Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Quyết định đầu tư và rủi ro phá sản của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ Tp.HCM

--- oOo ---

LÊ NGUYỄN SƠN VŨ

QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ VÀ RỦI RO PHÁ SẢN

CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ

TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Tp.Hồ Chí Minh – Năm 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ Tp.HCM

--- oOo ---

LÊ NGUYỄN SƠN VŨ

QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ VÀ RỦI RO PHÁ SẢN

CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ

TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân Hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS. Hay Sinh

Tp.Hồ Chí Minh – Năm 2013

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan rằng luận văn “Quyết định đầu tư và rủi ro phá sản của các công ty

niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam” là công trình nghiên cứu của riêng

tôi.

Các thông tin dữ liệu được sử dụng trong luận văn là trung thực, các nội dung

trích dẫn đều có ghi nguồn gốc và các kết quả trình bày trong luận văn chưa được công

bố tại bất kỳ công trình nghiên cứu nào khác.

TP.HCM, tháng 09 năm 2013

Học viên

LÊ NGUYỄN SƠN VŨ

Mục lục

TÓM TẮT ...................................................................................................................................... 1

1. GIỚI THIỆU .......................................................................................................................... 2

1.1. Sự cần thiết của bài nghiên cứu .................................................................................... 2

1.2. Mục đích nghiên cứu ...................................................................................................... 3

1.3. Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu ................................................................................. 4

1.4. Nền tảng bài nghiên cứu ................................................................................................ 4

1.5. Phƣơng pháp nghiên cứu ............................................................................................... 5

1.6. Bố cục bài nghiên cứu .................................................................................................... 5

2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY .......................................................... 6

2.1. Các nghiên cứu về lý thuyết .......................................................................................... 6

2.2. Các nghiên cứu về thực nghiệm .................................................................................... 8

2.2.1. Mô hình đầu tƣ và chính sách tài chính của công ty ........................................... 8

2.2.2. Chỉ số tài chính và khả năng dự báo phá sản công ty ....................................... 13

2.2.3. Mô hình đầu tƣ và rủi ro phá sản công ty .......................................................... 19

3. THỰC TRẠNG ĐẦU TƢ VÀ KHẢ NĂNG PHÁ SẢN CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM ................................................. 24

3.1. Thực trạng nền kinh tế Việt Nam giai đoạn 2003 – 2012 ......................................... 25

3.2. Thực trạng đầu tƣ và khả năng phá sản các công ty niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2003 – 2012 .................................................................... 27

4. NGUỒN DỮ LIỆU, PHƢƠNG PHÁP VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU ......................... 43

4.1. Nguồn dữ liệu và chọn mẫu ......................................................................................... 44

4.2. Phƣơng pháp nghiên cứu ............................................................................................. 46

4.3. Mô hình nghiên cứu ..................................................................................................... 47

4.4. Lựa chọn các biến ......................................................................................................... 48

4.5. Các căn cứ và giả định ban đầu .................................................................................. 51

5. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU .................................................................................................. 52

5.1. Thông kê mô tả các nhân tố tác động đến quyết định đầu tƣ và rủi ro phá sản của các công ty niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam ...................................... 53

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

5.1.1. Thống kê mô tả các nhân tố ................................................................................. 53

5.1.1.1. Thống kê mô tả các nhân tố tác động đến quyết định đầu tƣ ....................... 53

5.1.1.2. Thống kê mô tả các nhân tố tác động đến rủi ro phá sản công ty ................ 55

Thống kê mô tả các nhân tố tác động đến mối quan hệ giữa quyết định

5.1.1.3. đầu tƣ và rủi ro phá sản công ty ......................................................................................... 59

5.2. Kết quả nghiên cứu về quyết định đầu tƣ và rủi ro phá sản của các công ty niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam ................................................................. 62

5.2.1. Kết quả nghiên cứu về quyết định đầu tƣ và rủi ro phá sản của các công ty niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2004 -2012 ..................... 62

5.2.1.1. Kết quả nghiên cứu về các nhân tố tác động đến quyết định đầu tƣ ............ 63

5.2.1.2. Kết quả nghiên cứu về các nhân tố tác động đến rủi ro phá sản công ty ..... 66

5.2.1.3. Ƣớc lƣợng xác suất phá sản các công ty niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2004 -2012 .................................................................... 71

5.2.1.4. Kết quả nghiên cứu về mối quan hệ giữa quyết định đầu tƣ và rủi ro phá sản công ty ..................................................................................................................... 72

5.2.2. Kết quả nghiên cứu về sự tác động của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 đến mối quan hệ giữa quyết định đầu tƣ và rủi ro phá sản công ty. ...... 76

6. KẾT LUẬN........................................................................................................................... 80

6.1. Tổng hợp các kết quả nghiên cứu đạt đƣợc ............................................................... 81

6.2. Hạn chế của bài nghiên cứu ......................................................................................... 87

6.3. Hƣớng nghiên cứu trong tƣơng lai ............................................................................. 88

Tài liệu tham khảo ...................................................................................................................... 89

Phụ lục........................................................................................................................................... 92

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

TÓM TẮT

Bài nghiên cứu nhằm xác định các nhân tố tài chính có tác động đến quyết

định đầu tư và rủi ro phá sản của các công ty niêm yết trên thị trường Chứng khoán

Việt Nam giai đoạn 2003 – 2012, bằng cách sử dụng phương pháp phân tích định

lượng cho ba mô hình nghiên cứu là: mô hình hàm đầu tư, mô hình dự báo phá sản

công ty, và mô hình đầu tư có thêm nhân tố phá sản. Người viết sử dụng năm cách

ước lượng là: bình phương bé nhất thông thường, cố định, ngẫu nhiên, khoản giữa

và chênh lệch bậc nhất để ước lượng các mô hình này. Mẫu khảo sát là các công ty

niêm yết trên thị trường Chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2003 – 2012, được phân

chia thành năm ngành để nghiên cứu thêm là: ngành Chứng khoán, ngành Bất động

sản, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng, ngành Thực phẩm – đồ uống và ngành

Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm toàn bộ mẫu

khảo sát cho thấy: các nhân tố mức độ đầu tư mới, dòng tiền và doanh thu giai đoạn

này có tác động đến mức độ đầu tư mới giai đoạn sau. Các nhân tố quy mô công ty,

vốn lưu động trên tổng tài sản, khả năng thanh toán ngắn hạn, tỷ suất sinh lợi trên

tổng tài sản, thu nhập ròng âm hai năm gần đây, nợ phải trả vượt tổng tài sản và tốc

độ tăng trưởng thu nhập ròng có tác động đến rủi ro phá sản công ty – thể hiện qua

chỉ số dự báo phá sản công ty. Đến lược rủi ro phá sản công ty được ước lượng từ

chỉ số dự báo phá sản, thể hiện qua xác suất tồn tại giai đoạn này đã tác động mạnh

vượt trội đến quyết định đầu tư mới giai đoạn sau của các công ty. Kết quả việc ước

lượng xác suất phá sản các công ty niêm yết cao cho thấy nền kinh tế Việt Nam

trong giai đoạn này rất mong manh giữ sự tồn tại và phá sản, giải thể hay ngừng

hoạt động. Ngoài ra, bài nghiên cứu cũng đưa ra bằng chứng thực nghiệm về sự tác

động của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 đến rủi ro phá sản ảnh

hưởng đến mức độ đầu tư mới công ty ở giai đoạn trước và sau khủng hoảng.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

1. GIỚI THIỆU

1.1. Sự cần thiết của bài nghiên cứu

Theo đánh giá của Ngân hàng Thế giới công bố tháng 12/07/2013, Việt Nam

là nền kinh tế lớn thứ 42 trên thế giới xét theo tổng GDP tính theo ngang giá sức

mua năm 2012, là quốc gia có môi trường kinh tế vĩ mô tương đối ổn định, mặc dù

thu hút vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài giảm mạnh nhưng Việt Nam vẫn là một

trong các nơi đầu tư hấp dẫn của các nhà đầu tư nước ngoài. Tuy nhiên, thách thức

đặt ra sau khi cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 đã tác động đến nền

kinh tế Việt Nam, khi mà tăng trưởng kinh tế chậm và kéo dài nhất trong những

năm gần đây. Tỷ lệ đầu tư trong tổng sản phẩm quốc nội (GDP) giảm, chỉ số sức

sản xuất (PMI) giảm và bán lẻ tăng chậm. Nhập khẩu của khu vực trong nước giảm

cho thấy nhu cầu thấp đối với máy móc thiết bị và hàng hóa trung gian, cũng như

tiêu dùng cá nhân yếu. Tình hình tài khóa không mấy thuận lợi, cải cách chậm, quá

trình đổi mới bắt đầu nhưng chưa được thực hiện quyết liệt. Bên cạnh đó, theo

phòng Thương mại và công nghiệp Việt Nam (VCCI) ngày 18/4/2013, đã công bố

năm 2012 có 58.128 doanh nghiệp phá sản. Bên cạnh đó, theo số liệu của Cục Quản

lý Đăng ký kinh doanh ngày 10/09/2013, trong hai năm qua (2011 và 2012), có

khoảng 18.000 đến 19.000 doanh nghiệp tiến hành làm thủ tục giải thể. Tám tháng

đầu năm 2013, cả nước có khoảng 39.420 doanh nghiệp giải thể và ngừng hoạt

động, tăng 8% so với cùng kỳ năm 2012. Trong đó, số doanh nghiệp khó khăn phải

ngừng hoạt động lên tới gần 33.400 đơn vị, gấp 5,5 lần số doanh nghiệp đã hoàn

thành thủ tục giải thể. Trong khi đó, tinh hình hủy niêm yết trên thị trường Chứng

khoán Việt Nam theo nghị định chính phủ số 58/2012/NĐ-CP, ban hành ngày

20/07/2012 và có hiệu lực ngày 15/09/2012 như sau: toàn bộ mẫu khảo sát trong

giai đoạn 2004 – 2012 có 12,35% công ty hủy niêm yết. Trong đó, ngành Xây dựng

và Vật liệu xây dựng là 16,84%; ngành Thực phẩm và đồ uống là 15,38%; ngành

Chứng khoán là 28,13%; ngành Bất động sản là 12,5%; ngành Hàng tiêu dùng cá

nhân và gia đình là 8,33%; và các ngành khác là 8,15%.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Do đó, trong bối cảnh kinh tế hiện nay, việc nghiên cứu các nhân tố tài chính

có ảnh hưởng đến quyết định đầu tư và rủi ro phá sản của các công ty niêm yết trên

thị trường Chứng khoán Việt Nam là vấn đề rất được quan tâm. Ngoài ra, cũng cần

tìm hiểu xem các mô hình nghiên cứu về quyết định đầu tư và rủi ro phá sản của các

công ty đã được xây dựng tại các quốc gia phát triển hoạt động như thế nào tại Việt

Nam, và liệu cuộc khủng hoảng tài chính năm 2008 có làm thay đổi ảnh hưởng của

các nhân tố đến quyết định đầu tư và rủi ro phá sản của các công ty hay không. Một

phân tích so sánh về mức độ và xu hướng tác động của các nhân tố đến quyết định

đầu tư và rủi ro phá sản của các công ty trước và sau khủng hoảng sẽ cung cấp sự

hiểu biết sâu sắc hơn về việc thiết lập các quyết định đầu tư và rủi ro phá sản của

các công ty tại Việt Nam.

1.2. Mục đích nghiên cứu

Bài nghiên cứu nhằm mục đích cung cấp bằng chứng thực nghiệm về các

nhân tố tác động đến quyết định đầu tư và rủi ro phá sản của các công ty niêm yết

trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2003 – 2012. Theo đó, bài nghiên

cứu kỳ vọng trả lời cho ba câu hỏi sau đây:

Thứ nhất, các nhân tố nào có tác động đến quyết định đầu tư của các công ty

niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2003 – 2012, đồng

thời sử dụng mô hình nghiên cứu gì để nhận biết ?

Thứ hai, các nhân tố nào có tác động đến rủi ro phá sản của các công ty

niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2003 – 2012, đồng

thời sử dụng mô hình nghiên cứu gì để nhận biết ?

Thứ ba, có tồn tại hay không mối quan hệ giữa quyết định đầu tư và rủi ro

phá sản của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai

đoạn 2003 – 2012? Bên cạnh đó, người viết cũng nghiên cứu sự tác động của cuộc

khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 có tác động đến mối quan hệ này hay

không, đồng thời sử dụng mô hình nghiên cứu gì để nhận biết ?

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

1.3. Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu

Đối tượng nghiên cứu là các công ty đã niêm yết trên thị trường chứng khoán

Việt Nam, bao gồm hai sàn giao dịch là HOSE và HNX, từ năm 2003 đến 2012.

Bên cạnh việc nghiên cứu toàn bộ mẫu khảo sát, người viết cũng tiến hành phân loại

và chọn năm ngành quan trọng và có ảnh hưởng mạnh đến nền kinh tế để nghiên

cứu chi tiết là: ngành Chứng khoán, ngành Bất động sản, ngành Xây dựng – Vật

liệu xây dựng, ngành Thực phẩm – đồ uống và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia

đình.

1.4. Nền tảng bài nghiên cứu

Một vấn đề được đặt ra là các nhân tố nào tác động đến quyết định đầu tư

của công ty, rủi ro phá sản công ty chịu sự tác động của những nhân tố nào và mức

độ tác động của rủi ro phá sản ảnh hưởng đến quyết định đầu tư của công ty như

thế nào. Một nghiên cứu nền tảng của Stephen Bond và Costas Meghir (1993) về

đầu tư và chính sách tài chính của công ty Anh Quốc cho thấy rằng mối tương quan

thuận giữa tỷ lệ đầu tư của giai đoạn này so với giai đoạn trước đó. Đầu tư hiện tại

có tương quan thuận với dòng tiền, đồng thời nó có tương quan nghịch với nợ vay

dài hạn và phụ thuộc vào việc thanh toán cổ tức và phát hành cổ phần mới của giai

đoạn trước đó. Một nghiên cứu khác của James A.Ohlson (1980) về dự báo phá sản

công ty Hoa Kỳ cho thấy rằng các nhân tố cấu trúc tài chính, tính hiệu quả và tính

thanh khoản là các nhân tố quan trọng trong việc đánh giá khả năng phá sản công

ty. Cấu trúc tài chính được thể hiện qua đòn bẩy tài chính mà càng lớn nguy cơ phá

sản càng cao, trong khi đó các yếu tố về quy mô công ty, tính hiệu quả và tính thanh

khoản càng lớn thì nguy cơ phá sản càng thấp. John K. Wald (2004) và Kai

Kirchesch (2004) thực hiện việc thêm nhân tố phá sản được ước lượng từ mô hình

dự báo phá sản của James A.Ohlson (1980) vào mô hình đầu tư của Stephen Bond

và Costas Meghir (1993) để nghiên cứu rủi ro phá sản có tác động đến hành vi đầu

tư của các công ty Hoa Kỳ hay không. Kết quả nghiên cứu cho thấy tác động của rủi

ro phá sản thể hiện qua xác suất tồn tại lên hành vi đầu tư là có ý nghĩa thống kê.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Bên cạnh đó, một câu hỏi khác đặt ra là với những kết quả đạt được từ các mô hình

nghiên cứu trên thực hiện tại các quốc gia phát triển có thể áp dụng các mô hình

nghiên cứu đó cho các quốc gia khác – bao gồm các nước đang phát triển như Việt

Nam hay không?

1.5. Phƣơng pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng, phân tích mô

hình hồi quy tuyến tính đa biến bằng năm phương pháp ước lượng là: bình phương

bé nhất thông thường, cố định, ngẫu nhiên, khoản giữa và chênh lệch bậc nhất cho

ba mô hinh nghiên cứu sau: (1) mô hình đầu tư và chính sách tài chính của công ty

của Stephen Bond và Costas Meghir (1993), (2) mô hình dự báo phá sản của James

A.Ohlson (1980), và (3) mô hình đầu tư có thêm nhân tố phá sản của John K. Wald

(2004) để trả lời cho ba câu hỏi nghiên cứu đã đặt ra.

1.6. Bố cục bài nghiên cứu

Bài nghiên cứu được tổ chức thành năm phần chính như sau:

 Phần 1: Giới thiệu

 Phần 2: Tổng quan các nghiên cứu trước đây.

 Phần 3: Nguồn dữ liêu, phương pháp và mô hình nghiên cứu.

 Phần 4: Nội dung và các kết quả nghiên cứu.

 Phần 5: Kết luận cho bài nghiên cứu tương ứng với năm câu hỏi nghiên

cứu, những hạn chế của bài nghiên cứu và những hướng nghiên cứu trong

tương lai.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY

2.1. Các nghiên cứu về lý thuyết

Trong phần này, người viết giới thiệu một số lý thuyết về quyết định đầu tư

và rủi ro phá sản công ty trên thế giới như sau:

Trước tiên là lý thuyết của Modigliani và Miller (1985) về chích sách đầu tư

thể hiện ở định đề I, nhóm tác giả cho rằng trong thị trường hoàn hảo thì chính sách

đầu tư của công ty không chịu tác động bởi quyết định tài trợ. Tuy nhiên, trong thực

tế tồn tại các vấn đề như thông tin bất cân xứng, chi phí đại diện,... nên quyết định

đầu tư thực sự chịu tác động bởi quyết định tài trợ, và đã làm xuất hiện vấn đề đầu

tư dưới mức hay đầu tư vượt mức. Theo nghiên cứu của Myer (1977), tác giả kết

luận chính những mâu thuẫn giữa nhóm các cổ đông, nhà quản lý và các trái chủ

trong một công ty có sử dụng nợ vay có thể làm giảm động cơ đầu tư vào những cơ

hội kinh doanh của các dự án có NPV dương vì lo sợ những lợi ích từ các dự án sẽ

thuộc về trái chủ, điều này đã dẫn đến vấn đề đầu tư dưới mức.

Theo Jensen (1986), các giám đốc vì lợi ích bản thân thường có xu hướng

mở rộng quy mô của công ty thậm chí là thực hiện cả những dự án gây hại đến lợi

ích của cổ đông, dẫn đến ―đầu tư quá mức‖ (over-investment). Trong trường hợp

này nếu sử dụng nợ vay sẽ giúp hạn chế vấn đề đầu tư quá mức.

Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn giải thích vì sao các doanh nghiệp thường

được tài trợ một phần bằng nợ vay, một phần bằng vốn cổ phần. Một lý do lớn

khiến các doanh nghiệp không thể tài trợ hoàn toàn bằng nợ vay khi thực hiện quyết

định đầu tư là vì, bên cạnh sự hiện hữu lợi ích tấm chắn thuế từ nợ, việc sử dụng tài

trợ bằng nợ cũng phát sinh nhiều chi phí, điển hình nhất là các chi phí kiệt quệ tài

chính và chi phí phá sản. Kiệt quệ tài chính sẽ xảy ra khi doanh nghiệp không thể

đảm bảo thực hiện các điều khoản đã cam kết với chủ nợ hay thực hiện một cách

khó khăn. Độ lớn của chi phí kiệt quệ tài chính phụ thuộc vào xác suất xảy ra kiệt

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

quệ tài chính và độ lớn của các chi phí mà doanh nghiệp phải gánh chịu khi kiệt quệ

tài chính xảy ra. Kiệt quệ tài chính bao gồm nguy cơ phá sản và sự phá sản

Lý thuyết trật tự phân hạng của Myers (1984) cho rằng các nhà quản lý của

công ty có xu hướng tài trợ cho các dự án đầu tư mới bằng nguồn vốn nội bộ mà

chủ yếu là lợi nhuận chưa phân phối sẽ được ưu tiên trước, trong trường hợp phải sử

dụng nguồn tài trợ bên ngoài, trật tự phân hạng sẽ là: nợ, chứng khoán chuyển đổi,

cổ phiếu ưu đãi và cuối cùng là cổ phiếu thường. Bởi vì các nhà quản lý có nhiều

thông tin hơn những nhà đầu tư bên ngoài, vì vậy những nhà đầu tư bên ngoài yêu

cầu một mức tỷ suất sinh lợi cao hơn khi công ty phát hành chứng khoán và điều

này làm cho chi phí của các nguồn tài trợ bên ngoài cao hơn. Ưu điểm của tài trợ

nội bộ là không làm phát sinh các chi phí phát hành chứng khoán và không cần

công bố các thông tin của công ty. Việc nắm giữ cổ phần thường gắn liền với nắm

giữ quyền kiểm soát, Do đó, trật tự phân hạng này cũng phản ánh những động cơ

của công ty trong việc duy trì quyền kiểm soát công ty và sẵn sàng tránh các phản

ứng tiêu cực của thị trường trước một thông báo phát hành vốn cổ phần mới. Bên

cạnh đó, do bất cân xứng thông tin giữa nhà đầu tư và nội bộ công ty, nếu công ty

tài trợ cho dự án mới bằng cách phát hành vốn cổ phần, vốn cổ phần có thể bị thị

trường định giá thấp.

Lý thuyết tín hiệu của Ross (1977), Lyland và Pyle (1977) cho rằng quyết

định về cấu trúc vốn của công ty có thể truyền tải các thông tin bên trong công ty

cho các nhà đầu tư bên ngoài. Do các nhà quản trị công ty thường có đầy đủ thông

tin về triển vọng của doanh nghiệp hơn là những nhà đầu tư bên ngoài nên nếu công

ty có triển vọng hoạt động tốt, các nhà quản trị sẽ không muốn chia sẻ lợi nhuận với

những người chủ sở hữu mới. Ngược lại, khi triển vọng hoạt động trong tương lai

không tốt, họ lại muốn chia sẻ những rủi ro này với những người chủ sở hữu mới.

Do đó, đối với các nhà đầu tư bên ngoài, việc một doanh nghiệp công bố phát hành

thêm cổ phiếu đồng nghĩa với việc triển vọng của doanh nghiệp không được tốt, vì

vậy những nhà đầu tư bên ngoài yêu cầu một mức tỷ suất sinh lợi cao hơn khi công

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

ty phát hành chứng khoán và điều này làm cho chi phí của các nguồn tài trợ bên

ngoài cao hơn.

2.2. Các nghiên cứu về thực nghiệm

Trong phần này, người viết tóm tắt các kết quả nghiên cứu chính của một số

nghiên cứu thực nghiệm đã được thực hiện trên thế giới.

2.2.1. Mô hình đầu tƣ và chính sách tài chính của công ty

Chúng ta bắt đầu với nghiên cứu nền tảng của Stephen Bond và Costas

Meghir (1993) về “Mô hình đầu tư động và chính sách tài chính của công ty”.

Trong bài nghiên cứu này, nhóm tác giả chứng minh độ nhạy cảm của đầu tư lên

quỹ nội bộ sẳn có bằng cách sử dụng phương pháp trật tự phân hạn tài chính. Một

câu hỏi mở là chi tiêu đầu tư của công ty có nhạy cảm đến các quỹ nội bộ sẳn có

như thu nhập gữi lại hay không. Đây là một câu hỏi quan trọng bởi vì cách tác động

của đầu tư đến biến động trong lợi nhuận có phải chủ yếu phụ thuộc vào chi tiêu

vốn hay không. Ngoài ra, sự tác động của thuế lên đầu tư là khác nhau đối với các

công ty thiếu tiền mặt và sự hiện diện của các ràng buộc tài chính có thể thúc đẩy

các hoạt động kiểm soát đầu tư không hiệu quả đi theo chiều hướng khác.

