CÔNG TY CỔ PHẦN XÂY DỰNG NIÊM YẾT Ở VIỆT NAM 3.1 Thực trạng nguy cơ phá sản của các công ty cổ phần xây dựng niêm yết ở
3.2.3.3Đo lường tác động của nguyên nhân qua phân tích tương quan
Như vậy, kết quả phân tích định tính và định lượng đều khẳng định 2 nhân tố quan trọng tác động tới nguy cơ phá sản của các công ty cổ phần xây dựng niêm yết ở Việt Nam là cơ cấu vốn và kết quả quản lý tài sản. Đồng thời, chưa hoàn toàn đủ căn cứ để khẳng định vai trò của nhân tố quy mô tài sản. Vì vậy, để tạo tiền đề khoa học cho việc đề xuất giải pháp phù hợp và sắp xếp thứ tự ưu tiên thực hiện, nội dung nghiên cứu tiếp theo là đo lường tác động của từng nguyên nhân nêu trên.
* Giả thuyết của mô hình
Nguy cơ phá sản của các công ty cổ phần ngành xây dựng niêm yết ở Việt Nam (đo lường bằng chỉ số Z) chịu ảnh hưởng bởi các nhân tố: Cơ cấu vốn (đo bằng hệ số nợ trên tổng tài sản) và quy mô doanh nghiệp (đo bằng tổng tài sản). Bổ sung thêm các chỉ tiêu thể hiện kết quả quản lý tài sản (đo bằng: Khả năng thanh toán ngắn hạn, Kỳ thu tiền bình quân, số ngày nguyên vật liệu tồn kho và Hệ số sinh lời TSCĐ để kiểm tra.
Dựa vào mô hình chỉ số Z và kiểm tra đồ thị Scatter theo cặp biến số thấy số liệu phân bố tập trung theo đường thẳng, có thể suy đoán mối quan hệ giữa các nhân tố trên với Z là tuyến tính, nên phương trình hồi quy có dạng như sau:
Zi = β1 + β2 X2i + β3 X3i +β4 X4i + β5 X5i + β6 X6i + ei
Trong đó, các giá trị X2, X3 … X6 lần lượt là Hệ số nợ, Quy mô tổng tài sản, Khả năng thanh toán ngắn hạn, Kỳ thu tiền bình quân, số ngày nguyên vật liệu tồn kho và Hệ số sinh lời TSCĐ. Trong đó, các biến thể hiện kết quả quản lý tài sản được chọn là biến kiểm soát. Nếu khi bổ sung thêm các biến Khả năng thanh toán ngắn hạn, Kỳ thu tiền bình quân, số ngày nguyên vật liệu tồn kho và Hệ số sinh lời TSCĐ khả năng giải thích Z tăng lên, việc nghiên cứu có ý nghĩa.
* Kiểm tra tính phân bố của biến phụ thuộc
Đồ thị Histogram cho thấy dữ liệu của biến số Z năm 2012 đều tập trung xoay quanh giá trị trung bình mean = 0,49 độ lệch chuẩn thấp 0,481. Dạng đồ thị hình chuông, khá cân xứng nên có thể khẳng định biến phụ thuộc có phân bố dạng chuẩn, đây là một điều kiện cơ bản cần thỏa mãn trong mô hình hồi quy tương quan tuyến tính.
* Ước lượng tham số của mô hình và kiểm định giả thuyết
Phương pháp được sử dụng để ước lượng tham số là “Bình phương nhỏ nhất”. Kết hợp kiểm định T – test để kiểm định giả thuyết của mô hình (với khoảng tin cậy 95%).
Ho: βk= 0 (tương đương Xk không có quan hệ với Z) H1: βk # 0 (tương đương Xk có quan hệ với X)
Vì có sự xuất hiện các biến kiểm soát trong mô hình nên thủ tục ước lượng và kiểm định được chia làm 2 giai đoạn. Giai đoạn 1, kiểm tra khả năng giải thích sự biến đổi của Z qua 2 biến kiểm soát là Hệ số nợ và Tổng tài sản. Giai đoạn 2, xem xét khả năng giải thích Z sau khi bổ sung thêm các biến độc lập phản ánh kết quả quản lý từng loại tài sản.
