51,6% 63,5% 68,8% 83,3% Tập đồn kinh tế nhà nƣớc Doanh nghiệp độc lập có vốn nhà nƣớc Tập đồn kinh tế tƣ nhân Doanh nghiệp độc lập tƣ nhân A n toàn C ảnh báo
K iệt quệ tài c hính
Nguồn: Khảo sát của tác giả.
Tỷ lệ kiệt quệ tài chính ở doanh nghiệp có nguồn gốc nhà nƣớc cao hơn doanh nghiệp khơng có vốn nhà nƣớc, nhất là tập đoàn kinh tế nhà nƣớc với 16,1%, tiếp theo là doanh nghiệp độc lập có vốn nhà nƣớc với 15,4%, trong khi đó doanh nghiệp khơng có vốn nhà nƣớc trong mẫu khảo sát khơng có kiệt quệ tài chính. Điều này khơng có nghĩa là doanh nghiệp khơng có vốn nhà nƣớc khơng xảy ra kiệt quệ tài chính, àm thể hiện rằng doanh nghiệp khơng có vốn nhà nƣớc có khả năng rơi vào tình trạng kiệt quệ tài chính thấp nhất.
Tỷ lệ doanh nghiệp an tồn ở các doanh nghiệp có nguồn gốc nhà nƣớc thấp hơn doanh nghiệp khơng có vốn nhà nƣớc. Cụ thể tỷ lệ doanh nghiệp an toàn ở tập đoàn kinh tế nhà nƣớc chỉ 51,6%, trong khi tập đoàn tƣ nhân là 68,8%; tỷ lệ doanh nghiệp an toàn ở doanh nghiệp độc lập có vốn nhà nƣớc chỉ 63,5%, trong khi doanh nghiệp độc lập tƣ nhân là 83,3%.
Tỷ lệ doanh nghiệp an toàn ở các doanh nghiệp tập đoàn thấp hơn doanh nghiệp độc lập. Cụ thể tỷ lệ doanh nghiệp an toàn ở tập đoàn kinh tế nhà nƣớc chỉ
51,6%, trong khi doanh nghiệp độc lập có vốn nhà nƣớc là 63,5%; tỷ lệ doanh nghiệp an toàn ở tập đoàn tƣ nhân chỉ 68,8%, trong khi doanh nghiệp độc lập tƣ nhân là 83,3%.
Kết quả tính tốn về khả năng kiệt quệ tài chính của các nhóm doanh nghiệp phù h p với lý thuyết đánh đổi áp dụng vào kết quả thống kê tỷ lệ n của các nhóm doanh nghiệp. Cụ thể tập đồn kinh tế nhà nƣớc có tỷ lệ n cao nhất, hiệu quả sản xuất kinh doanh thấp nhất, đồng nghĩa với khả năng rơi vào kiệt quệ tài chính cao nhất.
4.2 Mơ hình dự báo kiệt quệ tài chính cho doanh nghiệp Việt Nam
Mơ hình dự báo kiệt quệ tài chính cho doanh nghiệp Việt Nam đƣ c xây dựng theo mơ hình nhị phân (binary logistic). Đây là mơ hình ƣớc lƣ ng xác suất của một sự kiện sẽ xảy ra và biến phụ thuộc là biến định tính. Biến phụ thuộc nhận một trong hai giá trị “1” là “có kiệt quệ tài chính” và “0” là “khơng kiệt quệ tài chính”. Với P là xác suất xảy ra kiệt quệ tài chính, 1 - P là xác suất khơng xảy ra kiệt quệ tài chính, hàm hồi quy binary logistic có dạng nhƣ sau:
Sau khi đƣa vào hồi quy với biến độc lập Xn là các nhân tố tác động đến tình trạng kiệt quệ tài chính, biến phụ thuộc nhận một trong hai giá trị 1 hoặc 0, các hệ số βn sẽ đƣ c rút ra t mơ hình. Khi đó với các chỉ số tài chính Xn của t ng doanh nghiệp, xác suất kiệt quệ tài chính của doanh nghiệp đƣ c tính bằng cơng thức:
Doanh nghiệp rơi vào kiệt quệ tài chính nếu P > 0,5 và doanh nghiệp an toàn nếu P < 0,5.