Mô hình trật tự phân hạn tài chính giả định chi phí tài trợ nội bộ thấp hơn chi

phí tài trợ bên ngoài cho đầu tư, đồng thời nó cũng hàm ý rằng quyết định đầu tư và

quyết định tài trợ không hoàn toàn độc lập nhau như các mô hình đầu tư cổ điển và

dự báo rằng bất kỳ giai đoạn nào cũng có các công ty mà việc chi tiêu vốn của họ

cũng bị ràng buộc bởi quỹ nội bộ sẳn có. Nhóm tác giả mô tả các kết quả thực

nghiệm của phương pháp này cho mô hình đầu tư động và kiểm định các kết quả

này bằng cách sử dụng dữ liệu công ty. Mô hình mà các tác giả ước lượng dựa vào

phương trình Euler cho việc tối ưu vốn tích lũy với sự hiện diện của chi phí điều

chỉnh. Mô hình lý thuyết cho phép tài trợ nợ và tài sản tài chính. Nghiên cứu thực

nghiệm sử dụng dữ liệu kiểu bảng không cân bằng của các công ty Anh trong giai

đoạn 1974 – 1986 gồm 626 công ty sản xuất với 5941 số quan sát để ước lượng mô

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

hình đầu tư động bằng cách sử dụng phương pháp GMM kiểu tác động cố định

(fixed effects) và kiểm định các kết quả thu được.

Bond và Meghir xem xét giá trị công ty tại thời điểm t không có sự hiện diện

của thuế, đồng thời giả định rằng thông tin cân xứng và mục tiêu của công ty là tối

, ( )-+

đa hóa giá trị tài sản biên cho cổ đông như sau:

* ( ) ( )

Trong đó, V là giá trị công ty, (.) là hàm thu nhập với ba biến số là vốn K,

chi phí L và đầu tư I; và E[.] là biến điều kiện thông tin tại thời điểm bắt đầu t, đó là

t+1 = 1/(1+rt) với rt là tỷ suất sinh lợi yêu cầu danh nghĩa.

lãi suất tương lai, giá đầu vào và đầu ra, và yếu tố công nghệ; β là tỷ suất chiết khấu, βI

Xuất phát từ phương trình cơ bản trên, Bond và Meghir đã xây dựng mô hình

hàm đầu tư động gọi là mô hình BM, mô tả mối quan hệ giữa tổng đầu tư mới tăng

thêm của thời kỳ này với giá trị ròng của đầu tư mới, dòng tiền, doanh thu và nợ vay

dài hạn của thời kỳ trước đó, hàm đầu tư động như sau:

( ) ) ) ( ( ( ( ( ) ) )

Trong đó, I: mức độ đầu tư mới của công ty i tại thời điểm t – là giá trị tăng

thêm toàn bộ tài sản cố định của công ty, K: giá trị tài sản cố định – là các tài sản sử

dụng hơn một năm trong quá trình sản xuất, C: dòng tiền, bằng khấu hao tài sản cố

định cộng với lợi nhuận hoạt động trước thuế, lãi vay và cổ tức ưu đãi, Y: tổng

doanh thu, B: tổng nợ vay dài hạn, : hệ sồ hồi qui.

Ngoài các chỉ số trên, Bond và Meghir còn đưa vào hai chỉ số khác vào mô

hình là chỉ số thanh toán cổ tức (D) trên vốn cổ phần (K) và chỉ số cổ phần phát

hành mới (N) trên vốn cổ phần (K), mẫu khảo sát là mẫu con chứa những công ty

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

thanh toán cổ tức dương và phát hành cổ phần mới trong hai giai đoạn hoạt động

thành công, hàm đầu tư động mới như sau:

/ / / / / . . . . .

/ / / . . .

Kết quả ước lượng cho toàn bộ mẫu chỉ ra rằng, mối tương quan thuận giữa

tỷ lệ đầu tư của giai đoạn này so với giai đoạn trước đó. Đầu tư hiện tại có tương

quan thuận với dòng tiền, thậm chí khi chúng ta kiểm soát tổng doanh thu (cạnh

tranh không hoàn hảo) và nợ (chi phí phá sản), đồng thời nó có tương quan nghịch

với nợ vay dài hạn và phụ thuộc vào việc thanh toán cổ tức và phát hành cổ phần

mới.

Tách mẫu lớn thành các mẫu con để thực hiện mô hình hồi quy để giải thích

độ nhạy vượt trội của đầu tư lên các biến số tài chính. Kết quả ước lượng các mẫu

con cho thấy có sự khác biệt quan trọng trong hành vi đầu tư của các nhóm công ty

thuộc các mẫu con được phân chia theo các chính sách tài chính của họ. Khi nhóm

tác giả loại bỏ các công ty thanh toán cổ tức thấp và thanh toán cổ tức bằng 0, họ

tìm thấy rằng độ nhạy vượt trội của đầu tư lên dòng tiền và các biến số tài chính

khác là giảm. Tuy nhiên, việc phân tách mẫu hàm ý rằng mô hồi quy là ít thông tin

hơn nghĩa là ít chính xác hơn.

Một vấn đề với mô hình trật tự phân hạn tài chính ban đầu là nó dự báo rằng

các công ty không đồng thời thanh toán cổ tức và phát hành cổ phần mới. Dự báo

này là không chính xác với mẫu 626 công ty sản xuất ở Anh. Khi các công ty này

phát hành cổ phần thì họ luôn thanh toán cổ tức trong cùng năm tài chính, chỉ có 7%

công ty thanh toán cổ tứ bằng 0.

Nghiên cứu của Karen Mills, Steven Morling và Warren Tease (1994) về

“Sự tác động các yếu tố tài chính lên đầu tư của công ty”. Trong bài nghiên cứu

này, nhóm tác giả sử dụng phân tích dữ liệu kiểu bảng để kiểm tra sự tác động của

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

các yếu tố tài chính lên quyết định đầu tư của các công ty Úc không thuộc lĩnh vực

tài chính trong giai đoạn 1982 – 1992. Nhóm tác giả sử dụng mô hình lấy từ kết quả

nghiên cứu của Devereux và Schiantarelli (1989) như sau:

( ) ) ( ) ( ) (

) (

Trong đó, I: đầu tư, K: vốn cổ phần, C: dòng tiền mặt, L: tài sản tài chính

lỏng, D: nợ dài hạn, s: doanh thu và q: Tobin q – được tính như sau:

Với V: giá trị thị trường vốn cổ phần, B: giá trị thị trường của nợ, F: giá trị

thị trường của tài sản tài chính, K: giá trị thay thế vốn cổ phần, và N: giá trị thị

trường hàng tồn kho.

Kết quả ước lượng cho thấy hệ số hồi quy Tobin q và doanh thu có những tín

hiệu mong đợi và chúng có ý nghĩa với mức 5% và 1% tương ứng, doanh thu có ý

nghĩa quan trọng. Hệ số dòng tiền mặt và tài sản tài chính lỏng có những tín hiệu

mong đợi với mức ý nghĩa 1% chỉ ra rằng dòng tiền là nhân tố quan trọng tác động

lên đầu tư và tài sản tài chính lỏng mặt dù là có ý nghĩa nhưng có sự tác động ít

hơn, dòng tiền không chỉ cung cấp nguồn tài chính cho công ty mà còn thể hiện

ràng buộc thanh khoản. Hệ số hồi quy nợ cũng có tín hiệu mong đợi với mức ý

nghĩa 5% cho thấy rằng cấu trúc vốn có tác động đến hành vi đầu tư. Với mức nợ

cao hơn làm gia tăng xác suất kiệt quệ tài chính và tăng nhu cầu tăng tỷ suất chiết

khấu bởi các nhà cung cấp vốn tiềm năng, mặc dù tác động không lớn, nhưng nó

vẫn là nhân tố dự báo tiềm năng quan trọng cho nhiều công ty.

Cuối cùng, nhóm tác giả kết luận có sự ảnh hưởng mạnh mẽ của các yếu tố

tài chính lên quyết định đầu tư. Đòn bẩy tài chính, dòng tiền mặt nội bộ tạo ra, cổ

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

phần tiền mặt và các tài sản tài chính lỏng là các yếu tố quan trọng tác động lên

hành vi đầu tư, đặc biệt là các công ty nhỏ, các công ty có đòn bẩy tài chính cao và

các công ty có tỷ số thu nhập giữ lại cao

Nghiên cứu của Ignacio Hernando và André Tiomo (2002) về “Ràng buộc

tài chính và đầu tư trong các công ty Pháp và Tây Ban Nha: một sự so sánh sử

dụng dữ liệu công ty”. Mục đích của bài nghiên cứu là phân tích các quyết định đầu

tư của công ty ở Pháp và Tây Ban Nha, tập trung vào các ràng buộc tài chính trong

việc giải thích hành vi đầu tư, bằng cách sử dụng hai bảng dữ liệu được tập hợp từ

các báo cáo kế toán của hai nhóm công ty của hai quốc gia này, trong giai đoạn

1991 – 1999. Bài nghiên cứu dựa vào mô hình hàm đầu tư động và chính sách tài

chính công ty của Bond và Meghir (1994) để kiểm định sự tồn tại của ràng buộc

thanh khoản lên hành vi đầu tư, nhóm tác giả đã kiểm định độ nhạy vượt trội của

đầu tư lên dòng tiền bằng cách sử dụng mô hình phương trình chuẩn Euler. Kết quả

nghiên cứu cho thấy rằng có sự khác biệt đáng kể trong hành vi đầu tư được liên kết

chặt chẽ với tình hình tài chính của các công ty. Đặc biệt, các bằng chứng tìm thấy

là phù hợp với chi phí đầu tư của các công ty trả cổ tức bằng không bị ràng buộc bởi

khả năng của quỹ tài chính nội bộ.

Nghiên cứu của Nguyễn Thị Ngọc Trang và Trang Thúy Quyên (2013) về

“Mối quan hệ giữa sử dụng đòn bẩy tài chính và quyết định đầu tư”. Bài nghiên

cứu nhằm kiểm định đòn bẩy tài chính có tác động đến quyết định đầu tư của doanh

nghiệp hay không. Nhóm tác giả sử dụng mẫu gồm 264 công ty niêm yết trước năm

2010 trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HOSE) và Sở Giao dịch Chứng

khoán Hà Nội (HNX), thời kỳ phân tích giai đoạn 2009-2011. Nhóm tác giả sử

dụng mô hình nghiên cứu của Mohun Prasadising Odit, Hemant B. Chittoo (2008)

để kiểm tra tác động của đòn bẩy lên đầu tư như sau:

) ( ) (

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Trong đó, Iit: đầu tư thuần của công ty i ở thời điểm t; Kit: tài sản cố định hữu

hình thuần; CFit: dòng tiền công ty i thời điểm t; Qit: biến Tobin’s Q, đại diện cho

cơ hội tăng trưởng của công ty, Q = (Tổng nợ + giá thị trường của cổ phần thường +

giá thị trường ước tính của cổ phần ưu đãi) / (Giá trị sổ sách của tài sản); LEVit: đại

diện cho đòn bẩy của công ty, tỉ lệ của tổng nợ dài hạn và ngắn hạn trên tổng tài

sản; SALEit: đại diện cho tăng trưởng doanh thu; ROAit: biến tỉ suất sinh lợi trên tài

sản; LIQit: đại diện cho tính thanh khoản.

Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng được hồi quy theo 3 cách: pooling,

random effect (hiệu ứng ngẫu nhiên) và fixed effect (hiệu ứng cố định). Để tìm hiểu

xem phương pháp hồi quy nào là phù hợp nhất trong ba phương pháp trên, nhóm tác

giả sử dụng hai kiểm định là Lagrangian Multiplier (LM test, Breusch và Pagan,

1980) và kiểm định Hausman (Hausman, 1978). Kết quả nghiên cứu cho thấy việc

sử dụng đòn bẩy tài chính có tác động thuận chiều lên quyết định đầu tư đối với

toàn bộ công ty trong mẫu và các công ty tăng trưởng cao trong mẫu. Tuy nhiên, đối

với các công ty tăng trưởng thấp, đòn bẩy tài chính lại có tác động nghịch chiều lên

đầu tư.

2.2.2. Chỉ số tài chính và khả năng dự báo phá sản công ty

Nghiên cứu của Edward I.Altman (1968) về “Chỉ số tài chính, phân tích

đa thức và dự báo phá sản công ty”. Mục đích của bài nghiên cứu là đánh giá kỹ

thuật phân tích tỷ số bằng cách sử dụng mô hình phân tích đa thức (MDA) để phân

tích, dự báo phá sản công ty thông qua việc khảo sát các chỉ số kinh tế và tài chính.

Phân tích đa thức là một kỹ thuật thống kê sử dụng để phân loại các quan sát thành

một hay nhiều nhóm phụ thuộc vào đặc tính riêng của biến quan sát, nó giải quyết

vấn đề phân loại các quan sát để thực hiện phân tích các biến phụ thuộc hơn là kiểm

định đặc tính của các biến quan sát. Hàm đa thức có dạng:

Z = v1x1 + v2x2 + … + vnxn

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Trong đó, Z là điểm số của đa thức hay giá trị được sử dụng để phân loại đối

tượng, vi là các hệ số của đa thức và xi là các biến độc lập.

Mẫu khảo sát ban đầu gồm 66 công ty được chia thành hai nhóm với mỗi

nhóm là 33 công ty. Nhóm thứ nhất là nhóm các công ty phá sản theo Chương X

của Luật Phá sản Hoa Kỳ trong giai đoạn 1946 – 1965 và nhóm thứ hai là nhóm các

công ty không phá sản trong cùng thời kỳ và vẫn tồn tại trong năm 1966.

Altman xem xét 22 biến tỷ số tài chính tiềm năng để phân tích, các biến tỷ số

này được phân loại thành 5 nhóm biến tỷ số chuẩn bao gồm: tỷ số về tính thanh

khoản, tỷ số về lợi nhuận, tỷ số về đòn bẩy tài chính, tỷ số về khả năng thanh toán

nợ, và tỷ số về hoạt động. Các nhóm biến tỷ số này được chọn dựa vào các cơ sở

sau: (1) các nghiên cứu đã công bố trước đó, (2) sự phù hợp tiềm năng với bài

nghiên cứu và (3) vài biến tỷ số mới được tạo ra trong bài nghiên cứu. Từ danh sách

22 biến tỷ số tài chính ban đầu, Altman chọn ra năm biến tỷ số để đưa vào mô hình

thực hiện dự báo khả năng phá sản công ty. Kết quả ước lượng hàm đa thức như

Z_Score = 0.12X1 + 0.014X2 + 0.033X3 + 0.006X4 + 0.999X5

Trong đó, X1 = (Vốn lưu động / Tổng tài sản), X2 = (Thu nhập giữ lại / Tổng

tài sản), X3 = (Thu nhập trước lãi vay và thuế / Tổng tài sản), X4 = (Giá trị thị

trường của vốn cổ phần / Giá trị sổ sách của tổng nợ vay), X5 = (Doanh thu / Tổng

tài sản). Z_Score là chỉ số tổng thể dự báo phá sản trong vòng 1 năm, Z_Score = 1

nếu công ty phá sản năm tới và bằng 0 ngược lại, giá trị Z_Score càng lớn thì khả

năng tồn tại của công ty càng cao.

Kết quả ước lượng chỉ ra rằng, tất cả các công ty có điểm số Z_Score lớn hơn

2.99 thuộc nhóm các công ty không phá sản, nghĩa là rơi vào vùng không phá sản,

trong khi các công ty có điểm số Z_Score thấp hơn 1.81 thuộc các nhóm các công ty

phá sản, chúng nằm trong vùng phá sản, các công ty có điểm số Z_Score từ 2.99

đến 1.81 thuộc vùng ―chưa xác định‖ hay vùng ―xám‖ vì tính nhạy cảm của sai sót

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

trong cách phân loại công ty. Mô hình phân tích đa thức các tỷ số cực kỳ chính xác

trong việc dự báo phá sản công ty, nó dự báo đúng 94% mẫu khảo sát ban đầu và

với 95% tất cả các công ty nằm trong nhóm phá sản và không phá sản. Tuy nhiên,

giới hạn của bài nghiên cứu là chỉ khảo sát các công ty sản xuất lớn (dựa vào quy

mô tài sản) và có sai sót trong việc phân loại công ty thuộc nhóm phá sản và không

phá sản.

Nghiên cứu của James A.Ohlson (1980) về “Chỉ số tài chính và khả năng

dự báo phá sản”. Bài nghiên cứu trình bày các kết quả nghiên cứu định lượng dự

báo sự thất bại của công ty như là bằng chứng cho các sự kiện phá sản. Những phát

hiện chính của bài nghiên cứu có thể được tóm tắt một cách ngắn gọn như sau: đầu

tiên, khả năng nhận diện bốn nhóm nhân tố quan trọng được thống kê có tác động

đến xác suất thất bại của công ty (trong vòng một năm), đó là: (1) quy mô công ty,

(2) cấu trúc tài chính, (3) tính hiệu quả, và (4) tính thanh khoản. Thứ hai, những

nghiên cứu trước đó đã phóng đại sức mạnh của các mô hình dự báo phá sản và các

kiểm định của nó. Một vấn đề nữa là các nhân tố dự báo (các chỉ số tài chính) lấy từ

các báo cáo tài chính được công bố sau ngày phá sản, sau đó bằng chứng chỉ ra rằng

các nhân tố này sẽ ―dự báo‖ phá sản.

Tác giả sử dụng mô hình logarit để xây dựng mô hình dự báo phá sản công ty

như sau: đặt Xi là vector các nhân tố dự báo cho quan sát thứ i, đặt β là vector các

tham số chưa biết, và đặt P(Xi, β) là xác suất phá sản của Xi và β, P là hàm xác suất

với 0 ≤ P ≤ 1. Logarit các khả năng có thể xảy ra của bất kỳ kết quả cụ thể trong

không gian mẫu gồm các công ty phá sản (S1) với các công ty không phá sản (S2),

mô hình xác suất phá sản như sau:

( ) ∑ ( ) ∑ ( ( ))

Xuất phát từ phương trình trên, Ohlson đã ước lượng mô hình kinh tế lượng

dự báo khả năng phá sản công ty bằng các chỉ số tài chính với ba mô hình: mô hình

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

1 dự báo phá sản trong vòng một năm, mô hình 2 dự báo phá sản trong vòng hai

năm và mô hình 3 dự báo phá sản trong vòng một hoặc hai năm, trong đó mô hình

được biết đến nhiều nhất là mô hình 1 với bốn nhóm nhân tố cơ bản ở trên được mô

tả bởi chín biến số kế toán tác động đến khả năng phá sản trong vòng một năm. Sử

dụng dữ liệu trong gia đoạn 1970 – 1976 với 105 công ty phá sản (trong đó có 18

công ty, chiếm 17% có báo cáo tài chính bị tiết lộ trong năm tài chính trước ngày

công bố phá sản) và 2058 công ty không phá sản phân loại theo chương X và XI của

Luật Phá sản Hoa Kỳ, kết quả ước lượng mô hình 1 như sau:

Oscorei

t +

t = – 1.32 – 0.407SISEi t – 2.37CFTLi

t – 1.72NITAi

t + 6.03TLTAi t – 1.83INTWOi

t – 1.43WCTAi t + 0.285OENEGi

t –

0.076CLCAi 0.521CHINi

t

t = log (Tổng tài sản / Chỉ số mức giá GNP), TLTAi

t = (Tổng

t = (Vốn lưu động / Tổng tài sản), CLCAi

t = (Nợ

t = (Thu nhập ròng / Tổng tài sản), CFTLi

t =

t = 1 nếu thu nhập ròng là

t = 1 nếu tổng nợ phải trả t - NIi

t-1) / (|NIi

t| + |NIi

t-1|)

t là thu nhập ròng trong giai đoạn gần đây nhất, Oscore là chỉ số tổng thể dự

Trong đó, SISEi

t = 1 nếu công ty phá sản trong năm tiếp theo

nợ phải trả / Tổng tài sản), WCTAi ngắn hạn / Tài sản ngắn hạn), NITAi (Quỹ được lập từ hoạt động / Tổng nợ phải trả), INTWOi âm cho hai năm gần đây và bằng 0 nếu ngược lại, OENEGi vượt tổng tài sản và bằng 0 nếu ngược lại, CHINi t = (NIi với NIi báo phá sản trong vòng 1 năm, Oscorei

và bằng 0 nếu ngược lại. Chỉ số Oscore càng lớn thì rủi ro phá sản công ty càng cao

và ngược lại.

Kết quả ước lượng cả ba mô hình cho thấy chỉ có ba hệ số của các biến

WCTA, CLCA và INTWO có thông kê t-statistics đồng thời nhỏ hơn 2 ở cả ba mô

hình, các hệ số còn lại có thông kê t-statistics khá lớn. Nhân tố quy mô công ty

(SIZE) là một nhân tố dự báo quan trọng mặc dù nó có t-statistics lớn hơn 2. Nhân

tố cấu trúc tài chính (TLTA), tính hiệu quả (NITA hoặc FUTL) và tính thanh khoản

(WCTA và/ hoặc CLCA) cũng là các nhân tố quan trọng trong việc đánh giá khả

năng phá sản công ty. Cấu trúc tài chính được thể hiện qua đòn bẩy tài chính mà

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

càng lớn nguy cơ phá sản càng cao, trong khi đó các yếu tố về quy mô công ty, tính

hiệu quả và tính thanh khoản càng lớn thì nguy cơ phá sản càng thấp. Ngoài các chỉ

số tài chính trên, tác giả mở rộng mô hình 1 bằng cách thêm vào hai chỉ số mới là

chỉ số lợi nhuận biên được tính bởi quỹ từ hoạt động chia cho tổng doanh thu và chỉ

số tài sản được tính bởi tài sản vô hình cộng với chệnh lệch thừa hoặc thiếu tài sản

chia cho tổng tài sản. Kết quả ước lượng cho thấy các biến này có ý nghĩa quan

trọng trong việc dự báo phá sản doanh.

Nghiên cứu của Ben Chin-Fook Yap, David Gun-Fie Yong và Wai-Ching

Poon (2010) về “Tỷ số tài chính và phân tích biểu thức đa biến dự báo sự thất bại

của các công ty Malaysia”. Mục đích của bài nghiên cứu là phát triển một mô hình

để cải thiện khả năng tiên đoán sự thất bại cho các công ty sau khoảng thời gian cơ

cấu lại với điều kiện tài chính, kinh doanh và hoạt động khác nhau trong bối cảnh

của Malaysia. Tổng cộng có 64 công ty được phân tích với 16 chỉ tiêu tài chính.

Một hàm đa thức được xây dựng để phân tích (MDA) với 07 tỷ số tài chính được

tìm thấy là có ý nghĩa thống kê trong việc dự báo với tỷ lệ chính xác cao từ 88%

đến 94% cho mỗi năm năm trước khi công ty thất bại. Bảy tỷ số tài chính đó là: quỹ

trên tổng nợ phải trả (FFTL), dòng tiền trên tổng nợ dài hạn (CFTD), tổng nợ dài

hạn trên tổng tài sản (TDTA), vốn lưu động trên tổng tài sản (WCTA), thu nhập giữ

lại trên tổng tài sản (RETA), thu nhập trước thuế và lãi vay (EBIT) và thu nhâp ròng

trên doanh thu (NIS). Nghiên cứu này cũng chỉ ra rằng ngay cả với các công cụ

thống kê tiên tiến phổ biến hơn được sử dụng gần đây, MDA vẫn còn là một công

cụ thống kê mạnh và rất đáng tin cậy.