Sử dụng phần mềm SPSS cùng bộ số liệu 97 công ty cổ phần xây dựng niêm yết năm 2012, kết quả kiểm định và ước lượng các tham số trong mô hình như sau:
Bảng tổng kết mô hình
Các giá trị thống kê thay đổi R2 thay đổi F thay đổi df1 df2 Sig. F thay đổi 1 0,31a 0,093 0,068 0,38 0,25 3,609 2 70 .000 2 0,71b 0,510 0,470 0,29 0,402 11,441 6 66 .000 a. Biến độc lập: (Constant), tổng tài sản, hệ số nợ
b. Biến độc lập: (Constant), tổng tài sản, hệ số nợ, Khả năng thanh toán ngắn hạn, Kỳ thu tiền bình quân, Số ngày nguyên vật liệu tồn kho và Hệ số sinh lời TSCĐ
Hệ số tương quan R = 0,310 thể hiện mối quan hệ tương đối chặt chẽ giữa nhóm 2 biến kiểm soát Tổng tài sản và Hệ số nợ với chỉ số Z của doanh nghiệp. R2 = 0,093 chứng tỏ Tổng tài sản và Hệ số nợ cùng giải thích được 9,3% sự thay đổi của Z, tuy nhiên không rõ từng biến giải thích được bao nhiêu %. Giá trị F nhỏ (3,069) và có ý nghĩa thống kê (sig = 0,000).
Sau khi bổ sung các biến Khả năng thanh toán ngắn hạn, Kỳ thu tiền bình quân, số ngày nguyên vật liệu tồn kho và Hệ số sinh lời TSCĐ, các giá trị R, R2 và R2 điều chỉnh đều tăng lên. Trong đó R2 điều chỉnh = 0,47 nghĩa là khi có thêm 4 biến nêu trên, cả mô hình đã giải thích được 47% (tăng thêm được 40,2%) sự thay đổi của Z. Chỉ số F tăng lên thành 11,441 và sự thay đổi này có ý nghĩa (sig F thay đổi = 0,000), chứng tỏ việc đưa thêm các biến phản ánh đánh giá quản lý từng loại tài sản vào mô hình là hợp lý và cần thiết.
Bảng giá trị ước lượng (a)
Mô hình
Giá trị ước lượng Chưa điều chỉnh
Ước lượng đã điều chỉnh
T Sig.
Beta Sai số Beta
1 (Constant) 1,065 0,175 6,097 0,000 Hệ số nợ -0,589 0,257 -0,263 -2,291 0,002 Tổng tài sản -1,465 0,000 -0,125 -1,085 0,281 2 (Constant) 0,649 0,202 3,216 0,002 Hệ số nợ -0,201 0,233 -0,090 -0,863 0,000 Tổng tài sản -8.291E-9 0,000 -0,071 -0,804 0,424 Khả năng thanh toán ngắn hạn 0,024 0,039 0,061 0,608 0,000 Kỳ thu tiền bình quân -2.341E-5 0,000 -0,098 -1,089 0,000 Số ngày NVL tồn kho 0,000 0,000 -0,181 -1,991 0,000 Hệ số sinh lời TSCĐ 0,629 0,099 0,584 6,369 0,000 a. Biến phụ thuộc: Z
Trong cả 2 mô hình (chỉ gồm biến kiểm soát và có đầy đủ biến số), chưa có đủ căn cứ để khẳng định quy mô tổng tài sản có tác động tới Z của doanh nghiệp (do p đều lớn hơn 0,05). Các ước lượng tham số còn lại đều có ý nghĩa thống kê. Nghĩa là có tồn tại mối quan hệ giữa Hệ số nợ, Khả năng thanh toán ngắn hạn, Kỳ thu tiền bình quân, số ngày tồn kho và Hệ số sinh lời TSCĐ với nguy cơ phá sản của các công ty cổ phần xây dựng niêm yết. Chiều tác động của các yếu tố này đều phù hợp với giả thuyết ban đầu.