Các nhân tố giả thiết tác động đến tình trạng kiệt quệ tài chính (Xn) đƣ c sử dụng t kết quả nghiên cứu so sánh sự khác nhau giữa kiệt quệ tài chính và phá sản của Platt, H.D. và Platt, M.B. (2006). Kết quả này cho thấy các nhân tố thích h p cho mơ hình dự báo kiệt quệ tài chính là Dịng tiền trên doanh thu (X1) đƣ c tính bằng chênh lệch số liệu cuối năm với đầu năm 2010 của Tiền và các khoản tƣơng đƣơng tiền chia cho tổng doanh thu, L i nhuận trƣớc thuế, lãi vay và khấu hao (EBITDA) trên tổng tài sản (X2) đƣ c sử dụng bằng L i nhuận trƣớc thuế và lãi vay (EBIT) chia cho tổng tài sản do hạn chế về số liệu, Tỷ số thanh khoản nhanh (X3) đƣ c tính bằng tài sản ngắn hạn tr cho hàng tồn kho và chia cho N ngắn hạn, Tỷ số khả năng trả lãi (X4) tính bằng l i nhuận trƣớc thuế và lãi vay (EBIT) chia cho chi phí lãi vay, N dài hạn đến hạn trả trên tổng tài sản (X5) đƣ c tính bằng n dài hạn đến hạn trả chia cho tổng tài sản. Tuy nhiên do hạn chế về số liệu, chỉ tiêu này đƣ c thay bằng N ngắn hạn chia cho tổng tài sản.
Doanh nghiệp “có kiệt quệ tài chính” mang giá trị “1” là các doanh nghiệp rơi vào các trƣờng h p thuộc đối tƣ ng phải giám sát theo quy chế giám sát đối với doanh nghiệp nhà nƣớc kinh doanh thua lỗ, hoạt động khơng có hiệu quả ban hành kèm theo quyết định số 169/2007/QĐ-TTg ngày 08 tháng 11 năm 2007 của Thủ tƣớng Chính phủ nhƣ đã trình bày tại chƣơng 2 là các doanh nghiệp kinh doanh thua lỗ 2 năm liên tiếp; kinh doanh thua lỗ một năm nhƣng mất t 30% vốn chủ sở hữu trở lên; kinh doanh giữa hai năm lỗ có một năm lãi; có hệ số khả năng thanh toán n đến hạn nhỏ hơn 0,5. Doanh nghiệp “khơng kiệt quệ tài chính” mang giá trị 0 là các doanh nghiệp còn lại trong mẫu khảo sát.
Mẫu khảo sát sử dụng số liệu tài chính năm 2010 của 121 doanh nghiệp phi tài chính gồm gồm 113 công ty cổ phần, 1 công ty Công ty Trách nhiệm hữu hạn tƣ nhân, 7 doanh nghiệp nhà nƣớc. Số liệu của công ty cổ phần t bảng cân đối kế toán và kết quả kinh doanh của các doanh nghiệp trên sàn chứng khoán Hà Nội và TP.Hồ Chí Minh. Số liệu của cơng ty trách nhiệm hữu hạn tƣ nhân t báo cáo tài chính của các doanh nghiệp. Số liệu của doanh nghiệp nhà nƣớc t báo cáo tình hình sản xuất
kinh doanh, tài chính của các doanh nghiệp nhà nƣớc thuộc thành phố năm 2010 và 5 tháng đầu năm 2011 của Sở Tài chính thành phố ồ Chí Minh tại công văn số 6521/STC-TC N ngày 22 tháng 6 năm 2011. Các doanh nghiệp nhà nƣớc và công ty công ty trách nhiệm hữu hạn là các doanh nghiệp bị lỗ liên tiếp trong hai năm 2009, 2010 đƣ c bổ sung vào mẫu khảo sát do các công ty cổ phần niêm yết trên sàn chứng khốn phần lớn là các doanh nghiệp có tình tình tài chính tƣơng đối lành mạnh. Mẫu khảo sát có doanh nghiệp kiệt quệ tài chính, khơng có doanh nghiệp phá sản do các doanh nghiệp đều là các doanh nghiệp đang hoạt động.
Với mức xác định doanh nghiệp kiệt quệ tài chính trên, mẫu khảo sát có 8 doanh nghiệp “có kiệt quệ tài chính” và 116 doanh nghiệp “khơng kiệt quệ tài chính”. Các chỉ tiêu tài chính đƣ c tính tốn trên phần mềm Excel và đƣa vào hồi quy Binary Logistic trên phần mềm SPSS 16.0 theo phƣơng pháp đƣa vào tất cả các biến. Kết quả cho thấy tỷ lệ dự báo đúng của mơ hình là 100% và xác suất kiệt quệ tài chính của doanh nghiệp đƣ c tính nhƣ sau:
Kết quả cho thấy nhân tố tác động ngƣ c chiều đến tình trạng kiệt quệ tài