Nghiên cứu của Pranee Leksrisakul và Michael Evans (2005) về “Mô

hình phá sản công ty ở Thái Lan – Sử dụng phân tích biệt thức đa biến”. Nghiên

cứu này cung cấp bằng chứng mới về việc sử dụng phương pháp phân tích biệt thức

đa biến (MDA) có thể được chọn như là một công cụ để dự đoán sự thất bại của

công ty niêm yết ở Thái Lan. Nguồn dữ liệu được sử dụng là các công ty niêm yết

trên thị trường chứng khoán Thái Lan (SET) trong khoảng thời gian 1997-2002. Các

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

biến tài chính lấy từ mô hình dự báo phá sản của Altman (1968). Kết quả nghiên

cứu cho thấy, các biến số về lợi nhuận, đòn bẩy tài chính, chất lượng tài sản và tính

thanh khoản có tác động đến khả năng dự báo phá sản công ty và tất cả chúng đều

có ý nghĩa thống kê. Bên cạnh đó, các kết quả kiểm định cho thấy rằng các chỉ tiêu

tài chính của các công ty phá sản có sự khác biệt có ý nghĩa so với các công ty

không phá sản, các tỷ số tài chính về lợi nhuận, tính thanh khoản và chất lượng tài

sản của các công ty phá sản thấp hơn so với các công ty không phá sản, nhưng tỷ lệ

đòn bẩy có xu hướng ngược lại giữa hai nhóm công ty này.

Nghiên cứu của Evridiki Neophytou, Andreas Charitou và Chris

Charalambous (2000) về “Dự báo thất bại công ty – bằng chứng thực nghiệm từ

Anh”. Mục đích chính của bài viết này là phát triển mô hình phân loại các công ty

công nghiệp thất bại cho Vương quốc Anh, bằng cách sử dụng hai kỹ thuật phân

tích logit và mạng thần kinh (Neural Networks). Bộ dữ liệu bao gồm 51 cặp các

công ty công nghiệp thất bại và không thất bại ở Anh trong giai đoạn 1988 – 1997.

Mô hình dự báo được phát triển cho đến ba năm trước khi sự kiện thất bại xảy ra.

Kết quả cho thấy một mô hình bao gồm ba biến tài chính là khả năng sinh lời, dòng

tiền hoạt động và biến đòn bẩy tài chính có thể giải thích chính xác tổng thể 83%

khả năng thất bại công ty trước một năm. Mô hình của tác giả có thể hỗ trợ các nhà

quản lý, các cổ đông, các tổ chức tài chính, kiểm toán viên tại Anh dự báo khủng

hoảng tài chính.

Nghiên cứu của Ming Xu và Chu Zhang (2008) về “Dự báo phá sản:

trường hợp các công ty niêm yết Nhật Bản”. Bài nghiên cứu dự báo phá sản của

các công ty niêm yết ở Nhật Bản giai đoạn 1992 – 2005. Nhóm tác giả cho thấy

rằng các biện pháp truyền thống như chỉ số Zscore của Altman (1968), Oscore của

Ohlson (1980) và định giá quyền chọn trước đây được phát triển cho thị trường Mỹ,

cũng rất hữu ích cho thị trường Nhật Bản. Hơn nữa, sức mạnh dự báo mạnh đáng kể

khi các biện pháp này được kết hợp. Kết quả cho thấy dự báo phá sản dựa trên

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

phương pháp định giá quyền chọn thành công hơn các phương pháp dựa vào các

biến kế toán.

Nghiên cứu của Hay Sinh (2003) về ―Ước tính xác suất phá sản trong thẩm

định giá trị doanh nghiệp‖. Theo tác giả, xác suất phá sản là một tham số tài chính

có ảnh hưởng trực tiếp đến giá trị công ty. Tuy nhiên khi thẩm định giá bằng các

phương pháp thuộc cách tiếp cận dòng tiền, xác xuất phá sản chưa được ước tính là

một tham số độc lập mà thường được thể hiện trong tỉ suất chiết khấu. Trong khi đó,

phương pháp giá trị hiện tại có điều chỉnh (APV) đã có cách tiếp cận mới hơn khi

tách tác động biên của nợ vay và ước tính xác suất phá sản như một tham số độc

lập. Về ý tưởng, APV tỏ ra khá hiệu quả, nhưng tại Việt Nam, phương pháp này vẫn

chưa được thẩm định viên quan tâm vì vướng phải nhiều khó khăn trong việc ước

tính xác suất phá sản. Do đó, bài nghiên cứu của tác giả nhằm mục đích thiết lập các

phương pháp ước tính xác suất phá sản của một công ty để phương pháp giá trị hiện

tại có điều chỉnh (APV) ngày càng được áp dụng rộng rãi, góp phần làm đa dạng

hóa các phương pháp trong hoạt động thẩm định giá trị doanh nghiệp tại Việt Nam

hiện nay. Tác giả đã đưa ra hai phương pháp ước tính xác suất phá sản của một

công ty là: (1) dựa vào chỉ số Z‖ điều chỉnh của Altman (1968) và (2) dựa vào hệ

thống xếp hạng tín nhiệm nội bộ của các ngân hàng thương mạiTheo Quyết định số

493/2005/QĐ-NHNN ngày 22/04/2005 của Thống đốc Ngân hàng Nhà nước ban

hành, đồng thời tác giả cũng thực hiện minh họa cho Công ty cổ phần Công nghiệp

Cao su Miền Nam – CASUMINA

2.2.3. Mô hình đầu tƣ và rủi ro phá sản công ty

Nghiên cứu của John K. Wald (2004) về “Thêm nhân tố phá sản vào mô

hình đầu tư”. Bài nghiên cứu bắt đầu bằng câu hỏi liệu rủi ro phá sản có tác động

đến hành vi đầu tư của công ty hay không. Nếu tác động của rủi ro phá sản lên đầu

tư là có ý nghĩa, thì các phát hiện thực nghiệm trước đó về tràng buộc thanh khoản

tác động lên đầu tư có thể bị thay thế bằng các phát hiện về rủi ro phá sản tác động

lên đầu tư. Tác giả đã mở rộng mô hình đầu tư BM của Bond và Meghir (1994)

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

bằng cách thêm vào nhân tố phá sản phá sản để làm sáng tỏ vấn đề này như sau: đặt ̃ là cổ tức tại thời điểm t, βt là tỷ suất chiết khấu tại thời điểm t, và ̃ là xác suất

công ty tồn tại từ thời điểm t-1 đến t. Tối đa hóa giá trị vốn cổ phần M0 bằng cách

chiết khấu giá trị dòng cổ tức của công ty, phương trình tối đa hóa giá trị công ty

được viết như sau:

∑ [∏ ̃ ] ̃

{ }

là các biến ngẫu nhiên. Xuất phát từ

Trong đó, xác suất tồn tại ̃ và cổ tức ̃

phương trình trên, Wald đã xây dựng mô hình hàm đầu tư có thêm yếu tố rủi ro phá

sản công ty như sau:

/ / / / / . . . . .

Trong đó, I: mức độ đầu tư của công ty i tại thời điểm t – là giá trị tăng thêm

toàn bộ tài sản cố định hữu hình của công ty, K: giá trị tài sản cố định hữu hình. Tài

sản cố định hữu hình là các tài sản sử dụng hơn một năm trong quá trình sản xuất,

Y: tổng doanh thu, M: giá trị thị trường vốn cổ phần trong một năm, d: cổ tức trong

một năm, E: vốn cổ phần (E = Mt-1 – dt-1), S: xác suất tồn tại công ty (S = 1 – POscore

, với POscore là xác suất phá sản được ước lượng từ mô hình dự báo phá sản của James A. Ohlson – 1980, POscore = [1+e-Oscore ]-1), và : hệ sồ hồi qui; vt là biến giả

mô tả sự tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô theo thời gian, ai là biến giả đặc

trưng công ty và ei,t là sai số. Bằng cách lấy 1 chia cho để ước lượng tốt hơn sự

tác động của rủi ro phá sản lên đầu tư, mô hình hàm đầu tư mới như sau:

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

/ / / / / . . . . .

Để ước lượng hai mô hình trên, tác giả sử dụng dữ liệu của các công ty Hoa

Kỳ giai đoạn 1969 đến 2003 với bốn kết quả ước lượng đạt được cho thấy tác động

của rủi ro phá sản lên hành vi đầu tư là có ý nghĩa (với mức ý nghĩa 1% cho ba mô

hình hồi quy và mức ý nghĩa 5% cho mô hình hồi quy còn lại), với hệ số hồi quy

biến đổi từ 0.242 đến 0.596. Ước lượng đồng thời rủi ro phá sản trong mô hình hồi

quy 1 và 3 cho thấy xác suất tồn tại tăng thêm 1% sẽ tương ứng với đầu tư tăng

thêm 7.4%. Hệ số hồi quy nhỏ hơn trong mô hình hồi quy 2 và 4 cho thấy đầu tư

tăng thêm 2.4% hoặc 5.2% sẽ làm tăng 1% xác suất tồn tại. Kết quả này đề nghị cơ

chế khác giữa việc đánh đổi giá trị công ty và lợi ích tấm chắn thuế từ việc vay nợ,

đó là công ty có lợi lớn hơn do tấm chắn thuế mang lại nhưng bớt đi lợi nhuận từ

các cơ hội đầu tư và do đó, Myers (1977) cho rằng vấn đề đầu tư dưới chuẩn xuất

hiện như là một nhân tố quan trọng trong quyết định đầu tư của công ty.

Nghiên cứu của Kai Kirchesch (2004) về “Rủi ro tài chính, khả năng phá

sản, và hành vi đầu tư của công ty”. Bài nghiên cứu nổ lực mở rộng các nghiên

cứu trước đó về ràng buộc tài chính lên quyết định đầu tư bằng cách xây dựng mối

liên hệ giữa quyết định đầu tư và rủi ro tài chính công ty. Vì vậy, mục đích của bài

nghiên cứu là ước lượng thực nghiệm hàm đầu tư để giải thích một cách rõ ràng rủi

ro phá sản như là thước đo hoàn chỉnh cho rủi ro tài chính của công ty. Do đó,

những rủi ro phá sản được giới thiệu trong các lý thuyết đầu tư cổ điển thay đổi tính

toán việc tối đa hóa lợi nhuận công ty mà doanh thu tương lai mong đợi sẽ bị đặt

nặng với xác suất tồn tại công ty. Kết quả xây dựng hàm đầu tư chứa đựng xác suất

tồn tại công ty sẽ được kiểm tra qua dữ liệu bảng cân đối kế toán của các công ty

Đức trong giai đoạn 1987 đến 1998 bằng các phương pháp ước lượng OLS, FE,

WITHIN, và GMM. Các công ty được phân loại theo quy mô được đo lường bằng

doanh thu.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Mô hình hành vi đầu tư công ty với thông tin bất cân xứng và rủi ro tài chính

là tối đa hóa thu nhập công ty trước thuế và lãi vay (EBIT) được định nghĩa như là

doanh thu từ việc sản xuất hàng hóa dịch vụ trừ đi chi phí lao động và chi phí sử

dụng vốn điều chỉnh như sau:

EBITi

t = pi

tF(Ki

t, Li

t) – wtLi

t – ptG(Ii

t, Ki

t)

t) làm hàm doanh thu theo các yếu tố đầu vào là vốn K và

t, Li lao động L của công ty i tại thời điểm t, G(Ii

t, Ki

t) là hàm chi phí sử dụng vốn điều

Trong đó, F(Ki

chỉnh theo đầu tư I và vốn K của công ty i tại thời điểm t, wt là tỷ lệ tiền lương đồng

nhất cho tất cả công ty và pt là giá hàng hóa và dịch vụ đầu ra. Xuất phát từ phương

trình trên, Kai Kirchesch đã xây dựng mô hình hàm hành vi đầu tư có thêm yếu tố

/ . . /

/ . ) . ( /

/ . .

xác suất tồn tại công ty như sau:

Trong đó, I: mức độ đầu tư mới của công ty i tại thời điểm t – là giá trị tăng

thêm toàn bộ tài sản cố định của công ty, K: giá trị tài sản cố định – tài sản cố định

là các tài sản sử dụng hơn một năm trong quá trình sản xuất, C: dòng tiền, bằng

khấu hao tài sản cố định cộng với lợi nhuận hoạt động trước thuế, lãi vay và cổ tức

ưu đãi, Y: tổng doanh thu, B: tổng nợ vay dài hạn, D: cổ tức (bằng thu nhập ròng

trừ thu nhập giữ lại), S: xác suất tồn tại được tính như sau: S = 1 – POscore với POscore

là xác suất phá sản công ty được ước lượng từ mô hình dự báo phá sản của James A. Ohlson (1980): POscore = [1+e-Oscore ]-1, và : hệ sồ hồi qui.

Kết quả ước lượng cho thấy, hệ số hồi quy của các biến chỉ số đầu tư (α1) và

đầu tư bình phương (α2) có những tín hiệu mong đợi, giá trị của chúng phù hợp với

những nghiên cứu trước đó. Giá trị cao hơn của các biến tỷ số đầu tư này của các

công ty lớn có thể chỉ ra rằng công ty đầu tư liên tục làm gia tăng quy mô công ty,

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

trong khi đó các công ty nhỏ có xu hướng đầu tư gián đoạn. Hệ số sản lượng đầu ra

(α3) của tất cả các công ty hiển thị giá trị dương. Sự tác động của chi phí lao động

lên đầu tư (α4) thể hiện giá trị dương đã chứng minh là có ý nghĩa và cao hơn đối

với các công ty lớn hơn. Hệ số của biến tỷ số nợ (α5) thể hiện giá trị âm cho thấy

mối quan hệ nghịch giữa tài trợ nợ và đầu tư, thường giá trị α5 cao hơn hoặc với

mức ý nghĩa cao hơn của các công ty nhỏ là biểu hiện xấu cho vấn đề thông tin trên

thị trường vốn đối với các công ty này. Hệ số α6 rất nhỏ và không có ý nghĩa. Hệ số

α7 mô tả sự tác động của rủi ro tài chính thể hiện xác suất phá sản công ty lên hành

vi đầu tư. Trong khi mô hình không cung cấp mối quan hệ rõ ràng giữa xác suất phá

sản công ty và mức độ đầu tư mà nó giả định rằng mối quan hệ này là nghịch tương

ứng với sự tác động thuận của xác suất tồn tại lên đầu tư. Cuối cùng, tác giả kết luận

xác suất tồn tại là thước đo của các mô hình dự báo phá sản là phù hợp để giải thích

mối quan hệ giữa đầu tư và rủi ro tài chính công ty. Kết quả cho thấy có một số

nhóm công ty có độ nhạy cảm đầu tư cao với xác suất tồn tại hơn những nhóm công

ty khác.

Tóm lại, qua các nghiên cứu đã thực hiện trước đây đã cho thấy rằng: có sự

tồn tại các nhân tố tài chính tác động đến quyết định đầu tư và rủi ro phá sản công

ty, cũng như mối quan hệ giữa quyết định đầu tư và rủi ro phá sản ở những mức độ

khác nhau tương ứng với những quốc gia khác nhau và các thời kỳ khác nhau. Từ

những nghiên cứu này, người viết tiến hành lựa chọn mô hình nghiên cứu dựa trên

tính phổ biến và khả năng thu nhập dữ liệu cho mô hình để thực hiện các nghiên

cứu cho Việt Nam. Theo đó, người viết chọn ba mô hình nghiên cứu sau:

Thứ nhất, mô hình đầu tư và chính sách tài chính của công ty của Stephen

Bond và Costas Meghir (1993), để trả lời cho câu hỏi về các nhân tố tác động đến

quyết định đầu tư của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Thứ hai, mô hình dự báo phá sản của James A.Ohlson (1980), để trả lời cho

câu hỏi về các nhân tố tác động đến rủi ro phá sản của các công ty niêm yết trên thị

trường chứng khoán Việt Nam.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Thứ ba, mô hình đầu tư có thêm nhân tố phá sản của John K. Wald (2004),

để trả lời cho câu hỏi về mối quan hệ giữa quyết định đầu tư và rủi ro phá sản của

các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2003 –

2012, đồng thời nghiên cứu sự tác động của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu

năm 2008 đến mối quan hệ này.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

3. THỰC TRẠNG ĐẦU TƢ VÀ KHẢ NĂNG PHÁ SẢN CÁC CÔNG TY

NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

3.1. Thực trạng nền kinh tế Việt Nam giai đoạn 2003 – 2012

Cuộc khủng hoảng tài chính năm 2008 bắt nguồn từ khủng hoảng cho vay tín

dụng nhà đất dưới chuẩn tại Mỹ (tài sản thế chấp cho các khoản vay bất động sản

không đủ đảm bảo trả nợ) vào tháng 7 năm 2007 và lên tới đỉnh điểm vào tháng 10

năm 2008, lan sang thị trường tài chính và rồi tới kinh tế toàn cầu, khi một loạt định

chế tài chính lớn của Mỹ bị phá sản hay đứng trước bờ vực phá sản như hai tổ chức

cho vay thế chấp lớn của Mỹ là Fannie Mae và Freddie Mac bị quốc hữu hóa vào

ngày 07/09/2008. Sau đó, lần lượt Lehman Brothers, Washington Mutual tuyên bố

phá sản, Merill Lynch bị Bank of America mua lại, còn AIG phải nhận hàng chục tỷ

USD cứu trợ từ Chính phủ Mỹ. Trong năm 2009, có 140 ngân hàng ở Mỹ bị phá

sản, GDP nước này cũng tăng trưởng âm 2,8%. Hai tập đoàn sản xuất ôtô lớn là

General Motors (GM) và Chrysler nộp đơn xin bảo hộ phá sản trong cùng năm đó.

Cuộc chiến nâng trần nợ công năm 2011 còn khiến Mỹ lần đầu tiên bị hạ xếp hạng

tín nhiệm. Cuộc khủng hoảng đã đẩy nền kinh tế thế giới rơi vào cuộc suy thoái

trầm trọng nhất trong vòng 10 năm trở lại đây, đã làm chao đảo thị trường chứng

khoán toàn cầu, tỷ giá biến động, tổng cầu suy giảm dẫn tới giảm sản lượng sản

xuất công nghiệp, thương mại quốc tế, dòng vốn đầu tư quốc tế, và tiêu dùng. Tốc

độ tăng GDP toàn cầu giảm mạnh và tỷ lệ thất nghiệp tăng cao.

Tại Việt Nam, tốc độ tăng trưởng kinh tế chậm lại và có xu hướng giảm, tình

trạng bất ổn kinh tế vĩ mô, tốc độ tăng trưởng công nghiệp và dịch vụ giảm, rủi ro

hệ thống tài chính ngân hàng gia tăng và sức mua kém, cụ thể như sau:

Giai đoạn 2002 - 2007, Việt Nam có tốc độ tăng trưởng GDP bình quân đạt

7,8%. Với việc gia nhập tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) năm 2007, tốc độ

tăng trưởng GDP lên tới gần 8,5%. Khi khủng hoảng kinh tế toàn cầu nổ ra từ năm

2008, nền kinh tế Việt Nam tăng trưởng chậm, tốc độ tăng trưởng GDP bình quân

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

luôn thấp hơn 7% và có xu hướng giảm, năm 2012 chỉ đạt 5,03%, chưa bằng hai

phần ba so với mức trước khi khủng hoảng.

Vấn đề kiểm soát lạm phát, đỉnh điểm của lạm phát là năm 2008 lên tới gần

20% và duy trì ở hai con số năm 2010 và 2011 đã ảnh hưởng xấu đến môi trường

kinh doanh tại Việt Nam và giá trị tiền đồng. Từ năm 2012, Chính phủ thực hiện

chính sách thắt chặt chính sách tiền tệ để kiểm soát lạm phát. Chỉ số giá tiêu dùng

đã giảm về một con số, nhưng những hệ quả như tăng trưởng tín dụng thấp, vốn đầu

tư toàn xã hội suy giảm. Ngoài ra lạm phát thấp trong thời gian qua chủ yếu do sức

cầu kiệt quệ, rủi ro tăng giá vẫn luôn hiện hữu.

Vốn đầu tư toàn xã hội giảm, chính sách thắt chặt đầu tư công để kiểm soát

lạm phát dẫn tới tỷ lệ đầu tư trên GDP liên tục suy giảm 3 năm qua, xuống dưới

30% GDP trong nửa đầu năm 2013 so với mức trên 40% GDP trước đó. Các giải

pháp đưa ra thời gian qua như giãn, giảm thuế, cho vay hỗ trợ mua nhà, hay ngay cả

chương trình xử lý nợ xấu của Công ty VAMC vẫn chưa thấy tác dụng.

Sản xuất công nghiệp giảm dần do ảnh hưởng khủng hoảng kinh tế toàn cầu,

sức mua trong nước và nhu cầu xuất khẩu giảm, tồn kho lớn. Đến năm 2012, tăng

trưởng nhóm ngành công nghiệp thấp khi chỉ số sản xuất công nghiệp tăng dưới 5%.

Nhiều ngành công nghiệp chủ chốt như khai khoáng, chế tạo, sắt thép gặp khó khăn,

thể hiện qua những con số tồn kho cao của toàn ngành. Chính phủ đã phải đưa ra

nhiều giải pháp tháo gỡ khó khăn, thúc đẩy tăng trưởng như hạ lãi suất, tạo điều

kiện giảm hàng tồn kho cho doanh nghiệp... do đó, sản xuất công nghiệp của Việt

Nam 8 tháng đầu năm 2013 đã tăng nhẹ, song vẫn còn ở mức rất thấp.

Khả năng thu hút vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) trong những năm

kinh tế thế giới biến động đã giảm sút rất rõ rệt. Từ mức gần 72 tỷ USD năm 2008,

đến nay trung bình chỉ còn khoảng 13 tỷ USD mỗi năm. Bên cạnh đó, những trở

ngại lớn trong việc thu hút đầu ngày càng bộc lộ như chất lượng lao động thấp,

chính sách thu hút đầu tư còn nhiều điểm hạn chế.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Sức mua trên thị trường suy yếu và số lượng công ty giải thể hay phá sản

tăng lên. Trước khủng hoảng kinh tế, tổng mức hàng hóa bán lẻ và dịch vụ tăng

mạnh và đạt tới 31%, nhưng khi tăng trưởng kinh tế suy giảm và thị trường xuất

khẩu bị thu hẹp, tốc độ tăng chỉ tiêu này liên tục giảm từ năm 2010 đến nay, nó

phản ánh sức cầu ngày càng giảm và khó khăn lớn nhất của các công ty lúc này

không còn là vấn đề lãi suất mà là sức mua của thị trường. Từ năm 2010, số lượng

doanh nghiệp đăng ký thành lập mới lần đầu tiên có xu hướng giảm trong khi số

lượng doanh nghiệp phá sản hay giải thể tăng lên.

Trên thị trường chứng khoán, tính thanh khoản thị trường kém, chỉ số VN-

index giảm liên tục và xuống dưới mức 350 điểm. Thị trường bất động sản – xây

dựng – vật liệu xây dựng gặp rất nhiều khó khăn như hàng tồn kho quá lớn, nợ vay

tăng mạnh, tính thanh khoản thị trường thấp. Trong khi đó, sức mua trên thị trường

hàng tiêu dùng kém, có xu hướng giảm, và các công ty hoạt động trên thị trường

này khó tiếp cận với nguồn tín dụng để phát triển sản xuất.