Giá trị Tolerance trong kiểm định đều lớn hơn 0,17 chứng tỏ không có sự tự tương quan giữa các biến ảnh hưởng tới kết quả ước lượng tham số beta.
* Viết phương trình hồi quy tương quan
Dựa vào độ lớn và dấu của beta đã điều chỉnh trong bảng Giá trị ước lượng, phương trình toán học biểu diễn sự phụ thuộc của Z được viết như sau:
Zi = -0,09*HSnoi +0,061*TTNHi – 0,098*KTTieni - 0,181*Số_ngày_tồn_khoi
Ý nghĩa của mô hình này: khi cố định các biến số còn lại, nếu một biến nào đó thay đổi 1 đơn vị, chỉ số Z sẽ thay đổi trung bình tương ứng bằng: (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
- Hệ số nợ tăng 1%, chỉ số Z giảm 0,09 đơn vị và ngược lại.
- Khả năng thanh toán ngắn hạn tăng 1 lần, chỉ số Z tăng 0,061 đơn vị và ngược lại.
- Kỳ thu tiền tăng 1 ngày, chỉ số Z giảm 0,098 đơn vị và ngược lại. - Số ngày tồn kho tăng 1 ngày , chỉ số Z giảm 0,181 đơn vị và ngược lại. - Hệ số sinh lời TSCĐ tăng 1%, chỉ số Z tăng 0,584 đơn vị và ngược lại.
* Kết luận
Thứ nhất, với bộ số liệu năm 2012, chưa đủ căn cứ để thừa nhận tác động
của quy mô tổng tài sản tới nguy cơ phá sản của các công ty cổ phần xây dựng niêm yết ở Việt Nam, mặc dù theo lập luận logic và ý kiến chủ quan của cán bộ được quản lý mối quan hệ này có tồn tại.
Thứ hai, ngoài quy mô tài sản, các chỉ tiêu còn lại thể hiện mối tương quan
chặt chẽ với chỉ số Z, giải thích được 47% sự thay đổi của chỉ số Z. Nói cách khác, đây là những nguyên nhân cơ bản làm tăng/giảm nguy cơ phá sản của công ty cổ phần ngành xây dựng niêm yết ở Việt Nam.
Thứ ba, theo kết quả hồi quy, hệ số sinh lời TSCĐ và số ngày tồn kho tác
động nhiều nhất tới nguy cơ phá sản của các công ty cổ phần ngành xây dựng niêm yết ở Việt Nam, điều này đặt ra yêu cầu khai thác hiệu quả TSCĐ và nhanh chóng “giải phóng” hàng tồn kho.
Thứ tư, hệ số nợ tác động ngược chiều với chỉ số Z, nghĩa là việc sử dụng
đòn bẩy tài chính càng lớn, nguy cơ phá sản càng cao, mặc dù việc này giúp gia tăng ROE của doanh nghiệp. Mức độ tác động của hệ số nợ đứng thứ 4 trong 6 nhân tố nêu trên. Điều này mâu thuẫn với nhận định của cán bộ quản lý cho rằng việc sử dụng nhiều nợ là lý do chủ yếu dẫn tới tình trạng khó khăn về tài chính.
Như vậy, với trình tự phân tích logic và khoa học, nhóm nghiên cứu khẳng định nguyên nhân làm gia tăng nguy cơ phá sản của các công ty cổ phần xây dựng niêm yết là năng lực quản lý tài sản yếu kém trong khi lạm dụng đòn bẩy tài chính quá mức. Đây là cơ sở để đề xuất các giải pháp thích hợp tại chương 4 của công
trình.