3.2. Thực trạng đầu tƣ và khả năng phá sản các công ty niêm yết trên thị

trƣờng chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2003 – 2012

Dựa trên hệ thống phân ngành ICB (Industry classification benchmark), là hệ

thống phân ngành phát triển bởi Dow Jones và FTSE, được phát triển và đưa vào áp

dụng từ năm 2006 với 10 nhóm ngành lớn, 19 nhóm ngành, 41 ngành và 114 phân

ngành nhỏ, người viết tiến hành phân loại 737 công ty được khảo sát thành ba nhóm

ngành lớn là: nhóm ngành Tài chính, nhóm ngành Công nghiệp và nhóm ngành

Hàng tiêu dùng. Từ ba nhóm ngành lớn này, người viết tiếp tục phân loại thành năm

ngành để nghiên cứu là: ngành Chứng khoán và ngành Bất động sản, thuộc nhóm

ngành Tài chính; ngành Xây dựng và Vật liệu xây dựng thuộc nhóm ngành Công

nghiệp; ngành Thực phẩm và Đồ uống và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân và gia đình

thuộc nhóm ngành Hàng tiêu dùng. Người viết đã thực hiện phân tích thống kê số

liệu các chỉ tiêu kế toán cấu thành các nhân tố trong các mô hình nghiên cứu để

đánh giá về thực trạng các công ty niêm yết theo thời gian từ năm 2003 đến năm

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

2012 và theo từng ngành, trong đó chi tiết theo từng thời kỳ trước và sau khủng

hoảng tài chính năm 2008.

Dữ liệu khảo sát được trình bày trong bảng 4.1 và bảng 4.2 – phụ lục 4, các

biểu đồ 4.1, 4.2 và 4.3 – phụ lục 1, cho thấy số lượng công ty niêm yết tăng dần

theo thời gian và cao nhất là năm 2010, sau đó giảm nhẹ dần do sự tác động của

cuộc khủng hoảng tài chính 2008. Toàn bộ mẫu khảo sát có 737 công ty niêm yết,

trong đó có 91 công ty bị hủy niêm yết theo nghị định số 58/2012/NĐ-CP của

Chính phủ, tỷ lệ bị hủy niêm yết toàn bộ mẫu là 12,35%. Số lượng công ty niêm yết

trước khủng hoảng tài chính là 427 công ty, số lượng công ty niêm yết sau khủng

hoảng và toàn bộ mẫu là 737 công ty. Số lượng công ty niêm yết của từng ngành

khảo sát trước và sau khủng hoảng là như nhau. Các công ty bị hủy niêm yết chủ

yếu xuất hiện ở giai đoạn sau khủng hoảng với 91 công ty khi mà nghị định số

58/2012/NĐ-CP của Chính phủ có hiệu lực, trong khi đó, chỉ có duy nhất một công

ty thuộc ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng bị hủy niêm yết trước khủng hoảng

2008 nếu áp dụng nghị định số 58/2012/NĐ-CP của Chính phủ tại thời điểm đó,

chiếm tỷ lệ rất thấp là 0.51%.

Trong năm ngành khảo sát, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng có số lượng

công ty niêm yết và bị hủy niêm yết cao nhất, gồm 196 công ty niêm yết và 33 bị

công ty hủy niêm yết, chiếm tỷ lệ 16,84% so với toàn ngành. Ngành Hàng tiêu

dùng cá nhân – gia đình có số lượng công ty niêm yết và bị hủy niêm yết thấp nhất,

gồm 24 công ty niêm yết và 2 công ty bị hủy niêm yết, chiếm tỷ lệ 8,33% so với

toàn ngành. Mặt khác, nếu xem xét về tỷ lệ bị hủy niêm yết, ngành Chứng khoán có

tỷ lệ bị hủy niêm yết cao nhất là 28,13%. Ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình

có tỷ lệ hủy niêm yết thấp nhất là 8,33%. Trong năm ngành khảo sát, có bốn ngành

có tỷ lệ bị hủy niêm yết lớn hơn tỷ lệ hủy niêm yết toàn bộ mẫu và được sắp xếp

theo thứ tự tăng dần là: ngành Bất động sản (12,50%), ngành Thực phẩm – đồ uống

(15,38%), ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng (16,84%) và ngành Chứng khoán

(28,13%). Chỉ có một ngành có tỷ lệ bị hủy niêm yết nhỏ hơn so với tỷ lệ bị hủy

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

niêm yết toàn bộ mẫu là ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình. Các ngành khác

trong mẫu khảo sát có 356 công ty niêm yết và 29 công ty bị hủy niêm yết, tỷ lệ bị

hủy niêm yết là 8,15%, tỷ lệ này nhỏ hơn so với tỷ lệ bị hủy niêm yết toàn bộ mẫu.

Các kết quả thống kê được trình bày trong các biểu đồ ở phụ lục 1, từ biểu đồ

số 4.4 đến biểu đồ số 4.16, mô tả thực trạng đầu tư và khả năng phá sản các công ty

niêm yết, nó được thể hiện qua tình hình biến động các chỉ tiêu kế toán cấu thành

các nhân tố trong các mô hình nghiên cứu. Nhìn chung độ biến động của các chỉ

tiêu kế toán là lớn do một phần sự biến động số lượng các công ty niêm yết tăng

hàng năm trong mẫu khảo sát, cụ thể như sau:

Tình hình biến động tài sản cố định: Xem xét toàn bộ mẫu khảo sát, tổng

giá trị tài sản cố định lũy kế của các công ty niêm yết liên tục tăng hàng năm trước

khủng hoảng cũng như sau khủng hoảng, từ 50.574 triệu đồng năm 2003 (chỉ có hai

công ty niêm yết trong mẫu khảo sát) tăng lên đến 316.527.675 triệu đồng năm

2012 (có 692 công ty niêm yết trong mẫu khảo sát), giá trị trung bình lũy kế của

tổng tài sản cố định toàn bộ mẫu đạt 144.171.600 triệu đồng, có hai thời điểm giá trị

tổng tài sản lũy kế tăng mạnh, đó là trước khi khủng hoảng xảy ra, từ năm 2007 đến

2008, tốc độ tăng rất mạnh là 60,65%; và sau khi khủng hoảng xảy ra, từ năm 2009

đến 2010, tốc độ tăng 28,81%.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, ngành Xây dựng – Vật liệu xây

dựng có tổng giá trị lũy kế và tốc độ tăng tài sản cố định hàng năm vượt trội so với

bốn ngành còn lại trong mẫu khảo sát, kế đến là ngành Thực phẩm – đồ uống và

ngành Bất động sản. Hai ngành còn lại là Chứng khoán và Hàng tiêu dùng cá nhân

– gia đình có tổng giá trị lũy kế và tốc độ tăng tài sản cố định hàng năm nhỏ hơn rất

nhiều. Cụ thể như sau: giá trị trung bình tổng tài sản lũy kế của ngành Xây dựng –

Vật liệu xây dựng từ năm 2003 đến 2012 bao gồm 196 công ty niêm yết đạt mức

cao nhất là 31.698.864 triệu đồng, chiếm tỷ lệ 21,98% so với giá trị trung bình tổng

tài sản lũy kế toàn bộ mẫu khảo sát. Xếp thứ hai là ngành Bất động sản với tỷ lệ

11,06%, thứ ba là ngành Thực phẩm – đồ uống với tỷ lệ 9,88%. Hai ngành còn lại là

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Chứng khoán và Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình chiếm tỷ lệ rất thấp, lần lượt là

2,12% và 0,95%.

Tình hình biến động đầu tư mới tài sản cố định: giá trị đầu tư mới tài sản

cố định của toàn bộ mẫu khảo sát có xu hướng tăng mạnh từ năm 2004 đến 2010,

sau đó có xu hướng giảm mạnh từ năm 2010 đến 2012. Giá trị trung bình đầu tư

mới tài sản cố định toàn giai đoạn đạt 25.099.096 triệu đồng và cao nhất là

59.264.257 triệu đồng vào năm 2010. Có hai lần tăng mạnh đầu tư mới tài sản cố

định là: trước khi khủng hoảng xảy ra từ năm 2007 đến 2008 tăng cực mạnh với

159,83%, và ngay sau khi khủng khoảng xảy ra từ năm 2008 đến 2010 tiếp tục tăng

mạnh với 54,97%. Sau ba năm xảy ra cuộc khủng hoảng, nó đã tác động đến hoạt

động đầu tư mới tài sản cố định, giá trị đầu tư mới tài sản cố định của toàn bộ mẫu

đạt cao nhất năm 2010 và đã giảm liên tục hai năm sau đó, từ năm 2010 đến 2011

giảm xuống còn 42.528.827 triệu đồng, và năm 2012 tiếp tục giảm còn 26.305.085

triệu, tốc độ giảm lần lượt là 28,23% và 38,15%.

Ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng có sự biến động mạnh nhất trong năm

ngành khảo sát về giá trị và tốc độ thay đổi đầu tư mới trước và sau ba năm xảy ra

khủng hoảng kinh tế, giá trị trung bình đầu tư mới tài sản cố định của toàn ngành

đạt 5.108.080 triệu đồng, chiếm 20,35% giá trị trung bình đầu tư mới tài sản cố định

của toàn bộ mẫu. Giá trị đầu tư mới tài sản cố định của ngành này tăng mạnh từ

năm 2007 đạt 2.708.730 triệu đồng, đến năm 2008 đạt 7.592.380 triệu đồng, tăng

180,29%. Sau khi khủng hoảng xảy ra, giá trị đầu tư mới tài sản cố định của nó tiếp

tục tăng mạnh từ 8.254.499 triệu đồng năm 2009 lên cao nhất là 15.909.903 triệu

đồng năm 2010, tăng 92,74%, sau đó giảm mạnh liên tục ba năm liên tiếp từ năm

2010 đến 2012, tốc độ giảm trung bình là 64,56%. Trong khi đó, ngành Bất động

sản và ngành Thực phẩm – Đồ uống cũng có sự biến động phức tạp, tuy nhiên mức

độ biến động và giá tri đầu tư mới thấp hơn ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng.

Giá trị trung bình đầu tư mới tài sản cố định của hai ngành này lần lượt là 4.058.954

triệu đồng và 3.879.597 triệu đồng, chiếm tỷ lệ 16,17% và 15,46% giá trị trung bình

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

đầu tư mới tài sản cố định của toàn bộ mẫu. Hai ngành còn lại là ngành Hàng tiêu

dùng cá nhân – gia đình có mức độ biến động ổn định và giá trị đầu tư tài sản cố

định mới thấp nhất; ngành Chứng khoán cũng có những biến động tương tự nhưng

có sự biến động tăng mạnh đầu tư mới vào năm 2009 và chỉ đạt cao nhất 1.955.074

triệu đồng.

Tình hình biến động dòng tiền: kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát cho

thấy: dòng tiền tăng liên tục trước khủng hoảng cũng như sau khủng hoảng và đạt

cao nhất năm 2011 là 100.725.148 triệu đồng, sau đó giảm năm 2012, giá trị trung

bình dòng tiền cho toàn giai đoạn khảo sát đạt 53.909.846 triệu đồng, tốc độ tăng

dòng tiền bình quân là 46,11%. Trong đó, giai đoạn 2005 – 2006 đặc biệt tăng mạnh

đạt 198,66% và giai đoạn 2011 – 2012 giảm 6,22%. Tốc độ tăng dòng tiền toàn bộ

mẫu lớn là một phần do số lượng các công ty niêm yết tăng hàng năm trong mẫu

khảo sát.

Ngành Thực phẩm – đồ uống có giá trị dòng tiền và sự biến động tăng cực

mạnh ở trước thời điểm khủng hoảng xảy ra, năm 2005 giá trị tổng dòng tiền của

ngành là 1.456.538 triệu đồng, đến năm 2008 đạt 23.454.575 triệu đồng và sau đó

một năm đạt giá trị cao nhất trong giai đoạn khảo sát là 24.347.752 triệu đồng, tốc

độ tăng trung bình là 23,51%. Sau khi khủng hoảng xảy ra, từ năm 2009 dòng tiền

của ngành này giảm mạnh từ 24.347.752 triệu đồng xuống còn 10.230.558 triệu

đồng năm 2010 và sau đó có xung hướng tăng dần và đạt 13.299.554 triệu đồng

năm 2012 nhưng vẫn thấp hơn rất nhiều so với giai đoạn trước khủng hoảng, tốc độ

giảm trung bình là 9,82%. Giá trị trung bình của dòng tiền trong giai đoạn khảo sát

là 11.585.371 triệu đồng, chiếm 21,49% so với toàn bộ mẫu.

Ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Bất động sản cũng có giá trị

dòng tiền và sự biến động tăng mạnh ở trước thời điểm khủng hoảng xảy ra nhưng

mức độ nhấp hơn so với ngành Thực phẩm – Đồ uống và cao hơn hai ngành Chứng

khoán và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình. Giá trị trung bình dòng tiền của

hai ngành lần lượt là 5.651.043 triệu đồng và 4.886.376 triệu đồng, chiếm tỷ lệ

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

tương ứng là 10,48% và 9,06% giá trị trung bình dòng tiền của toàn bộ mẫu. Xu

hướng biến động tăng dòng tiền tiếp tục duy trì sau khủng hoảng, ngành Bất động

sản đạt cao nhất là 12.541.368 triệu đồng vào năm 2010 và ngành Xây dựng – Vật

liệu xây dựng đạt cao nhất là 12.013.626 triệu đồng vào năm 2011, sau đó cả hai

ngành đều có xu hướng giảm dần.

Dòng tiền của ngành Chứng khoán có những biến động phức tạp và có

những lúc bị âm, cụ thể là dòng tiền tăng năm 2007, giảm mạnh năm 2008 và bị âm

1.646.054 triệu đồng, sau đó tăng mạnh năm 2009 đạt giá trị cao nhất là 3.315.368

triệu đồng, rồi giảm liên tiếp hai năm 2010 và bị âm năm 2011 là 2.642.653 triệu

đồng. Giá trị trung bình dòng tiền của ngành chỉ đạt 417.137 triệu đồng và chiếm tỷ

lệ 0,77% giá trị trung bình dòng tiền của toàn bộ mẫu khảo sát. Trong khi đó, ngành

Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình có sự biến động dòng tiền ổn định và có xu

hướng tăng nhẹ trước năm 2011, đạt giá trị cao nhất là 2.104.438 triệu đồng vào

năm 2011 và giảm nhẹ năm sau đó, giá trị trung bình dòng tiền đạt 1.226.418 triệu

đồng, chỉ chiếm tỷ lệ 2,27% giá trị trung bình dòng tiền của toàn bộ mẫu khảo sát.

Tình hình biến động doanh thu: kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát cho

thấy: doanh thu tăng liên tục trước và sau ba năm khủng hoảng kinh tế xảy ra, sau

đó giảm dần. Giá trị trung bình doanh thu đạt 433.278.573 triệu đồng và đạt cao

nhất là 965.742.169 triệu đồng vào năm 2011, tốc độ tăng doanh thu bình quân là

37,04% và giảm 4,65% vào năm 2012. Tốc độ tăng doanh thu toàn bộ mẫu lớn là

một phần do số lượng các công ty niêm yết tăng hàng năm trong mẫu khảo sát.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, ngành Xây dựng – Vật liệu xây

dựng có tổng doanh thu toàn ngành và tốc độ tăng trưởng mạnh nhất. Năm 2005

tổng doanh thu của ngành là 14.982.837 triệu đồng, tăng liên tục trước cũng như sau

khủng hoảng, đạt tối đa 132.180.581 triệu đồng vào năm 2011, và giảm năm 2012

còn 119.021.777 triệu đồng. Giá trị trung bình doanh thu của ngành đạt 60.698.947

triệu đồng, chiếm tỷ lệ 14,00% giá trị trung bình doanh thu của toàn bộ mẫu và tốc

độ trung bình tăng trưởng doanh thu là 37,66%%. Xếp thứ hai về tổng doanh thu và

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

tăng trưởng doanh thu là ngành Thực phẩm – Đồ uống, cũng có những biến động

tương tự như ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng nhưng mức độ thấp hơn. Giá trị

trung bình doanh thu của ngành này đạt 54.374.965,1triệu đồng, chiếm tỷ lệ 12,54%

giá trị trung bình doanh thu của toàn bộ mẫu và tốc độ trung bình tăng trưởng doanh

thu là 30,56%.

Ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình và ngành Bất động sản có tổng

doanh thu toàn ngành và tốc độ tăng trưởng thấp hơn ngành Thực phẩm – Đồ uống

nhưng cao hơn ngành Chứng khoán. Giá trị trung bình doanh thu của hai ngành này

lần lượt là 18.947.635,88 triệu đồng và 18.814.338,38 triệu đồng, chiếm tỷ lệ tương

ứng là 4,37% và 4,34% giá trị trung bình doanh thu của toàn bộ mẫu và tốc độ trung

bình tăng trưởng doanh thu tương ứng là 31,78% và 60,38%. Ngành Chứng khoán

có tổng doanh thu toàn ngành và tốc độ tăng trưởng thấp nhất, giá trị trung bình

doanh thu của ngành này là 6.570.653,778 triệu đồng, đạt cao nhất là 15.114.740

triệu đồng vào năm 2010.

Tình hình biến động nợ dài hạn: kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát

cho thấy: nợ dài hạn của toàn bộ mẫu liên tục tăng trước và ba năm sau khủng

hoảng, và đạt cao nhất năm 2011 là 451.633.557 triệu đồng, sau đó giảm năm 2012,

giá trị trung bình nợ dài hạn cho toàn giai đoạn khảo sát đạt 177.384.732 triệu đồng,

tốc độ tăng nợ dài hạn bình quân là 63,96%, đặc biệt có hai lần tăng mạnh trong

giai đoạn sau khủng hoảng là giai đoạn 2008 – 2009 tăng 91,53% và giai đoạn 2010

– 2011 tăng 31,11%. Tốc độ tăng nợ dài hạn toàn bộ mẫu lớn là một phần do số

lượng các công ty niêm yết tăng mạnh ở một số năm trong mẫu khảo sát.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, nợ dài hạn của ba ngành Xây

dựng – Vật liệu xây dựng, ngành Bất động sản và ngành Chứng khoán liên tục tăng

mạnh ở giai đoạn trước cũng như sau khủng hoảng, đặc biệt ngành Bất động sản có

nợ dài hạn tăng vượt trội vào năm 2012 và cũng là ngành có nợ dài hạn bình quân

lớn nhất trong năm ngành khảo sát, xếp thứ hai là ngành Bất động sản và thứ ba là

ngành Chứng khoán. Giá trị trung bình nợ dài hạn của ba ngành này tương ứng là

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

26.212.274,5 triệu đồng, 24.537.071,63 triệu đồng và 16.450.575,63 triệu đồng,

chiếm tỷ lệ tương ứng là 14,78%, 13,83% và 9,27% so với nợ dài hạn trung bình

của toàn bộ mẫu. Ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng có nợ dài hạn tăng liên tục

và giảm nhẹ ở năm cuối giai đoạn khảo sát. Trước khi khủng hoảng xảy ra, ngành

này có một lần tăng mạnh nợ dài hạn ngay năm 2008, đạt 47.74%. Sau khi khủng

hoảng xảy ra, ngành này tiếp tục có thêm một lần tăng mạnh nợ dài hạn năm 2010

là 31,03% và năm 2012 giảm nhẹ 2,35%. Tốc độ tăng nợ dài hạn trung bình là

62,97%, đạt cao nhất năm 2011 là 42.048.065 triệu đồng. Ngành Bất động sản có nợ

dài hạn tăng liên tục trong cả giai đoạn khảo sát và đạt cao nhất năm 2012 là

60.428.931 triệu đồng. Ngành Chứng khoán có biến động phức tạp hơn, tăng mạnh

năm 2006, giảm mạnh năm 2007, tăng liên tục bốn năm tiếp theo và đạt cao nhất ở

năm 2011 là 35.021.190 triệu đồng, qua năm 2012 giảm xuống còn 28.115.388 triệu

đồng.

Trong khi đó, ngành Thực phẩm – đồ uống có tổng nợ dài hạn rất thấp, trung

bình nợ dài hạn đạt 4.822.942,3 triệu đồng, chiếm 2,72% tổng nợ dài hạn của toàn

bộ mẫu, tốc độ gia tăng nợ là 64,78%, có xu hướng tăng dần từ năm 2009 đến 2012

và đạt cao nhất là 16.794.110 triệu đồng nhưng vẫn thấp hơn rất nhiều so với nợ dài

hạn của ba ngành Bất động sản, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành

Chứng khoán, điều này cho thấy nguồn vốn của nền kinh tế đã có sự chuyển hướng

phân bổ cho lĩnh vực sản xuất hàng tiêu dùng. Ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia

đình có tổng nợ dài hạn và tốc độ gia tăng nợ rất thấp và ổn định, trung bình nợ dài

hạn toàn ngành đạt 972.044,25 triệu đồng, chiếm 0,55% tổng nợ dài hạn của toàn bộ

mẫu, thấp hơn cả ngành Thực phẩm – đồ uống.

Như vậy, nguồn lực tài chính đã được phân bổ mạnh vào ba ngành Xây dựng

– Vật liệu xây dựng, ngành Bất động sản và ngành Chứng khoán hơn hai ngành còn

lại là ngành Thực phẩm – Đồ uống và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình

trong giai đoạn khảo sát, nghĩa là các tổ chức tín dụng đã câp vốn cho ba ngành Bất

động sản, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Chứng khoán nhiều hơn

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

hai ngành còn lại là ngành Thực phẩm – Đồ uống và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân

– gia đình, điều này làm thay đổi dòng chảy nguồn vốn của nền kinh tế, nó chảy vào

nhóm ngành tài chính và công nghiệp xây dựng nhiều hơn nhóm ngành sản xuất

kinh doanh, điều này đã tạo ra sự mất cân đối tín dụng trong nền kinh tế.

Tình hình biến động tổng tài sản: kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát

cho thấy: tổng tài sản của toàn bộ mẫu liên tục tăng trước và sau khủng hoảng, và

đạt cao nhất năm 2012 là 2.797.620.739 triệu đồng, giá trị trung bình tổng tài sản

cho toàn giai đoạn khảo sát đạt 1.277.075.673 triệu đồng, đặc biệt tăng mạnh

31,98% ngay xảy ra khủng hoảng năm 2008 và tiếp tục tăng mạnh năm sau đó là

34,37%.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, tổng tài sản của ba ngành Bất

động sản, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Chứng khoán tăng liên tục

trong cả giai đoạn khảo sát, cũng như trước và sau khủng hoảng. Ngành Bất động

sản có tổng tài sản bình quân lớn nhất trong năm ngành khảo sát, xếp thứ hai là

ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và thứ ba là ngành Chứng khoán, giá trị trung

bình tổng tài sản của ba ngành này lần lượt là 96.837.673,63 triệu đồng,

91.880.136,8 triệu đồng và 75.602.045,89 triệu đồng, chiếm tỷ lệ tương ứng là

7,58%, 7,19% và 5,92% so với tổng tài sản trung bình của toàn bộ mẫu.Trong khi

đó, ngành Thực phẩm – đồ uống có tổng tài sản thấp hơn, trung bình tổng tài sản đạt

48.105.786,9 triệu đồng, chiếm 3,77% tổng tài sản toàn bộ mẫu, có xu hướng tăng

dần và đạt cao nhất là 121.094.166 triệu đồng năm 2012 nhưng vẫn thấp hơn rất

nhiều so với tổng tài sản của ba ngành Bất động sản, ngành Xây dựng – Vật liệu

xây dựng và ngành Chứng khoán. Ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình có tổng

tài sản và tốc độ gia tài sản thấp và ổn định nhất, trung bình tổng tài sản toàn ngành

đạt 11.962.294,75 triệu đồng, chiếm 0,94% tổng tài sản toàn bộ mẫu, thấp hơn cả

ngành Thực phẩm – đồ uống và tốc độ tăng tài sản bình quân là 35,36%.

Tình hình biến động tổng nợ phải trả: kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo

sát cho thấy: tổng nợ phải trả của toàn bộ mẫu liên tục tăng trước và sau khủng

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

hoảng, và đạt cao nhất năm 2011 là 2.248.921.875 triệu đồng, sau đó giảm nhẹ năm

2012, giá trị trung bình tổng nợ phải trả cho toàn giai đoạn khảo sát đạt

1.017.339.546 triệu đồng, đặc biệt tăng mạnh trong giai đoạn sau khủng hoảng,

mạnh nhất là giai đoạn 2008 – 2009 tăng 58,44%, qua năm 2012 giảm nhẹ 1,12%.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, tổng nợ phải trả của hai ngành

Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Bất động sản tăng liên tục trong cả giai

đoạn khảo sát. Ngành Xây dựng có tổng nợ phải trả bình quân lớn nhất trong năm

ngành khảo sát, xếp thứ hai là ngành Bất động sản và thứ ba là ngành Chứng khoán,

giá trị trung bình tổng nợ phải trả của ba ngành này tương ứng là 66.234.012,4 triệu

đồng, 57.533.711 triệu đồng và 56.475.670,33 triệu đồng, chiếm tỷ lệ tương ứng là

6,51%, 5,66% và 5,55% so với tổng nợ phải trả của trung bình của toàn bộ mẫu.

Trước khi khủng hoảng xảy ra, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng có một lần

tăng mạnh tổng nợ phải trả ngay năm 2008, đạt 43,20%. Sau khi khủng hoảng xảy

ra, ngành này tiếp tục có thêm một lần tăng mạnh tổng nợ phải trả năm 2010 là

30,38% và năm 2012 tăng nhẹ 2,22%, đạt cao nhất năm 2012 là 42.048.065 triệu

đồng. Ngành Bất động sản có tổng nợ phải trả đạt cao nhất năm 2012 là

126.766.264 triệu đồng. Ngành Chứng khoán có biến động phức tạp hơn, tăng năm

2006, giảm năm 2007, tăng liên tục bốn năm tiếp theo và đạt cao nhất ở năm 2011

là 105.427.706 triệu đồng, qua năm 2012 giảm nhẹ 1,12% xuống còn 104.247.156

triệu đồng.

Trong khi đó, ngành Thực phẩm – đồ uống có tổng nợ phải trả thấp, trung

bình tổng nợ phải trả đạt 22.120.477,1 triệu đồng, chiếm 2,17% tổng nợ phải trả

toàn bộ mẫu, có xu hướng tăng dần và đạt cao nhất là 58.950.792 triệu đồng năm

2012 nhưng vẫn thấp hơn rất nhiều so với tổng nợ phải trả của ba ngành Bất động

sản, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Chứng khoán, điều này cho thấy

nguồn vốn của nền kinh tế đã có sự chuyển hướng phân bổ cho lĩnh vực sản xuất

hàng tiêu dùng. Ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình có tổng nợ phải trả và tốc

độ gia tăng nợ rất thấp và ổn định, trung bình tổng nợ phải trả toàn ngành đạt

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

6.650.894,5 triệu đồng, chiếm 0,65% tổng nợ phải trả toàn bộ mẫu, thấp hơn cả

ngành Thực phẩm – đồ uống.

Như vậy, cũng tương tự như sự biến động nợ dài hạn, tổng nợ phải trả đã cho

thấy nguồn lực tài chính đã được phân bổ mạnh vào ba ngành Bất động sản, ngành

Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Chứng khoán hơn hai ngành còn lại là

ngành Thực phẩm – Đồ uống và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình trong giai

đoạn khảo sát.

Tình hình biến động vốn lưu động: kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát

cho thấy: vốn lưu động ổn định trước khi khủng hoảng xảy ra, khi khủng hoảng xảy

ra, vốn lưu động đã giảm cực mạnh và bị âm 78.732.613 triệu đồng vào năm 2008.

Sau khủng hoảng, vốn lưu động tăng mạnh và đạt cao nhất là 192.173.945 triệu

đồng vào năm 2011, sau đó giảm mạnh vào năm 2012 chỉ còn 102.428.188 triệu

đồng. Giá trị trung bình vốn lưu động của toàn bộ mẫu trong giai đoạn khảo đạt

56.438.243,5 triệu đồng.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, ngành Bất động sản có sự biến

động mạnh và giá trị vốn lưu động lớn nhất. Giá trị trung bình vốn lưu động của

ngành này là 25.997.182,5 triệu đồng, chiếm tỷ lệ 46,06% so với vốn lưu động

trung bình của toàn bộ mẫu, đạt cao nhất 54.169.281 triệu đồng vào năm 2012. Sau

khủng hoảng tài chính có một đợt tăng mạnh vào năm 2010 với tốc độ tăng là

65,22%, sau đó giảm mạnh năm 2011 với tốc độ 17% so với năm trước và tăng

mạnh 33,32% năm 2012 .

Ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Thực phẩm – đồ uống có sự

biến động và giá trị vốn lưu động tăng liên tục từ năm 2006 đến 2010. Sang năm

2011, giá trị vốn lưu động của ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng giảm trong khi

ngành Thực phẩm – đồ uống tăng, đến năm 2012 giá trị vốn lưu động của cả hai

ngành này đều giảm. Giá trị trung bình vốn lưu động của cả hai ngành này lần lượt

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

là 6.975.693,2 triệu đồng và 9.440.581,2 triệu đồng, chiếm tỷ lệ lần lượt là 12,36%

và 9,44% so với vốn lưu động trung bình của toàn bộ mẫu.

Ngành Chứng khoán có giá trị vốn lưu động tăng ổn định trước khủng hoảng,

sau khủng hoảng giảm năm 2009, tăng năm 2010, duy trì tương đối năm 2011 và

giảm năm 2012. Giá trị trung bình vốn lưu động của toàn ngành đạt 9.178.811.333

triệu đồng, chiếm tỷ lệ 16,26% so với vốn lưu động trung bình của toàn bộ mẫu.

Ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình có tổng tài sản và tốc độ gia tổng tài sản

rất thấp và ổn định, trung bình tổng vốn lưu động toàn ngành đạt 2.030.013,375

triệu đồng, chiếm 3,6% vốn lưu động toàn bộ mẫu.

Tình hình biến động nợ ngắn hạn: kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát

cho thấy: nợ ngắn hạn của toàn bộ mẫu liên tục tăng trước và sau khủng hoảng, và

đạt cao nhất năm 2012 là 1.850.507.251 triệu đồng, giá trị trung bình nợ ngắn hạn

cho toàn giai đoạn khảo sát đạt 829.368.356,7 triệu đồng, đặc biệt tăng mạnh trong

giai đoạn sau khủng hoảng, mạnh nhất là giai đoạn 2009 – 2010 tăng 37,93%.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, nợ ngắn hạn của hai ngành Xây

dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Bất động sản tăng liên tục trong cả giai đoạn

khảo sát. Ngành Xây dựng có tổng nợ phải trả bình quân lớn nhất trong năm ngành

khảo sát, xếp thứ hai là ngành Chứng khoán và thứ ba là ngành Bất động sản, giá trị

trung bình nợ ngắn hạn của ba ngành này tương ứng là 45.263.181,2 triệu đồng,

41.852.936,44 triệu đồng và 32.996.639,25 triệu đồng, chiếm tỷ lệ tương ứng là

5,46%, 5,05% và 3,98% so với nợ ngắn hạn trung bình của toàn bộ mẫu. Ngành

Xây dựng – Vật liệu xây dựng có tốc độ nợ ngắn hạn tăng mạnh hàng năm, ngoại

trừ năm cuối giai đoạn khảo sát có tốc độ tăng giảm mạnh còn 4,15%, tốc độ tăng

nợ ngắn hạn bình quân đạt 45,96%. Ngành Bất động sản có nợ ngắn hạn đạt cao

nhất năm 2012 là 66.337.337 triệu đồng, tốc độ tăng nợ ngắn hạn bình quân đạt

62,07%. Ngành Chứng khoán có biến động phức tạp hơn, tăng năm 2006, giảm nhẹ

năm 2007, tăng liên tục ba năm tiếp theo, giảm năm 2011 và tăng cao nhất năm

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

2012 đạt 76.131.765 triệu đồng. Tốc độ tăng nợ ngắn hạn lớn là một phần do số

lượng các công ty niêm yết tăng mạnh ở một số năm trong mẫu khảo sát.

Trong khi đó, ngành Thực phẩm – đồ uống có nợ ngắn hạn thấp hơn, trung

bình tổng nợ phải trả đạt 17.296.858,3 triệu đồng, chiếm 2,09% tổng nợ ngắn hạn

toàn bộ mẫu, có xu hướng tăng dần và đạt cao nhất là 42.156.686 triệu đồng năm

2012 nhưng vẫn thấp hơn rất nhiều so với nợ ngắn hạn của ba ngành Xây dựng –

Vật liệu xây dựng, ngành Chứng khoán và ngành Bất động sản, điều này cho thấy

nguồn vốn của nền kinh tế đã có sự chuyển hướng phân bổ cho lĩnh vực sản xuất

hàng tiêu dùng. Ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình có nợ ngắn hạn và tốc độ

gia tăng nợ rất thấp và ổn định, trung bình nợ ngắn hạn toàn ngành đạt 5.678.848.75

triệu đồng, chiếm 0,68% tổng nợ ngắn hạn toàn bộ mẫu, thấp hơn cả ngành Thực

phẩm – đồ uống.

Như vậy, cũng tương tự như sự biến động nợ dài hạn và tổng nợ phải trả, kết

quả thống kê nợ ngắn hạn đã cho thấy nguồn lực tài chính đã được phân bổ mạnh

vào ba ngành Bất động sản, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Chứng

khoán hơn hai ngành còn lại là ngành Thực phẩm – Đồ uống và ngành Hàng tiêu

dùng cá nhân – gia đình trong giai đoạn khảo sát.

Tình hình biến động tài sản ngắn hạn: kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo

sát cho thấy: tài sản ngắn hạn của toàn bộ mẫu liên tục tăng trước và sau khủng

hoảng, đạt cao nhất năm 2011 là 1.959.069.039 triệu đồng, sau đó giảm nhẹ năm

2012, giá trị trung bình tài sản ngắn hạn cho toàn giai đoạn khảo sát đạt

885.806.600,2 triệu đồng, tốc độ tăng tài sản ngắn hạn trung bình là 48,67%, đặc

biệt tăng mạnh trong giai đoạn sau khủng hoảng, mạnh nhất là giai đoạn 2008 –

2009 tăng 54,30%, qua năm 2012 giảm nhẹ 0.31%. Tốc độ tăng tài sản ngắn hạn

toàn bộ mẫu lớn là một phần do số lượng các công ty niêm yết tăng mạnh ở một số

năm trong mẫu khảo sát.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, tài sản ngắn hạn của hai ngành

Bất động sản và ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng tăng liên tục trong cả giai

đoạn khảo sát. Ngành Bất động sản có tài sản ngắn hạn bình quân lớn nhất trong

năm ngành khảo sát, xếp thứ hai là ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và thứ ba

là ngành Chứng khoán, giá trị trung bình tài sản ngắn hạn của ba ngành này lần lượt

là 58.993.821,75 triệu đồng, 52.238.874,4 triệu đồng và 51.031.747,78 triệu đồng,

chiếm tỷ lệ tương ứng là 6,66%, 5,9% và 5,76% so với tài sản ngắn hạn trung bình

của toàn bộ mẫu. Cả hai ngành Bất động sản và ngành Xây dựng – Vật liệu xây

dựng đều đạt giá trị tài sản ngắn hạn cao nhất vào năm 2012 lần lượt là 120.506.618

triệu đồng và 112.794.336 triệu đồng. Ngành Chứng khoán có sự biến động tài sản

ngắn hạn phức tạp hơn, tăng năm 2006, giảm năm 2007, tăng liên tục ba năm tiếp

theo và đạt cao nhất ở năm 2010 là 93.213.366 triệu đồng, sau đó giảm liên tiếp hai

năm tiêp theo với tốc độ là 4,82% năm 2011 và 2,61% năm 2012.

Trong khi đó, ngành Thực phẩm – đồ uống có tài sản ngắn hạn thấp hơn,

trung bình tài sản ngắn hạn toàn ngành đạt 26.737.439,5 triệu đồng, chiếm 3,02%

tài sản ngắn hạn toàn bộ mẫu, có xu hướng tăng dần và đạt cao nhất là 62.711.909

triệu đồng năm 2011 nhưng vẫn thấp hơn rất nhiều so với tài sản ngắn hạn của ba

ngành Bất động sản, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Chứng khoán,

sau đó giảm 2,50% năm 2012. Ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình có tài sản

ngắn hạn và tốc độ gia tăng tài sản ngắn hạn thấp và ổn định, trung bình tài sản

ngắn hạn toàn ngành đạt 7.708.862,125 triệu đồng, chiếm 0,87% tài sản ngắn hạn

toàn bộ mẫu, thấp hơn cả ngành Thực phẩm – đồ uống.

Tình hình biến động thu nhập ròng: giá trị thu nhập ròng của toàn bộ mẫu

khảo sát có xu hướng tăng liên tục trước và sau hai năm khủng hoảng, đặt biệt tăng

mạnh năm 2009, đạt cao nhất năm 2010 là 77.926.720 triệu đồng. Sau ba năm xảy

ra cuộc khủng hoảng, nó đã tác động đến thu nhập ròng với sự giảm dần liên tục hai

năm 2010 và 2012, giá trị thu nhập ròng của toàn bộ mẫu đạt cao nhất năm 2010 và

đã giảm liên tục từ năm 2010 đến 2011 giảm xuống còn 70.649.076 triệu đồng, và

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

năm 2012 tiếp tục giảm còn 64.162.917 triệu đồng, tốc độ giảm lần lượt là 9,33% và

9,18%. Giá trị trung bình thu nhập ròng toàn giai đoạn đạt 37.104.723,2 triệu đồng.

Thu nhập ròng của hai ngành Bất động sản và ngành Xây dựng – Vật liệu

xây dựng có xu hướng tăng liên tục trước và sau hai năm khủng hoảng, đạt cao nhất

năm 2010 với giá trị thu nhập ròng lần lượt là 12,791,255 triệu đồng và 6,713,658

triệu đồng, sau đó tiếp tục giảm năm 2011 với giá trị thu nhập ròng còn lần lượt là

4,154,317 triệu đồng và 3,826,305 triệu đồng. Sang năm 2012 tiếp tục có sự giảm

mạnh thu nhập ròng của hai ngành này, ngành Bất động sản giảm còn 2.617.086

triệu đồng và ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng giảm mạnh còn 267.837 triệu

đồng. Giá trị trung bình thu nhập ròng của hai ngành này lần lượt là 4.565.122 triệu

đồng và 2.550.364,9 triệu đồng, xếp thứ hai và ba trong năm ngành khảo sát, và

chiếm tỷ lệ lần lượt là 12,30% và 6,87% so với giá trị trung bình thu nhập ròng toàn

bộ mẫu.

Ngành Thực phẩm – đồ uống có sự biến động thu nhập ròng phức tạp, tăng

48,34% năm 2007, giảm 27,47% năm 2008, tăng hai năm liên tục sau đó và đạt cao

nhất 2011 là 10.686.499 triệu đồng, sau đó giảm nhẹ 2,32% năm 2012 còn

10.438.741 triệu đồng. Giá trị trung bình thu nhập ròng của ngành này là

5.932.327,125 triệu đồng, cao nhất trong năm ngành khảo sát, chiếm tỷ lệ lần lượt là

15,99% so với giá trị trung bình thu nhập ròng toàn bộ mẫu. Tương tự, ngành

Chứng khoán cũng có sự biến động về thu nhập ròng phức tạp, tăng 2007, giảm

mạnh và âm 2008 là 1.671.326 triệu đồng, tăng cực mạnh và đạt cao nhất 2009 là

4.100.704 triệu đồng, giảm liên tiếp hai năm 2010 và âm 2011 là -1.064.289 triệu

đồng, sau đó tăng 2012. Giá trị trung bình thu nhập ròng của ngành này là

984.489,625 triệu đồng, xếp thứ tư trong năm ngành khảo sát, chiếm tỷ lệ lần lượt là

2,65% so với giá trị trung bình thu nhập ròng toàn bộ mẫu. Ngành Hàng tiêu dùng

cá nhân – gia đình có thu nhập ròng và tốc độ gia tăng thu nhập ròng thấp và ổn

định, trung bình thu nhập ròng toàn ngành xếp thấp nhất trong năm ngành khảo sát,

đạt 811.208,875 triệu đồng, chiếm 2,19% thu nhập ròng toàn bộ mẫu, giảm 2012.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Tình hình biến động quỹ được lập từ hoạt động: quỹ lập từ hoạt động của

toàn bộ mẫu được trích lập thấp giai đoạn trước khủng hoảng 2006 – 2007. Khi

khủng hoảng xảy ra năm 2008, quỹ lập từ hoạt động được trích lập mạnh và đạt cao

nhất năm 2009 là 3.309.910 triệu đồng, sau đó giảm mạnh và có xu hướng giảm dần

từ năm 2010 đến 2012. Giá trị trung bình quỹ lập từ hoạt động là 780.523,1 triệu

đồng. Cả bốn ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng, ngành Thực phẩm – đồ uống,

ngành Bất động sản, và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình có sự biến động

quỹ lập từ hoạt động tương tự toàn bộ mẫu. Giá trị trung bình quỹ lập từ hoạt động

của bốn ngành này được xếp theo thứ tự giảm dần lần lượt là 248.718,50 triệu đồng,

79.678,70 triệu đồng, 52.188,50 triệu đồng và 28.423,75 triệu đồng, chiếm tỷ lệ lần

lượt là 31,78%, 10,21%, 6,69% và 3,64% so với trung bình quỹ lập từ hoạt động

của toàn bộ mẫu.

Tình hình biến động tổng vốn chủ sỡ hữu: kết quả thống kê toàn bộ mẫu

khảo sát cho thấy: tổng vốn chủ sỡ hữu của toàn bộ mẫu liên tục tăng trước và sau

khủng hoảng, và đạt cao nhất năm 2012 là 531.970.560 triệu đồng, giá trị trung

bình tổng vốn chủ sở hữu cho toàn giai đoạn khảo sát đạt 245.317.935,1 triệu đồng,

tốc độ tăng trung bình là 46,73%, tăng mạnh trong giai đoạn sau khủng hoảng là

31,88% vào năm 2010.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, tổng vốn chủ sở hữu của bốn

ngành Bất động sản, ngành Thực phẩm – đồ uống, ngành Xây dựng – Vật liệu xây

dựng và ngành Chứng khoán tăng liên tục trước và sau hai năm khủng hoảng.

Ngành Bất động sản có tổng vốn chủ sở hữu bình quân lớn nhất trong năm ngành

khảo sát, xếp thứ hai là ngành Thực phẩm – đồ uống, thứ ba là ngành Xây dựng –

Vật liệu xây dựng và thứ tư là ngành Chứng khoán, giá trị trung bình tổng vốn chủ

sở hữu của bốn ngành này lần lượt là 36754395.88 triệu đồng, 24293682.9 triệu

đồng, 23299734.5 triệu đồng và 18584214.78 triệu đồng, chiếm tỷ lệ lần lượt là

14,98%, 9,90%, 9,50% và 7,58% so với tổng vốn chủ sở hữu trung bình của toàn bộ

mẫu.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Cả ba ngành Bất động sản, ngành Thực phẩm – đồ uống và ngành Xây dựng

– Vật liệu xây dựng đều có xu hướng tiếp tục tăng sau năm 2010 và đạt giá trị tổng

vốn chủ sở hữu cao nhất vào năm 2012 lần lượt là 68.322.417 triệu đồng,

55.758.194 triệu đồng và 47.059.194 triệu đồng. Trong khi đó, ngành Chứng khoán

có xu hướng giảm tổng vốn chủ sở hữu sau năm 2010, giảm liên tiếp hai năm là

5,33% năm 2011 và 3,36% năm 2012.

Ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình có tổng vốn chủ sở hữu và tốc độ

gia tăng tổng vốn chủ sở hữu thấp và ổn định, trung bình tổng vốn chủ sở hữu toàn

ngành đạt 5.236.539,125 triệu đồng, thấp nhất trong năm ngành khảo sát, chiếm

2,13% tổng vốn chủ sở hữu toàn bộ mẫu.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

4. NGUỒN DỮ LIỆU, PHƢƠNG PHÁP VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

4.1. Nguồn dữ liệu và chọn mẫu

Sau khi nghiên cứu các bài nghiên cứu trước đây của các tác giả trong và

ngoài nước, người viết đã tiến hành lựa chọn các mô hình nghiên cứu. Từ các mô

hình nghiên cứu được chọn này, người viết tiến hành thu thập dư liệu nghiên cứu.

Nguồn dữ liệu lấy từ hệ thống báo cáo tài chính đã kiểm toán của các công ty

đã niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam (sàn HOSE và HNX) từ năm

2003 đến 2012 gồm 744 công ty được chia thành 20 nhóm ngành nghề, bao gồm

các công ty tài chính và phi tài chính. Tuy nhiên, dữ liệu thu thập và tập hợp không

đầy đủ cho tất cả các năm của các công ty trong mẫu khảo sát.

Mẫu được chọn từ nguồn dữ liệu này bao gồm 737 công ty và phân chia

thành năm ngành để nghiên cứu chi tiết là: ngành Chứng khoán, ngành Bất động

sản, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng, ngành Thực phẩm – đồ uống và ngành

Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình. Ý nghĩa của việc chọn năm ngành kinh tế này là

do đây là những ngành kinh tế thiết yếu, quan trọng, có những biến động phức tạp

và tác động mạnh đến toàn nền kinh tế trong giai đoạn nghiên cứu. Mục đích của sự

phân chia này là nhằm nghiên cứu các nhân tố tác động đến quyết định đầu tư và rủi

ro phá sản công ty giữa các ngành được chọn và toàn bộ mẫu khảo sát, cũng như sự

phân bổ nguồn lực tài chính và khả năng tác động của nhân tố rủi ro phá sản đến

hành vi đầu tư mới của các công ty giữa các ngành với nhau, và so sánh với toàn bộ

mẫu. Bên cạnh việc phân loại theo ngành, người viết cũng phân loại mẫu khảo sát

theo thời gian, tương ứng với hai thời kỳ trước và sau khủng hoảng tài chính toàn

cầu 2008, nhằm mục đích nghiên cứu sự tác động của cuộc khủng hoảng đến mức

độ tác động của nhân tố xác suất phá sản ảnh hưởng đến mức độ đầu tư mới công

ty. Dữ liệu mẫu được tập hợp và cập nhật vào cơ sỡ dữ liệu đến ngày 19/06/2013.

Dữ liệu được tập hợp và tổ chức thành kiểu dữ liệu bảng có cấu trúc, vì có

các quan sát bị hỏng ở một số thời kỳ nên đây là bảng dữ liệu không cân bằng. Dữ

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

liệu báo cáo tài chính được tính bằng đơn vị tính triệu đồng. Vì các mô hình phân

tích đều sử dụng các tỷ số tài chính từ báo cáo tài chính để làm biến giải thích nên

đơn vị tính bằng triều đồng của số liệu báo cáo tài chính hầu như không ảnh hưởng

đến kết quả các hệ số ước lượng của các biến giải thích trong các mô hình nghiên

cứu.

Chỉ tiêu Mã Chuỗi Chỉ tiêu tổng Chỉ tiêu 2 Chỉ tiêu n 1 (Biến công thời gian thể (Biến (Biến độc … (Biến độc độc lập ty phát sinh phụ thuộc) lập 3) lập n) 1)

… t11 Y11 a11 b11 n11 C1

… t12 Y12 a12 b12 n12 C1

… … … … … … …

… t1t Y1t a1t b1t n1t C1

… … … … … … …

… tm1 Ym1 am1 bm1 nm1 Cm

… tm2 Ym2 am2 bm2 nm2 Cm

… … … … … … …

… tmt Ymt amt bmt nmt Cm

Bảng 3.1: Cấu trúc dữ liệu bảng

Tổng sản lượng quốc gia GNP được lấy từ nguồn Tổng cục thống kê Việt

Nam, giá trị của nó tương đương với giá trị của GNI – tổng thu nhập quốc gia. Tuy

nhiên, người ta phân biệt chúng là do cách thức tiếp cận dựa trên các cơ sở khác

nhau. GNP dựa trên cơ sở sản xuất ra sản phẩm mới, còn GNI dựa trên cơ sở thu

nhập của công dân. Năm 2008 được chọn làm năm gốc để phân tích mức độ biến

động của GNP, vì năm 2008 làm năm Việt Nam bắt đầu chịu tự tác động của cuộc

khủng hoảng tài chính toàn cầu, chọn năm này làm năm gốc để đánh giá mức độ

biến động của GNP trước và sau khủng hoảng tài chính, từ đó đánh giá mức độ thay

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

đổi quy mô công ty trước và sau khủng hoảng. Dữ liệu này phục vụ cho việc ước

lượng hệ số quy mô công ty (SIZE) trong mô hình tỷ số tài chính và khả năng dự

báo phá sản công ty của Ohlson (1980).

4.2. Phƣơng pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng, phân tích mô

hình hồi quy tuyến tính đa biến. Mô hình tuyến tính đa biến cho kiểu dữ liệu bảng

không cân bằng được ước lượng bằng năm phương pháp là bình phương bé nhất

thông thường, cố định, ngẫu nhiên, khoản giữa và chênh lệch bậc nhất, tuy nhiên

không phải tất cả các phương pháp đều thực hiện được cho cùng một bảng dữ liệu

và phương pháp ước lượng ngẫu nhiên chỉ thực hiện được cho bảng dữ liệu cân bằng1. Nếu mô hình ước lượng có tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến thì bỏ qua vì mô

hình hồi quy chỉ dùng cho mục đích dự báo chứ không phải kiểm định.

Để làm rõ thực trạng quyết định đầu tư và rủi ro phá sản các công ty niêm yết

trên thị trường chứng khoán Việt Nam, người viết sử dụng các phương pháp thống

kê, so sánh và phân tích số liệu chi tiết theo ngành nghề và theo thời gian. Để phân

tích mối tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập trong các mô hình

nghiên cứu, người viết tiến hành ước lượng các tham số hồi quy bằng năm phương

pháp bình ước lượng nêu trên, cụ thể như sau:

Trước tiên, người viết thực hiện phân tích thống kê số liệu các chỉ tiêu kế

toán cấu thành các nhân tố trong các mô hình nghiên cứu để đánh giá về thực trạng

các công ty niêm yết theo thời gian từ năm 2003 đến năm 2012 và theo từng ngành,

trong đó chi tiết theo từng thời kỳ trước và sau khủng hoảng tài chính năm 2008.

Thứ hai, người viết thực hiện ước lượng và phân tích hồi quy các mô hình

nghiên cứu về quyết định đầu tư và rủi ro phá sản các công ty niêm yết trên thị

trường chứng khoán Việt Nam cho toàn bộ mẫu khảo sát, chi tiết theo năm ngành

1 Mô hình tuyến tính cho dữ liệu bảng - Yves Croissant và Giovanni Millo

nghề đã chọn giai đoạn từ năm 2004 đến năm 2012, nhằm trả lời cho ba câu hỏi

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

nghiên cứu là: (1) câu hỏi về các nhân tố tác động đến quyết định đầu tư của các

công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam; (2) câu hỏi về các nhân tố

tác động đến rủi ro phá sản của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán

Việt Nam; (3) câu hỏi về mối quan hệ giữa quyết định đầu tư và rủi ro phá sản của

các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2003 –

2012, và sự tác động của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 có tác

động đến mối quan hệ giữa quyết định đầu tư và rủi ro phá sản của các công ty niêm

yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Thứ ba, người viết chia giai đoạn nghiên cứu thành hai thời kỳ nhỏ hơn là:

thời kỳ trước cuộc khủng hoảng tài chính năm toàn cầu năm 2008 (gồm bốn năm, từ

2004 đến 2007) và thời kỳ sau khủng hoảng (gồm năm năm từ năm 2008 đến 2012).

Người viết tiếp tục phân tích hồi quy cho từng thời kỳ và tiến hành so sánh sự thay

đổi trong ảnh hưởng của các nhân tố tác động đến quyết định đầu tư và rủi ro phá

sản các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giữa để trả lời cho

câu hỏi về việc có hay không sự tác động của cuộc khủng hoảng tài chính năm 2008

đến nhân tố xác suất phá sản ảnh hưởng đến mức độ đầu tư mới công ty.

Người viết sử dụng hệ quản trị cơ sỡ dữ liệu Microsoft SQL Server 2012 để

quản lý dữ liệu báo cáo tài chính của 737 công ty từ năm 2003 đến 2012 trong mẫu

khảo sát nhằm mục đích tổng hợp và xử lý tính toán các chỉ tiêu kế toán cấu thành

các nhân tố trong các mô hình nghiên cứu, đây chính là nguồn dữ liệu đã qua xử lý

làm dữ liệu đầu vào đưa vào phần mềm phân tích kinh tế lượng R – 3.0 để ước

lượng mô hình hồi quy đa biến. Bên cạnh đó, nhằm hỗ trợ cho việc thống kê và

phân tích số liệu, người viết sử dụng thêm phần mềm Microsoft Excel 2010.

4.3. Mô hình nghiên cứu

Người viết sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính đa biến để nghiên cứu các

nhân tố tác động đến quyết định đầu tư và rủi ro phá sản các công ty niêm yết trên

thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2003 – 2012 bằng cách áp dụng các mô

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

hình nghiên cứu thực nghiệm trước đó, bao gồm mô hình đầu tư động và chính sách

tài chính công ty của Stephen Bond và Costas Meghir (1994), mô hình dự báo phá

sản công ty bằng các chỉ số tài chính của James A.Ohlson (1980), và mô hình đầu tư

động có thêm rủi ro phá sản công ty của John K. Wald (2004). Các tác giả đã xây

dựng các mô hình nghiên cứu này bằng cách sử dụng các mô hình toán ứng dụng

trong tài chính, cả ba mô hình này đều có dạng là các biểu thức đa biến và cũng

chính là mô hình mà người viết sử dụng trong bài nghiên cứu này, nó có dạng như

Y = α + β1X1 + β2X2 + … + βnXn

Trong đó, Y là điểm số của đa thức hay là chỉ số dự báo tổng thể về một đối

tượng nào đó, nó được gọi là biến phụ thuộc; α là hằng số; βi là hệ số; và Xi là các

biến độc lập, với i là số nguyên có giá trị từ 1 đến n.

4.4. Lựa chọn các biến

Từ những kết quả nghiên cứu đã thực hiện trước đây được trình bày trong

phần 2 – ―Tổng quan các nghiên cứu trước đây‖ cùng với việc lựa chọn mô hình

nghiên cứu ở trên, người viết đã tiến hành lựa chọn và xây dựng các biến số là các

tỷ số tài chính để thực hiện nghiên cứu các nhân tố tác động đến quyết định đầu tư

và rủi ro phá sản công ty thông qua ba mô hình nghiên cứu như sau:

Thứ nhất, về mô hình đầu tư của Stephen Bond và Costas Meghir (1994):

biến phụ thuộc là mức độ đầu tư mới giai đoạn sau – IKt. Dưới đây là danh sách

các biến độc lập và cách tính toán các biến này:

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Ký STT Tên biến Cách tính hiệu

IK = (It+1 – It)/Kt , với It+1: giá trị tài sản cố

Mức độ đầu tư mới giai định giai đoạn sau; It: giá trị tài sản cố định 1 IK đoạn này giai đoạn này; K: giá trị tài sản cố định giai

đoạn này

Mức độ đầu tư mới giai 2 IK2 IK2 = IK2 đoạn này bình phương

CK = C/K, với C: dòng tiền, được tính như

C = (Doanh thu thuần – giá vốn hàng bán – 3 Dòng tiền giai đoạn này CK chi phí bán hàng – chi phí quản lý – chi phí

khác + thu nhập khác);

K: giá trị tài sản cố định giai đoạn này

YK = Y/K, với Y: tổng doanh thu; K: giá trị 4 Doanh thu giai đoạn này YK

tài sản cố định giai đoạn này BK2 = (B/K)2, với B: nợ dài hạn; K: giá trị Nợ dài hạn giai đoạn 5 BK2 này bình phương tài sản cố định giai đoạn này

Bảng 3.2: Danh sách các biến độc lập của mô hình đầu tư và chính sách tài

chính công ty

Thứ hai, về mô hình dự báo khả năng phá sản công ty bằng các chỉ số tài

chính của James A.Ohlson (1980): biến phụ thuộc là chỉ số tổng thể dự báo phá sản

công ty trong vòng một năm – Oscore. Dưới đây là danh sách các biến độc lập và

cách tính toán các biến này:

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Ký STT Tên biến Cách tính hiệu

SISE = log (Tổng tài sản / Chỉ số mức giá 1 Quy mô công ty SISE GNP)

Tổng nợ phải trả trên 2 TLTA TLTA = (Tổng nợ phải trả / Tổng tài sản) tổng tài sản

Vốn lưu động trên tổng 3 WCTA WCTA = (Vốn lưu động / Tổng tài sản) tài sản

Khả năng thanh khoản 4 CLCA CLCA = (Nợ ngắn hạn / Tài sản ngắn hạn) ngắn hạn

Tủy suất sinh lợi trên 5 NITA NITA = (Thu nhập ròng / Tổng tài sản) tổng tài sản

Quỹ được lập từ hoạt CFTL = (Quỹ được lập từ hoạt động / Tổng 6 động trên tổng nợ phải CFTL nợ phải trả) trả

Thu nhập ròng âm hai INTW INTWO = 1 nếu thu nhập ròng là âm cho hai 7 năm gần đây năm gần đây và bằng 0 nếu ngược lại O

t = (NIi

t - NIi

t| + |NIi

t-1|) với

Tổng nợ phải trả vượt OENE OENEG = 1 nếu tổng nợ phải trả vượt tổng 8 tổng tài sản G

t là thu nhập ròng trong giai đoạn gần đây

Tốc độ tăng trưởng thu 9 tài sản và bằng 0 nếu ngược lại CHINi t-1) / (|NIi NIi CHIN nhập ròng nhất

Bảng 3.3: Danh sách các biến độc lập của mô hình dự báo khả năng phá sản

công ty

Thứ ba, về mô hình đầu tư động có thêm nhân tố rủi ro phá sản công ty của

John K. Wald (2004): biến phụ thuộc là mức độ đầu tư mới giai đoạn sau – IKt.

Dưới đây là danh sách các biến độc lập và cách tính toán các biến này:

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Ký STT Tên biến Cách tính hiệu

IK = (It+1 – It)/Kt , với It+1: giá trị tài sản cố

Mức độ đầu tư mới giai định giai đoạn sau; It: giá trị tài sản cố định 1 IK đoạn này giai đoạn này; K: giá trị tài sản cố định giai

đoạn này

Mức độ đầu tư mới giai 2 IK2 IK2 = IK2 đoạn này bình phương

YK = Y/K, với Y: tổng doanh thu; K: giá trị 3 Doanh thu giai đoạn này YK tài sản cố định giai đoạn này

Tổng vốn chủ sở hữu EK = E/K, với E: tổng vốn chủ sở hữu; K: 4 EK giai đoạn này giá trị tài sản cố định giai đoạn này

S = 1 – POscore , với POscore là xác suất phá sản

Xác suất tồn tại công ty 5 S giai đoạn này

được ước lượng từ mô hình dự báo phá sản của James A. Ohlson – 1980, POscore = [1+e- Oscore ]-1

Bảng 3.4: Danh sách các biến độc lập của mô hình đầu tư động có thêm

nhân tố rủi ro phá sản công ty

4.5. Các căn cứ và giả định ban đầu

Căn cứ vào điều 60 về việc hủy bỏ niêm yết của nghị định chính phủ số

58/2012/NĐ-CP, ban hành ngày 20/07/2012 và có hiệu lực ngày 15/09/2012, các

công ty niêm yết có kết quả sản xuất, kinh doanh bị thua lỗ trong 03 năm liên tục

hoặc tổng số lỗ luỹ kế vượt quá số vốn điều lệ thực góp trong báo cáo tài chính

kiểm toán năm gần nhất trước thời điểm xem xét thì hủy niêm yết. Giả định các

công ty này sẽ hủy niêm yết ngay năm sau của năm kiểm toán gần nhất.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Giả định tiếp theo là các công ty niêm yết có kết quả sản xuất, kinh doanh bị

thua lỗ trong 03 năm liên tục hoặc tổng số lỗ luỹ kế vượt quá số vốn điều lệ thực

góp thì đang gặp khó khăn về tài chính và tồn tại nguy cơ phá sản.

Mục đích của các giả định trên là để xác định chỉ số Osore tổng thể dự báo

phá sản trong vòng 01 năm trong mô hình dự báo khả năng phá sản công ty của

James A. Ohlson (1980).

Khi phân tích sự tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc, chúng ta

chỉ xem xét tính động của các yêu tố đang phân tích, còn các yếu tố khác trong mô

hình phân tích được giả định là không thay đổi.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

5. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

5.1. Thông kê mô tả các nhân tố tác động đến quyết định đầu tƣ và rủi ro phá

sản của các công ty niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam

5.1.1. Thống kê mô tả các nhân tố

Trên cơ sở tính toán và thống kê dữ liệu các chỉ tiêu kế toán trong mẫu khảo

sát, người viết đã thực hiện thống kê số liệu về các nhân tố trong các mô hình

nghiên cứu theo thời gian từ năm 2003 đến năm 2012, trong đó chi tiết theo từng

ngành, và chi tiết theo từng giai đoạn trước và sau khủng hoảng.

5.1.1.1. Thống kê mô tả các nhân tố tác động đến quyết định đầu tƣ

Theo các kết quả thống kê được trình bày trong các biểu đồ ở phụ lục 2, từ

biểu đồ số 4.17 đến biểu đồ số 4.20, mô tả sự biến động các nhân tố tỷ số tài chính

trong mô hình nghiên cứu hàm đầu tư và chính sách tài chính công ty, cụ thể như

Nhân tố mức độ đầu tư mới (IK): nhân tố này được tính toán bằng tỷ số tài

chính giữa giá trị đầu tư mới tài sản cố định tăng thêm trong kỳ chia cho tổng giá trị

tài sản cố định trong kỳ. Kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát cho thấy: giá trị

trung bình mức độ đầu tư mới cả giai đoạn khảo sát từ năm 2003 đến năm 2012 là -

0,0572, trong đó cao nhất là 0,1636 vào năm 2004 và giá trị thấp nhất là -0,6394

vào năm 2009. Xu hướng biến động của mức độ đầu tư mới giảm dần, bắt đầu từ

năm 2004 giảm dần đến bằng 0 năm 2007, sau đó tiếp tục giảm và bị âm giai đoạn

sau khủng hoảng 2008 – 2012, trong đó giảm cực mạnh năm 2009, ngay sau một

năm xảy ra khủng hoảng.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, giá trị trung bình mức độ đầu tư

mới của hai ngành Chứng khoán và ngành Bất động sản có xu hướng giảm rất

mạnh. Trong khi đó, giá trị trung bình mức độ đầu tư mới của ba ngành còn lại là

cũng có xu hướng giảm nhưng tốc độ giảm nhỏ hơn nhiều so với hai ngành kia. Giá

trị trung bình mức độ đầu tư mới xếp theo thứ tự giảm dần là: ngành Hàng tiêu dùng

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

cá nhân – gia đình là 0,1222; ngành Thực phẩm – đồ uống là 0,1206; ngành Chứng

khoán là 0,0693; ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng là 0,0489; và ngành Bất động

sản là -0,2481.

Nhân tố tỷ số dòng tiền (CK): nhân tố này được tính toán bằng tỷ số tài

chính giữa dòng tiền trong kỳ chia cho tổng giá trị tài sản cố định trong kỳ, trong đó

dòng tiền được tính toán như sau: trong kỳ, lấy doanh thu thuần trừ giá vốn hàng

bán, trừ chi phí bán hàng, trừ chi phí quản lý, trừ chi phí khác, và cộng thu nhập

khác. Kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát cho thấy: giá trị trung bình tỷ số dòng

tiền cả giai đoạn khảo sát từ năm 2003 đến năm 2012 là 0,7996, trong đó cao nhất là

2,4295 vào năm 2004 và giá trị thấp nhất là -2,0542 vào năm 2011. Xu hướng biến

động của tỷ số dòng tiền liên tục giảm dần, bắt đầu từ năm 2003 giảm dần đến bằng

0 năm 2010, sau đó tiếp tục giảm và bị âm giai đoạn sau khủng hoảng 2011 – 2012.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, giá trị trung bình tỷ số dòng tiền

của ngành Chứng khoán có xu hướng giảm rất mạnh. Trong khi đó, giá trị trung

bình tỷ số dòng tiền của bốn ngành còn lại là cũng có xu hướng giảm nhưng tốc độ

giảm nhỏ hơn rất nhiều so với ngành Chứng khoán. Giá trị trung bình tỷ số dòng

tiền xếp theo thứ tự giảm dần là: ngành Bất động sản là 2,4147; ngành Chứng khoán

là 2,0723; ngành Thực phẩm – đồ uống là 1,8825; ngành Hàng tiêu dùng cá nhân –

gia đình là 1,1535; và ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng là 0,8481.

Nhân tố tỷ số doanh thu (YK): nhân tố này được tính toán bằng tỷ số tài

chính giữa doanh thu trong kỳ chia cho tổng giá trị tài sản cố định trong kỳ. Kết quả

thống kê toàn bộ mẫu khảo sát cho thấy: giá trị trung bình tỷ số doanh thu cả giai

đoạn khảo sát từ năm 2003 đến năm 2012 là 18,1425, trong đó cao nhất là 36,3059

vào năm 2004 và giá trị thấp nhất là 9,6323 vào năm 2005. Xu hướng biến động của

tỷ số doanh thu liên tục giảm mạnh, bắt đầu từ năm 2003 giảm dần đến năm 2012

và luôn dương trong cả giai đoạn khảo sát.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, giá trị trung bình tỷ số doanh

thu của hai ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Chứng khoán có xu

hướng giảm rất mạnh. Trong khi đó, giá trị trung bình tỷ số doanh thu của ba ngành

còn lại là cũng có xu hướng giảm nhưng tốc độ giảm nhỏ hơn rất nhiều so với hai

ngành kia. Giá trị trung bình tỷ số doanh thu xếp theo thứ tự giảm dần là: ngành

Chứng khoán là 19,5378; ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng là 14,3045; ngành

Bất động sản là 13,5433; ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình là 11,2078; và

ngành Thực phẩm – đồ uống là 9,5866.

Nhân tố tỷ số nợ vay dài hạn (BK2): nhân tố này được tính toán bằng bình

phương tỷ số tài chính giữa nợ dài hạn trong kỳ chia cho tổng giá trị tài sản cố định

trong kỳ. Kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát cho thấy: giá trị trung bình của

bình phương tỷ số nợ dài hạn cả giai đoạn khảo sát từ năm 2003 đến năm 2012 là

244,1933, trong đó cao nhất là 969,9014 vào năm 2010 và giá trị thấp nhất là

0.0274 vào năm 2004. Xu hướng biến động của tỷ số nợ dài hạn gần như không

thay đổi trong cả giai đoạn khảo sát.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, giá trị trung bình của bình

phương tỷ số nợ dài hạn của hai ngành Bất động sản và ngành Chứng khoán có xu

hướng giảm mạnh. Trong khi đó, giá trị trung bình của tỷ số này cho ba ngành còn

lại là có xu hướng biến động rất thấp. Giá trị trung bình của bình phương tỷ số nợ

dài hạn xếp theo thứ tự giảm dần là: ngành Bất động sản là 14668,41; ngành Chứng

khoán là 4677,70; ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng là 33,96; ngành Hàng tiêu

dùng cá nhân – gia đình là 1,0105; và ngành Thực phẩm – đồ uống là 0,1042.

5.1.1.2. Thống kê mô tả các nhân tố tác động đến rủi ro phá sản công ty

Theo các kết quả thống kê được trình bày trong các biểu đồ ở phụ lục 2, từ

biểu đồ số 4.21 đến biểu đồ số 4.27, mô tả sự biến động các nhân tố tỷ số tài chính

trong mô hình nghiên cứu dự báo phá sản công ty, cụ thể như sau:

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Nhân tố quy mô công ty (SIZE): nhân tố này được tính toán bằng logarit

giữa tổng tài sản trong kỳ chia cho chỉ số mức giá GNP trong kỳ. Kết quả thống kê

toàn bộ mẫu khảo sát cho thấy: giá trị trung bình quy mô công ty cả giai đoạn khảo

sát từ năm 2003 đến năm 2012 là 7,9756, trong đó cao nhất là 8,2947 vào năm 2007

và giá trị thấp nhất là 7,4371 vào năm 2005. Xu hướng biến động của quy mô công

ty tăng dần nhưng không mạnh trong cả giai đoạn khảo sát.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, giá trị trung bình quy mô công

ty của ngành ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng có xu hướng tăng. Trong khi đó,

giá trị trung bình quy mô công ty cho bốn ngành còn lại là có xu hướng biến động

rất thấp. Giá trị trung bình quy mô công ty xếp theo thứ tự giảm dần là: ngành Bất

động sản là 8,8024; ngành Chứng khoán là 8,7990; ngành Thực phẩm – đồ uống là

8,2987; ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình là 8,0094; và ngành Xây dựng –

Vật liệu xây dựng là 7,4931.

Nhân tố tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản (TLTA): nhân tố này được tính toán

bằng tỷ số tài chính giữa tổng nợ trong kỳ chia cho tổng tài sản trong kỳ. Kết quả

thống kê toàn bộ mẫu khảo sát cho thấy: giá trị trung bình tỷ số tổng nợ trên tổng tài

sản cả giai đoạn khảo sát từ năm 2003 đến năm 2012 là 0,5394, trong đó cao nhất là

0,6126 vào năm 2004 và giá trị thấp nhất là 0,5159 vào năm 2010. Xu hướng biến

động của tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản giảm dần nhưng không mạnh trong cả giai

đoạn khảo sát.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, giá trị trung bình tỷ số tổng nợ

trên tổng tài sản của ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng có xu hướng tăng. Trong

khi đó, giá trị trung bình tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản cho bốn ngành còn lại là có

xu hướng giảm, với ngành Chứng khoán giảm mạnh nhất. Giá trị trung bình tỷ số

tổng nợ trên tổng tài sản xếp theo thứ tự giảm dần là: ngành Xây dựng – Vật liệu

xây dựng là 0,6075; ngành Bất động sản là 0,5689; ngành Thực phẩm – đồ uống là

0,5405; ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình là 0,5268; ngành Chứng khoán là

0,5166.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Nhân tố vốn lưu động trên tổng tài sản (WCTA): nhân tố này được tính

toán bằng tỷ số tài chính giữa vốn lưu động trong kỳ chia cho tổng tài sản trong kỳ.

Kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát cho thấy: giá trị trung bình tỷ số vốn lưu

động trên tổng tài sản cả giai đoạn khảo sát từ năm 2003 đến năm 2012 là 0,2121,

trong đó cao nhất là 0,3323 vào năm 2004 và giá trị thấp nhất là 0,1680 vào năm

2006. Xu hướng biến động của tỷ số vốn lưu động trên tổng tài sản giảm dần nhưng

không mạnh trong cả giai đoạn khảo sát.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, giá trị trung bình tỷ số vốn lưu

động trên tổng tài sản của ngành Chứng khoán, ngành Bất động sản và ngành Hàng

tiêu dùng cá nhân – gia đình có xu hướng tăng. Ngược lại, giá trị trung bình tỷ số

này cho ngành ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng có xu hướng giảm mạnh, trong

khi đó ngành Thực phẩm – đồ uống có xu hướng ít biến động. Giá trị trung bình tỷ

số vốn lưu động trên tổng tài sản xếp theo thứ tự giảm dần là: ngành Chứng khoán

là 0,3344; ngành Bất động sản là 0,2412; ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng là

0,2361; ngành Thực phẩm – đồ uống là 0,1824; và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân –

gia đình là 0,1709.

Nhân tố khả năng thanh toán ngắn hạn (CLCA): nhân tố này được tính

toán bằng tỷ số tài chính giữa nợ ngắn hạn trong kỳ chia cho tài sản ngắn hạn trong

kỳ. Kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát cho thấy: giá trị trung bình tỷ số khả

năng thanh toán ngắn hạn cả giai đoạn khảo sát từ năm 2003 đến năm 2012 là

0,7541, trong đó cao nhất là 0,8403 vào năm 2006 và giá trị thấp nhất là 0,6400 vào

năm 2004. Xu hướng biến động của tỷ số khả năng thanh toán ngắn hạn tăng dần

nhưng không mạnh trong cả giai đoạn khảo sát.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, giá trị trung bình tỷ số khả năng

thanh toán ngắn hạn của ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng có xu hướng tăng.

Ngược lại, giá trị trung bình tỷ số này cho ngành Bất động sản, ngành Hàng tiêu

dùng cá nhân – gia đình, và ngành Chứng khoán có xu hướng giảm, trong khi đó

ngành Thực phẩm – đồ uống có xu hướng ít biến động. Giá trị trung bình tỷ số khả

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

năng thanh toán ngắn hạn xếp theo thứ tự giảm dần là: ngành Bất động sản là

0,8190; ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình là 0,7880; ngành Xây dựng – Vật

liệu xây dựng là 0,7713; ngành Thực phẩm – đồ uống là 0,7588; ngành Chứng

khoán là 0,6130.

Nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (NITA): nhân tố này được tính

toán bằng tỷ số tài chính giữa thu nhập ròng trong kỳ chia cho tổng tài sản trong kỳ

hay còn gọi là ROA. Kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát cho thấy: giá trị trung

bình tỷ số tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản cả giai đoạn khảo sát từ năm 2003 đến

năm 2012 là 0,0704, trong đó cao nhất là 0,0928 vào năm 2004 và giá trị thấp nhất

là 0,0302 vào năm 2012. Xu hướng biến động của tỷ số tỷ suất sinh lợi trên tổng tài

sản cả giai đoạn khảo sát giảm mạnh nhưng luôn dương trong cả giai đoạn khảo sát.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, giá trị trung bình tỷ số số tỷ suất

sinh lợi trên tổng tài sản của bốn ngành ngành là ngành Chứng khoán, ngành Xây

dựng – Vật liệu xây dựng, ngành Bất động sản và ngành Thực phẩm – đồ uống có

xu hướng giảm, trong đó ngành Chứng khoán giảm mạnh nhất. Trong khi đó, ngành

Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình có xu hướng ít biến động. Giá trị trung bình tỷ số

tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản xếp theo thứ tự giảm dần là: ngành Thực phẩm – đồ

uống là 0,0827; ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình là 0,0807; ngành Xây

dựng – Vật liệu xây dựng là 0,0586; ngành Bất động sản là 0,0577; ngành Chứng

khoán là 0,0047.

Nhân tố tỷ số quỹ được lập từ hoạt động trên tổng nợ phải trả (CFTL):

nhân tố này được tính toán bằng tỷ số tài chính giữa quỹ được lập từ hoạt động

trong kỳ chia cho tổng nợ phải trả trong kỳ. Kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát

cho thấy: giá trị trung bình của tỷ số quỹ được lập từ hoạt động trên tổng nợ phải trả

cả giai đoạn khảo sát từ năm 2003 đến năm 2012 là 0,0049, trong đó cao nhất là

0,0224 vào năm 2008 và giá trị thấp nhất là - 0,0018 vào năm 2004. Xu hướng biến

động của tỷ số quỹ được lập từ hoạt động trên tổng nợ phải trả tăng dần nhưng rất

yếu.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, giá trị trung bình tỷ số quỹ được

lập từ hoạt động trên tổng nợ phải trả của bốn ngành là ngành Xây dựng – Vật liệu

xây dựng, ngành Bất động sản, ngành Thực phẩm – đồ uống và ngành Hàng tiêu

dùng cá nhân – gia đình có xu hướng giảm. Trong khi đó, ngành Chứng khoán có

xu hướng tăng mạnh. Giá trị trung bình tỷ số quỹ được lập từ hoạt động trên tổng nợ

phải trả xếp theo thứ tự giảm dần là: ngành Thực phẩm – đồ uống là 0,0107; ngành

Chứng khoán là 0,0065; ngành Bất động sản là 0,0047; ngành Hàng tiêu dùng cá

nhân – gia đình là 0,0045; ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng là 0,0039.

Nhân tố tố tốc độ tăng trưởng thu nhập ròng (CHIN): nhân tố này được

tính toán bằng tỷ số giữa hiệu thu nhập ròng tăng thêm kỳ này so với kỳ trước chia

cho tổng giá trị tuyệt đối của thu nhập ròng tăng thêm kỳ này và giá trị tuyệt đối của

thu nhập ròng tăng thêm kỳ trước. Kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát cho thấy:

giá trị trung bình tốc độ tăng trưởng thu nhập ròng cả giai đoạn khảo sát từ năm

2003 đến năm 2012 là 0,1267, trong đó cao nhất là 0,5301 vào năm 2005 và giá trị

thấp nhất là -0,2145 vào năm 2011. Xu hướng biến động của tốc độ tăng trưởng thu

nhập ròng giảm mạnh, bắt đầu từ năm 2004 giảm dần đến bằng 0 năm 2010, sau đó

tiếp tục giảm và bị âm giai đoạn sau khủng hoảng 2011 – 2012.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, giá trị trung bình tốc độ tăng

trưởng thu nhập ròng của cả năm ngành đều có xu hướng giảm, với ngành Chứng

khoán có xu hướng giảm mạnh nhất. Giá trị trung bình tốc độ tăng trưởng thu nhập

ròng xếp theo thứ tự giảm dần là: ngành Chứng khoán là 0,2227; ngành Hàng tiêu

dùng cá nhân – gia đình là 0,0957; ngành Bất động sản là 0,0945; ngành Xây dựng

– Vật liệu xây dựng là 0,0825; ngành Thực phẩm – đồ uống là 0,0260.

5.1.1.3. Thống kê mô tả các nhân tố tác động đến mối quan hệ giữa quyết định

đầu tƣ và rủi ro phá sản công ty

Theo các kết quả thống kê được trình bày trong các biểu đồ ở phụ lục 2, từ

biểu đồ số 4.28 đến biểu đồ số 4.31, mô tả sự biến động các nhân tố tỷ số tài chính

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

trong mô hình nghiên cứu hàm đầu tư có thêm nhân tố phá sản công ty, cụ thể như

Nhân tố tỷ số vốn chủ sở hữu (EK): nhân tố này được tính toán bằng tỷ số

tài chính tổng vốn chủ sở hữu chia cho tổng tài sản trong kỳ. Kết quả thống kê toàn

bộ mẫu khảo sát cho thấy: giá trị trung bình của tỷ số vốn chủ sở hữu cả giai đoạn

khảo sát từ năm 2003 đến năm 2012 là 25,31, trong đó cao nhất là 89,5294 triệu

đồng vào năm 2011 và giá trị thấp nhất là 5,1964 triệu đồng vào năm 2006. Xu

hướng biến động của tỷ số vốn chủ sở hữu gần như không thay đổi trong cả giai

đoạn khảo sát.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, ngành Chứng khoán có sự biến

động tỷ số vốn chủ sở hữu mạnh nhất. Năm 2004, tỷ số vốn chủ sở hữu toàn ngành

này là -0,6372, tăng nhẹ đến năm 2007 đạt 69,5839, sau đó tăng cực mạnh vào năm

2008 – là năm xảy ra khủng hoảng và đạt 2203,7588 , sang năm 2009 chỉ số này

giảm cực mạnh còn 41,5882, và tăng nhẹ vào các năm tiếp theo. Xu hướng biến

động tỷ số vốn chủ sở hữu của ngành này tăng nhẹ trước cũng như sau khủng

hoảng, với mưc độ tăng yếu. Giá trị tỷ số vốn chủ sở hữu trung bình của ngành là

281,5770, lớn hơn rất nhiều so với toàn bộ mẫu. Các ngành còn lại có mức độ biến

động thấp hơn và có cùng xu hướng biến động với toàn bộ mẫu khảo sát, trong đó

giá trị trung bình tỷ số vốn chủ sở hữu của ba ngành Xây dựng – vật liệu xây dựng,

ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình và ngành Thực phẩm đồ ương là nhỏ hơn

so với toàn bộ mẫu, các ngành còn lại đều có gia trị trung bình Oscore lớn hơn so

với toàn bộ mẫu.

Nhân tố chỉ số dự báo phá sản công ty (Oscore): nhân tố này được tính toán

từ kết quả ước lượng mô hình dự báo phá sản công ty bằng phương pháp ước lượng

khoản giữa tính cho toàn bộ mẫu khảo sát. Kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát

cho thấy: giá trị trung bình của chỉ số dự báo phá sản Oscore cả giai đoạn khảo sát

từ năm 2003 đến năm 2012 là 0,0610, trong đó cao nhất là 0,1684 vào năm 2011 và

giá trị thấp nhất là -0,0415 vào năm 2005. Xu hướng biến động của chỉ số dự báo

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

phá sản tăng mạnh dần, bắt đầu âm từ năm 2004 tăng dần đến bằng 0 năm 2005, sau

đó tăng mạnh liên tục giai đoạn trước cũng như sau khủng hoảng.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, ngành Chứng khoán có sự biến

động Oscore mạnh nhất. Năm 2005, chỉ số dự báo phá sản Oscore toàn ngành này là

-0,1273, tăng mạnh năm 2006 đạt 0,1371, giảm nhẹ năm 2007, sau đó tăng cực

mạnh vào năm 2008 – là năm xảy ra khủng hoảng và đạt 0,5704, sang năm 2009 chỉ

số này giảm mạnh còn 0,0250, và lại tăng mạnh vào năm 2011 đạt 0,4433. Xu

hướng biến động chỉ số dự báo phá sản của ngành này tăng mạnh dần, bắt đầu âm từ

năm 2004 tăng dần đến bằng 0 năm 2005, sau đó tăng mạnh liên tục giai đoạn trước

cũng như sau khủng hoảng. Giá trị Oscore trung bình của ngành là 0,2025, lơn hơn

rất nhiều so với toàn bộ mẫu. Các ngành còn lại có mức độ biến động thấp hơn và

có cùng xu hướng biến động với toàn bộ mẫu khảo sát, trong đó chỉ có gia trị trung

bình Oscore của ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình là nhỏ hơn so với toàn bộ

mẫu, các ngành còn lại đều có giá trị trung bình Oscore lớn hơn so với toàn bộ mẫu.

Nhân tố xác suất phá sản (POscore): nhân tố này được tính toán như sau: POscore= [1+e-Oscore]-1, với Oscore được tính toán từ kết quả ước lượng mô hình dự báo phá sản công ty bằng phương pháp ước lượng khoản giữa tính cho toàn bộ mẫu

khảo sát. Kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát cho thấy: giá trị trung bình xác

suất phá sản cả giai đoạn khảo sát từ năm 2003 đến năm 2012 là 51,49%, trong đó

cao nhất là 54,11% vào năm 2011 và giá trị thấp nhất là 48,96% vào năm 2005. Xu

hướng biến động của xác suất phá sản tăng dần nhưng mức độ tăng thấp và cùng

chiều với xu hướng biến động chỉ số dự báo phá sản Oscore.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, ngành Chứng khoán có sự biến

động xác suất phá sản POscore mạnh nhất. Năm 2005, POscore toàn ngành này là

0,4682, tăng mạnh năm 2006 đạt 0,5338, giảm nhẹ năm 2007, sau đó tăng cực mạnh

vào năm 2008 – là năm xảy ra khủng hoảng và đạt 0,6342, sang năm 2009 POscore

giảm mạnh còn 0,5061, và lại tăng mạnh vào năm 2011 đạt 0,6064. Xu hướng biến

động POscore của ngành này tăng mạnh dần liên tục giai đoạn trước cũng như sau

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

khủng hoảng. POscore trung bình của ngành này0,5484, lớn hơn toàn bộ mẫu khảo

sát. Các ngành còn lại có mức độ biến động thấp hơn và có cùng xu hướng biến

động với toàn bộ mẫu khảo sát, trong đó chỉ có gia trị trung bình POscore của ngành

Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình là nhỏ hơn so với toàn bộ mẫu, các ngành còn lại

đều có gia trị trung bình POscore lớn hơn so với toàn bộ mẫu.

Nhân tố xác suất tồn tại công ty (S): nhân tố này được tính toán như sau: S

= 1 –POscore. Kết quả thống kê toàn bộ mẫu khảo sát cho thấy: giá trị trung bình xác

suất tồn tại cả giai đoạn khảo sát từ năm 2003 đến năm 2012 là 48,51%, trong đó

cao nhất là 51,03% vào năm 2005 và giá trị thấp nhất là 45,89% vào năm 2011. Xu

hướng biến động xác suất tồn tại giảm dần và ngược chiều với xu hướng biến động

chỉ số dự báo phá sản Oscore và xác suất phá sản POscore.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, ngành Chứng khoán có sự biến

động xác suất tồn tại S mạnh nhất. Năm 2005, giá trị S toàn ngành này là 0,5318,

giảm mạnh năm 2006 đạt 0,4662, tăng nhẹ năm 2007, sau đó giảm cực mạnh vào

năm 2008 – là năm xảy ra khủng hoảng còn 0,3658, sang năm 2009 giá trị S tăng

mạnh đạt 0,4939, và lại giảm mạnh vào năm 2011 đạt 0,3936. Xu hướng biến động

giá trị S của ngành này giảm mạnh dần liên tục ở giai đoạn trước cũng như sau

khủng hoảng. Giá trị S trung bình của ngành này 0,4516, nhỏ hơn toàn bộ mẫu khảo

sát. Các ngành còn lại có mức độ biến động thấp hơn và có cùng xu hướng biến

động với toàn bộ mẫu khảo sát, trong đó chỉ có giá trị S trung bình của ngành Hàng

tiêu dùng cá nhân – gia đình là lớn hơn so với toàn bộ mẫu, các ngành còn lại đều

có gia trị S trung bình nhỏ hơn so với toàn bộ mẫu.

5.2. Kết quả nghiên cứu về quyết định đầu tƣ và rủi ro phá sản của các công

ty niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam

5.2.1. Kết quả nghiên cứu về quyết định đầu tƣ và rủi ro phá sản của các công

ty niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2004 -2012

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Dựa vào ba mô hình nghiên cứu của Bond & Meghir (1994) về mô hình đầu

tư động và chính sách tài chính công ty, A. Ohlson (1980) về tỷ số tài chính và khả

năng dự báo phả sản công ty và K. Wald (2004) về mô hình đầu tư có thêm nhân tố

phá sản, tất cả đã được trình bày ở phần phương pháp và mô hình nghiên cứu, người

viết thực hiện ước lượng các tham số hồi quy của ba mô hình này bằng năm phương

pháp là bình phương bé nhất thông thường, cố định, ngẫu nhiên, khoản giữa và

chênh lệch bậc nhất. Các bảng 4.3, 4.4, 4.5, 4.6 trong phần Phụ lục 5 trình bày kết

quả ước lượng các tham số của ba mô hình và các biểu đồ từ 4.32 đến 4.35 trong

phần phụ lục 3 mô tả sự tác động các nhân tố trong mô hình nghiên cứu. Sau đây là

kết quả nghiên cứu về các nhân tố tác động đến quyết định đầu tư và rủi ro phá sản

của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam cho cả gia đoạn

khảo sát.

5.2.1.1. Kết quả nghiên cứu về các nhân tố tác động đến quyết định đầu tƣ

Bảng 4.3 trình bày kết quả ước lượng hàm đầu tư và chính sách tài chính

doanh nghiệp cho 736 công ty niêm yết và phân chia thành năm ngành nghề. Mô

hình này được ước lượng bằng năm phương pháp là bình phương bé nhất thông

thường, cố định, ngẫu nhiên, khoản giữa và chênh lệch bậc nhất. Nhìn chung, mức

độ đầu tư mới giai đoạn sau của công ty chịu sự tác động của các nhân tố về mức độ

đầu tư mới giai đoạn này, nhân tố dòng tiền và doanh thu.Nhân tố nợ dài hạn của

giai đoạn này gần như không có tác động đến mức độ đầu tư mới của giai đoạn sau

nhưng không có ý nghĩa thống kê. Kết quả phân tích cụ thể các nhân tố trong mô

hình cho toàn bộ mẫu và năm ngành khảo sát như sau:

Nhân tố tỷ số mức độ đầu tư mới (I/K): kết quả ước bằng phương pháp

khoản giữa cho thấy rằng: có mối tương quan thuận giữa nhân tố mức độ đầu tư mới

của giai đoạn này so với giai đoạn sau cho toàn bộ mẫu, ngành Chứng khoán, ngành

Xây dựng – Vật liệu xây dựng, ngành Thực phẩm – Đồ uống và ngành Hàng tiêu

dùng cá nhân – gia đình với hệ số hồi quy tương ứng là 0.3234, 1.3115, 0.5781,

0.5693 và 0.4857. Đây là nhân tố tác động mạnh nhất đến mức độ đầu tư của giai

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

đoạn sau với mức ý nghĩa thống kê nhỏ hơn 5%, ngoại trừ ngành Chứng khoán có

mức ý nghĩa thông kê 10%, và là ngành chịu sự tác động mạnh nhất từ yếu tố này,

mức độ tác động lớn hơn rất nhiều so với toàn bộ mẫu. Trong khi đó, mức độ tác

động của nhân tố này đến ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng, ngành Thực phẩm

– đồ uống và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình lớn hơn so với toàn bộ mẫu.

Ngược lại, ngành Bất động sản có mối tương quan nghịch giữa tỷ số mức độ đầu tư

mới của giai đoạn này so với giai đoạn sau với hệ số hồi quy là -0.1017 nhưng

không có ý nghĩa thống kê.

Với phương pháp ước lượng chênh lệch bậc nhất, kết quả ước lượng hoàn

toàn ngược với phương pháp ước lượng khoản giữa. Nhân tố mức độ đầu tư mới

của giai đoạn này có mối tương quan nghịch với mức độ đầu tư mới của giai đoạn sau cho toàn bộ mẫu và các ngành nghề khảo sát. Tuy nhiên, hệ số R2 của phương

pháp này nhỏ hơn rất nhiều so với phương pháp ước lượng khoản giữa nên khả năng

giải thích của mô hình này kém hơn mặc dù nhiều hệ số hồi quy của nó cũng có ý nghĩa thống kê. Các phương pháp ước lượng khác có hệ số R2 rất thấp và cũng có

một vài hệ số hồi quy có ý nghĩa thông kê nên không xem xét.

Nhân tố dòng tiền (C/K): với phương pháp ước lượng khoản giữa (hệ số R2

lớn nhất), xem xét toàn bộ mẫu, nhân tố dòng tiền của giai đoạn này có mối tương

quan thuận với mức độ đầu tư của giai đoạn sau, có hệ số hồi quy là 0.0341 và có ý

nghĩa thống kê 0.1%. Trong khi đó, các hệ số hồi quy của các ngành nghề khảo sát

lại không có ý nghĩa thống kê.

Tuy nhiên, với hệ số R2 nhỏ hơn, nhưng phương pháp ước lượng bình

phương bé nhất cho hai ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Thực phẩm

– Đồ uống cho thấy rằng: có mối tương quan thuận giữa nhân tố dòng tiền giai đoạn

này với mức độ đầu tư mới của giai đoạn sau, với các hệ số hồi quy tương ứng là

0.0218 và 0.0259 và có mức ý nghĩa thống kê 5%, mức tác động này mạnh hơn so

với toàn bộ mẫu. Trong khi đó ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình có mối

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

tương quan nghịch giữa nhân tố dòng tiền giai đoạn này với mức độ đầu tư mới giai

đoạn sau và có ý nghĩa thống kê.

Như vậy, có mối tương quan thuận giữa khả năng tạo ra tiền từ tài sản đầu tư

giai đoạn này và mức độ đầu tư mới giai đoạn sau cho toàn bộ mẫu, ngành Xây

dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Thực phẩm – Đồ uống và có ý nghĩa thống kê.

Ngược lại, ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình có sự tác động nghịch trong

mối tương quan này và có ý nghĩa thống kê.

Nhân tố doanh thu (Y/K): xem xét toàn bộ mẫu với phương pháp ước lượng

khoản giữa cho thấy rằng: nhân tố doanh thu giai đoạn này có mối tương quan

nghịch với mức độ đầu tư mới của giai đoạn sau, có hệ số hồi quy là -0.0056 và có

mức ý nghĩa thống kê mạnh là 0.1%. Trong khi các ngành nghề khảo sát có mối

tương quan này không có ý nghĩa thống kê.

Bằng phương pháp ước lượng chênh lệch bậc nhất, nhân tố doanh thu giai

đoàn này có mối tương quan thuận với mức độ đầu tư mới giai đoạn sau cho ba

ngành là ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng, ngành Thực phẩm – Đồ uống và

ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình với hệ số hồi quy tương ứng là 0.0158,

0.0221 và 0.0166 và đều có ý nghĩa thống kê. Mức độ tác động của nhân tố này đến

ba ngành này đều lớn hơn so với toàn bộ mẫu khảo sát và ngành Thực phẩm – đồ

uống chịu sự tác động mạnh nhất.

Như vậy, số vòng quay tài sản giai đoạn này có tác động nghịch đến mức độ

đầu tư mới giai đoạn sau cho toàn bộ mẫu khảo sát và có ý nghĩa thống kê. Ngược

lại, đối với các ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng, ngành Thực phẩm – Đồ uống

và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình thì sự tác động này là thuận và cũng có

ý nghĩa thống kê.

Nhân tố nợ vay dài hạn bình phương (B/K)2: đối với toàn bộ mẫu, ngành

Chứng khoán, và ngành Bất động sản, nhân tố nợ vay dài hạn giai đoạn này không

tác động đến mức độ đầu tư mới giai đoạn sau cho tất cả các phương pháp ước

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

lượng nhưng không có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, các ngành khảo sát còn lại

chịu sự tác động của nhân tố này đến mức độ đầu tư mới giai đoạn sau nhưng cũng

không có ý nghĩa thống kê với tất cả phương pháp ước lượng. Điều này hàm ý rằng,

đối với toàn bộ mẫu, ngành Chứng khoán, và ngành Bất động sản: tài sản công ty

được hình thành từ nguồn vay nợ hay hành vi đầu tư vào tài sản cố định bằng nguồn

tài trợ nợ của giai đoạn này không có tác động đến mức độ đầu tư mới giai đoạn sau

nhưng không có ý nghĩa thống kê, do đó rủi ro tài chính cũng không rõ ràng. Các

ngành còn lại chịu sự tác động của nhân tố này nhưng cũng không có ý nghĩa thống

kê.

5.2.1.2. Kết quả nghiên cứu về các nhân tố tác động đến rủi ro phá sản công ty

Bảng 4.4 trình bày kết quả ước lượng mô hình dự báo phá sản công ty bằng

các chỉ số tài chính cho 737 công ty niêm yết và phân chia thành năm ngành nghề.

Mô hình này được ước lượng bằng bốn phương pháp là bình phương bé nhất thông

thường, cố định, ngẫu nhiên và khoản giữa. Nhìn chung, rủi ro phá sản công ty thể

hiện bởi chỉ số dự báo phá sản Oscore chịu sự tác động của các nhân tố về tính

thanh khoản ngắn hạn, tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản, thu nhập ròng âm hai năm

gần đây, nợ phải trả vượt tổng tài sản và tốc độ tăng trưởng thu nhu nhập ròng. Các

nhân tố khác có tác động đển rủi ro phá sản công ty nhưng không có ý nghĩa thống

kê. Kết quả phân tích cụ thể các nhân tố trong mô hình cho toàn bộ mẫu và năm

ngành khảo sát như sau:

Nhân tố quy mô doanh nghiệp (SIZE): nhân tố quy mô công ty có tác động

đến rủi ro phá sản công ty nhưng không có ý nghĩa thống kê với tất cả phương pháp

ước lượng cho toàn bộ mẫu và bốn ngành nghề khảo sát là ngành Chứng khoán,

ngành Bất động sản, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Thực phẩm –

đồ uống. Kết quả này hoàn toàn ngược với kết quả nghiên cứu của Jame A.Ohlson,

tác giả đã cho rằng nhân tố quy mô doanh nghiệp là một nhân tố dự báo khả năng

phá sản quan trọng. Trong khi đó, ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình có mối

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

tương quan nghịch giữa quy mô công ty với rủi ro phá sản công ty và có ý nghĩa

thống kê với tất cả phương pháp ước lượng.

Nhân tố tỷ số Tổng nợ phải trả / Tổng tài sản (TLTA): với phương pháp

ước lượng khoản giữa, nhân tố tổng nợ phải trả trên tổng tài sản giai đoạn này có

mối tương quan nghịch với mức độ đầu tư mới giai đoạn sau cho toàn bộ mẫu và

các ngành nghề khảo sát, tuy nhiên nó không có ý nghĩa thống kê. Khi xem xét các

phương pháp ước lượng còn lại, nhân tố này cũng có tác động đến rủi ro phá sản

công ty nhưng cũng không có ý nghĩa thống kê cho toàn bộ mẫu và các ngành nghề

khảo sát. Điều này hàm ý rằng, tài sản công ty được hình thành từ nguồn vay nợ hay

hành vi đầu tư vào tài sản cố định bằng nguồn tài trợ nợ của công ty có tác động đến

rủi ro phá sản công ty nhưng không có ý nghĩa thống kê, do đó rủi ro tài chính cũng

không rõ ràng.

Nhân tố tỷ số Vốn lưu động / Tổng tài sản (WCTA): với phương pháp ước lượng khoản giữa (có hệ số R2 lớn nhất), chỉ có ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia

đình có mối tương quan thuận giữa nhân tố vốn lưu động trên tổng tài sản đến rủi ro

phá sản công ty và có ý nghĩa thống kê 5% với hệ số hồi quy là 1.8484, đây là

ngành chịu sự tác động mạnh nhất từ nhân tố này. Các ngành nghề khác cũng có tác

động nhưng không có ý nghĩa thống kê.

Với hệ số R2 nhỏ hơn, kết quả phương pháp ước lượng ngẫu nhiên cho thấy

rằng: có mối tương quan thuận giữa nhân tố vốn lưu động trên tổng tài sản và rủi ro

phá sản công ty cho ngành Bất động sản và có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó,

ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng có mối tương quan nghịch và cũng có ý nghĩa

thống kê.

Như vậy, tính thanh khoản có tác động đến rủi ro phá sản công ty cho toàn

bộ mẫu khảo sát nhưng không có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, các ngành Hàng

tiêu dùng cá nhân – gia đình và ngành Bất động sản chịu sự tác động thuận của

nhân tố này đền rủi ro phá sản, đặc biệt ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

chịu sự tác động mạnh nhất. Ngược lại, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng chịu

sự tác động nghịch của nhân tố này đến rủi ro phá sản công ty.

Nhân tố tỷ số Nợ ngắn hạn / Tài sản ngắn hạn (CLCA): xem xét toàn bộ

mẫu, ngành Bất động sản và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình cho thấy rằng

có mối tương quan thuận giữa nhân tố tỷ số nợ ngắn hạn trên tài sản ngắn hạn và rủi

ro phá sản công ty với tất cả phương pháp ước lượng, tuy nhiên chỉ có kết quả

phương pháp ước lượng khoản giữa cho ra hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê,

các phương pháp ước lượng còn lại đều có kết quả có ý nghĩa thống kê. Trong đó,

cả hai ngành Bất động sản và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình chịu sự tác

động của nhân tố này đến rủi ro phá sản công ty là mạnh hơn so với toàn bộ mẫu

khảo sát và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình chịu sự tác động mạnh nhất từ

yếu tố này.Trong khi kết quả của các phương pháp và các ngành còn lại không có ý

nghĩa thống kê.

Như vậy, kết quả ước lượng cho thấy khả năng thanh toán ngắn hạn có tác

động đến rủi ro phá sản công ty cho toàn bộ mẫu khảo sát, ngành Bất động sản và

ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình và thứ tự tác động tương ứng tăng dần.

Nhân tố tỷ số Thu nhập ròng / Tổng tài sản (NITA): bằng phương pháp ước lượng khoản giữa (có hệ số R2 lớn nhất), nhân tố thu nhập ròng trên tổng tài sản

có mối tương quan nghịch với rủi ro phá sản công ty cho toàn bộ mẫu, ngành Xây

dựng – Vật liệu xây dựng, ngành Thực phẩm – Đồ uống và ngành Hàng tiêu dùng

cá nhân – gia đình và tất cả đều có ý nghĩa thống kê. Cả ba ngành này chịu sự tác

động từ nhân tố này mạnh hơn so với toàn bộ mẫu, trong đó, ngành Thực phẩm –

Đồ uống chịu sự tác động mạnh nhất. Trong khi đó, kết quả ươc lượng hai ngành

còn lại không có ý nghĩa thống kê.

Với hệ số R2 nhỏ hơn, phương pháp ước lượng ngẫu nhiên cho ngành Bất

động sản cũng cho thấy mối tương quan nghịch giữa nhân tố thu nhập ròng trên

tổng tài sản với rủi ro phá sản công ty có hệ số hồi quy là -0.6269 với mức ý nghĩa

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

thống kê 5%.Trong khi đó, ngành Chứng khoán cũng chịu sự tác động của nhân tố

này nhưng không có ý nghĩa thống kê với tất cả phương pháp ước lượng.

Như vậy, tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản có tác động nghịch đến rủi ro phá

sản công ty cho toàn bộ mẫu và 4 ngành khảo sát và có ý nghĩa thống kê, ngoại trừ

ngành Chứng khoán.

Nhân tố tỷ số Quỹ được lập từ hoạt động / Tổng nợ phải trả (CFTL): với phương pháp ước lượng khoản giữa (có hệ số R2 lớn nhất), quỹ lập từ hoạt động

trên tổng nợ phải trả có tác động đến rủi ro phá sản công ty, trong đó ngành Chứng

khoán chịu sự tác động thuận mạnh nhất sau đó đến ngành Hàng tiêu dùng cá nhân

– gia đình, sự tác động này lớn hơn rất nhiều so với toàn bộ mẫu. Tuy nhiên, kết quả

này không có ý nghĩa thống kê cho toàn bộ mẫu cũng như các ngành nghề khỏa sát,

và các phương pháp ước lượng còn lại cũng vậy.

Nhân tố thu nhập ròng âm hai năm gần đây (INTWO): với phương pháp ước lượng khoản giữa (có hệ số R2 lớn nhất) cho thấy rằng có mối tương quan thuận

giữa nhân tố thu nhập ròng âm hai năm gần đây và rủi ro phá sản công ty và có ý

nghĩa thống kê cho toàn bộ mẫu, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng, ngành Thực

phẩm – Đồ uống và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình. Cả ba ngành này chịu

sự tác động của nhân tố này mạnh hơn so với toàn bộ mẫu khảo sát, trong đó ngành

Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình chịu sự tác động mạnh nhất.

Với hệ số R2 nhỏ hơn, phương pháp ước lượng ngẫu nhiên cho ngành Chứng

khoán cũng cho thấy mối tương quan thuận giữa nhân tố thu nhập ròng âm hai năm

gần đây và rủi ro phá sản công ty và có ý nghĩa thống kê, mức tác động này cũng

mạnh hơn so với toàn bộ mẫu. Trong khi đó, ngành Bất động sản cũng chịu sự tác

động của nhân tố này nhưng không có ý nghĩa thống kê với tất cả phương pháp ước

lượng.

Như vậy, nhân tố thu nhập ròng âm hai năm gần đây có mối tương quan

thuận với rủi ro phá sản công ty và có ý nghĩa thông kê cho toàn bộ mẫu, ngành Xây

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

dựng – Vật liệu xây dựng, ngành Thực phẩm – Đồ uống, ngành Hàng tiêu dùng cá

nhân – gia đình và ngành Chứng khoán, mức độ tác động của nhân tố này đến các

ngành nghề mạnh hơn so với toàn bộ mẫu. Trong khi đó, ngành Bất động sản chịu

sự tác động của nhân tố này nhưng không có ý nghĩa thống kê.

Nhân tố tổng nợ phải trả vượt tổng tài sản (OENEG): với phương pháp ước lượng khoản giữa (có hệ số R2 lớn nhất) cho thấy rằng có mối tương quan thuận

giữa nhân tổng nợ phải trả vượt tổng tài sản và rủi ro phá sản công ty và có ý nghĩa

thống kê cho toàn bộ mẫu, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Thực

phẩm – Đồ uống, hai ngành này chịu sự tác động của nhân tố này yếu hơn so vơi

toàn bộ mẫu khảo sát. Trong khi đó, ngành Chứng khoán cũng chịu sự tác động

thuận của nhân tố này nhưng không có ý nghĩa thống kê với tất cả phương pháp ước

lượng. Đặc biệt, nhân tố này là hằng số đối với hai ngành Bất động sản và ngành

Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình, do đó bị rút ra khỏi mô hình, và xem như nhân

tố này không tác động đến rủi ro phá sản các công ty thuộc hai ngành này.

Nhân tố tỷ số tốc độ tăng trưởng thu nhập ròng (CHIN): xem xét toàn bộ mẫu, với phương pháp ước lượng khoản giữa (có hệ số R2 lớn nhất) cho thấy rằng

có mối tương quan nghịch giữa nhân tố tốc độ tăng trưởng nhu nhập ròng với rủi ro

phá sản công ty với hệ số hồi quy là -0.1901 và mức ý nghĩa thống kê là 1%. Trong

khi đó, các ngành Chứng khoán, ngành Bất động sản, ngành Xây dựng – Vật liệu

xây dựng và ngành Thực phẩm – Đồ uống cũng có mối tương quan này nhưng

không có ý nghĩa thống kê. Ngược lại, ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình

chịu sự tác động thuận của nhân tố này đến rủi ro phá sản công ty nhưng cũng

không có ý nghĩa thống kê.

Với phương pháp ươc lượng ngẫu nhiên (có hệ số R2 nhỏ hơn), cho thấy rằng

ngành Thực phẩm – Đồ uống chịu sự tác động thuận của nhân tố tốc độ tăng trưởng

nhu nhập ròng đến rủi ro phá sản công ty với hệ số hồi quy là 0.0917 và có ý nghĩa

thống kê là 5%. Trong khi đó, toàn bộ mẫu khảo sát và các ngành nghề còn lại đều

chịu sự tác động của nhân tố này nhưng cũng không có ý nghĩa thống kê. Mặt khác,

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

xem xét ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình bằng phương pháp ước lượng cố

định cho thấy rằng: có mối tương quan thuận giữa nhân tố tốc độ tăng trưởng nhu

nhập ròng đến rủi ro phá sản công ty với hệ số hồi quy là 0.0676 và có ý nghĩa

thống kê là 5%.

Như vậy, toàn bộ mẫu chịu sự tác động nghịch của nhân tố tốc độ tăng

trưởng nhu nhập ròng đến rủi ro phá sản công ty. Ngược lại, hai ngành Thực phẩm

– Đồ uống và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình chịu sự tác động thuận của

nhân tố này đến rủi ro phá sản công ty và tất cả đều có ý nghĩa thống kê. Trong khi

đó, các ngành còn lại cũng chịu sự tác động của nhân tố này đến rủi ro phá sản công

ty nhưng tất cả đều không có ý nghĩa thống kê.

5.2.1.3. Ƣớc lƣợng xác suất phá sản các công ty niêm yết trên thị trƣờng chứng

khoán Việt Nam giai đoạn 2004 -2012

Theo hai nghiên cứu độc lập của John K. Wald (2004) và Kai Kirchesch

(2004), rủi ro phá sản công ty được ước lượng bằng xác suất phá sản POscore được tính toán như sau: POscore= [1+e-Oscore]-1, với Oscore được tính toán từ kết quả ước

lượng mô hình dự báo phá sản công ty của James A.Ohlson (1980).

Đầu tiên, người viết thực hiện ước lượng chỉ số dự báo phá sản tổng thể

Oscore bằng bốn phương pháp là bình phương bé nhất thông thường, cố định, ngẫu

nhiên và khoản giữa. Sau đó, người viết chọn mô hình ước lượng tốt nhất có thể, đó là mô hình ước lượng có hệ số giải thích mô hình R2 cao nhất có thể, đồng thời mô

hình đó có nhiều hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê nhiều nhất, nghĩa là p-value của

mô hình nhỏ hơn so với các mô hình ước lượng khác. Mô hình dự báo phá sản công

ty như sau:

t –0.0491WCTAi

t + +0.4038INTWOi

t = 0.1671 + 0.0034SISEi – t

t

t – 0.0898TLTAi 0.1722CFTLi t

t

Oscorei 0.0064CLCAi +2.4980OENEGi –0.9309NITAi t – 0.1901CHINi

t

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Với mô hình dự báo phá sản như trên, người viết thực hiện tính toán chỉ số

dự báo phá sản Oscore cho 735 công ty trong giai đoạn 2003 – 2012. Từ giá trị

Oscore có được, người viết tinh toán xác suất phá sản cho các công ty này, đồng

thời tính giá trị xác suất phá sản trung bình theo năm cho toàn bộ mẫu và năm

ngành khảo sát.

Với Oscore được tính toán cho toàn bộ mẫu khảo sát bằng phương pháp ước lượng khoản giữa (có hệ số R2 lớn nhất và bằng 33,48%), kết quả thống kê cho

thấy: xác suất phá sản bình quân của toàn bộ mẫu trong giai đoạn 2003 – 2012 là

51,49%. Xác suất phá sản bình quân của các ngành Chứng khoán cao nhất là

54,84%, kế đến là các ngành Xây dựng – vật liệu xây dựng là 51,77%, ngành Thực

phẩm – đồ uống và 51,75% và ngành Bất động sản là 51,50% lớn hơn so với toàn

bộ mẫu, trong khi đó ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình có xác suất phá sản

bình quân nhỏ nhất là 51,16%.

Như vậy, xác suất phá sản trung bình của toàn bộ mẫu và năm ngành khảo

sát trong giai đoạn 2003 – 2012 nằm trong khoản từ 51,16% đến 54,84%, điều này

cho thấy nền kinh tế Việt Nam trong giai đoạn này rất mong manh giữ sự tồn tại và

phá sản, giải thể hay ngừng hoạt động. Mặt khác, theo báo cáo của phòng Thương

mại và Công nghiệp Việt Nam ngày 03/06/2013: nền kinh tế khủng hoảng đã làm

cho số lượng doanh nghiệp ngừng hoạt động, phá sản ngày một tăng lên. Cụ thể

năm 2010 con số doanh nghiệp ngừng hoạt động, phá sản là 43.000; năm 2011 là

53.000; năm 2012 trên 54.000; những tháng đầu năm 2013, mỗi tháng có 4.900 -

5.000 và nâng tổng số đến nay là 20.000 doanh nghiệp ngừng hoạt động, phá sản.

Điều này đã phản ảnh xác suất phá sản trung bình rất cao của các doanh nghiệp

trong mẫu khảo sát.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

5.2.1.4. Kết quả nghiên cứu về mối quan hệ giữa quyết định đầu tƣ và rủi ro

phá sản công ty

Bảng 4.5 và bảng 4.6 trình bày kết quả ước lượng hàm đầu tư có thêm nhân

tố phá sản cho 735 công ty niêm yết và phân chia thành năm ngành nghề. Mô hình

này được ước lượng bằng bốn phương pháp là bình phương bé nhất thông thường,

cố định, ngẫu nhiên và khoản giữa. Nhìn chung, khi thêm nhân tố rủi ro phá sản

công ty mà nó được thể hiện bằng xác suất tồn tại vào mô hình hàm đầu tư, chúng ta

thấy rằng: nhân tố xác suất tồn tại giai đoạn này là nhân tố tác động mạnh vượt trội

đến mức độ đầu tư mới giai đoạn sau theo tương quan thuận cho toàn bộ mẫu,

ngành Bất động sản, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Thực phẩm –

Đồ uống. Trong khi đó, ngành Chứng khoán cũng chịu sự tác động này nhưng với

mức ý nghĩa thống kê thấp và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình cũng chịu

sự tác động này nhưng không có ý nghĩa thống kê. Kết quả phân tích cụ thể các

nhân tố trong mô hình cho toàn bộ mẫu và năm ngành khảo sát như sau:

Nhân tố tỷ số mức độ đầu tư mới (I/K): bằng phương pháp ước lượng cố định (có hệ số R2 lớn nhất) cho toàn bộ mẫu, kết quả ước lượng cho thấy rằng có

mối tương quan nghịch giữa nhân tố mức độ đầu tư mới giai đoạn này và mức độ

đầu tư mới giai đoạn sau với hệ số hồi quy là -0.1325 và có ý nghĩa thống kê 0.1%.

Ngược lại, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng có mối tương quan thuận giữa nhân

tố mức độ đầu tư mới giai đoạn này và mức độ đầu tư mới giai đoạn sau với hệ số

hồi quy là 0.2212 và cũng có ý nghĩa thống kê 0.1%.

Cũng tương tự như kết quả ước lượng của mô hình hàm đầu tư và chính sách

tài chính công ty ở trên, bằng phương pháp ước lượng ngẫu nhiên cho toàn bộ mẫu,

kết quả ước lượng cũng cho thấy rằng có mối tương quan thuận giữa nhân tố mức

độ đầu tư mới giai đoạn này và mức độ đầu tư mới giai đoạn sau cho toàn bộ mẫu

khảo sát, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân –

gia đình và tất cả đều có ý nghĩa thống kê, hai ngành này chịu sự tác động từ nhân

tố này mạnh hơn so với toàn bộ mẫu khảo sát, trong đó, ngành Hàng tiêu dùng cá

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

nhân – gia đình chịu sự tác động mạnh nhất. Trong khi đó, các ngành còn lại cũng

chịu sự tác động từ nhân tố này nhưng không có ý nghĩa thông kê.

Nhân tố doanh thu (Y/K): bằng phương pháp ước lượng cố định (có hệ số R2 lớn nhất) cho thấy rằng: có mối tương quan thuận giữa nhân tố doanh thu giai

đoạn này và mức độ đầu tư mới giai đoạn sau cho ngành Xây dựng – Vật liệu xây

dựng và ngành Thực phẩm – Đồ uống với hệ số hồi quy lần lượt là 0,0151 và

0,0302, chúng đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa tương ứng là 0,1% và 1%.

Trong khi đó, toàn bộ mẫu và các ngành còn lại cũng chịu sự tác động từ nhân tố

này nhưng không có ý nghĩa thống kê, hoặc có ý nghĩa thống kê nhưng mức ý nghĩa

yếu hơn với tất cả phương pháp ước lượng.

Nhân tố tổng vốn chủ sở hữu (E/K): bằng phương pháp ước lượng cố định (có hệ số R2 lớn nhất) cho thấy rằng: có mối tương quan thuận giữa nhân tố tổng

vốn chủ sở hữu giai đoạn này và mức độ đầu tư mới giai đoạn sau và có ý nghĩa

thống kê cho toàn bộ mẫu khảo sát và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình với

hệ số hồi quy lần lượt là 0,0036 và 0,0298 với mức ý nghĩa thống kê là 0,1% và 5%.

Trong đó, ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình chịu sự tác động từ nhân tố này

mạnh hơn so với toàn bộ mẫu. Trong khi đó, các ngành còn lại cũng chịu sự tác

động từ nhân tố này nhưng kết quả ước lượng không có ý nghĩa thống kê.

Nhân tố xác suất tồn tại công ty (S): Mô hình không cung cấp một mối quan

hệ rõ ràng giữa xác suất phá sản và mức độ đầu tư mới của công ty, nhưng nó thể

hiền rằng mối quan hệ này là nghịch tương ứng với sự tác động thuận của xác suất

tồn tại lên mức độ đầu tư mới của công ty và ngược lại. Xác suất tồn tại công ty

được tính từ xác suất phá sản công ty dựa vào chỉ số dự báo phá sản Oscore như đã

trình bày ở trên, có hai cách tính toán chỉ số Oscore là: chỉ số này được tính toán

trên toàn bộ mẫu khảo sát hoặc được tính toán riêng cho từng ngành. Chúng ta xem

xét cách tính Oscore trên toàn bộ mẫu khảo sát trước.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Xem xét toàn bộ mẫu khảo sát với tất cả phương pháp ước lượng, cho thấy

rằng: có mối tương quan thuận giữa xác suất tồn tại công ty giai đoạn này và mức

độ đầu tư mới giai đoạn sau, tất cả đều có mức ý nghĩa thống kê mạnh là 0.1%

ngoại trừ phương pháp ước lượng khoản giữa không có ý nghĩa thống kê. Mức độ

tác động của nhân tố này là mạnh vượt trội so với các nhân tố khác trong mô hình.

Khi xem xét từng ngành, chỉ có hai ngành là Xây dựng – Vật liệu xây dựng

(sử dụng phương pháp ước lượng cố định) và ngành Thực phẩm – Đồ uống (sử

dụng phương pháp ước lượng ngẫu nhiên) chịu sự tác động thuận của nhân tố xác

suất tồn tại công ty giai đoạn này đến mức độ đầu tư mới giai đoạn sau và có ý

nghĩa thống kê. Trong đó, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng chịu sự tác động

của nhân tố này yếu hơn so với toàn bộ mẫu, ngược lại, ngành Thực phẩm – Đồ

uống chịu sự tác động mạnh hơn so với toàn bộ mẫu. Với phương pháp ước lượng

bình phương bé nhất, ngành Chứng khoán cũng chịu sự tác động thuận từ nhân tố

này nhưng có mức ý nghĩa thống kê 10%. Các ngành còn lại cũng chịu sự tác động

của nhân tố này đến mức độ đầu tư mới giai đoạn sau nhưng không có ý nghĩa

thống kê với tất cả phương pháp ước lượng.

Khi chỉ số dự báo phá sản Oscore được tính toán riêng cho từng ngành, kết quả ước lượng bằng phương pháp cố định (có hệ số R2 lớn nhất) cho ngành Bất

động sản cho thấy rằng: có mối tương quan thuận giữa nhân tố xác suất tồn tại công

ty giai đoạn này và mức độ đầu tư mới giai đoạn sau với hệ số hồi quy là 44.4830

và mức ý nghĩa thống kê 1%, mức tác động này mạnh hơn rất nhiều so với toàn bộ

mẫu khảo sát. Điều này hàm ý rằng: chính các quyết định đầu tư và tài trợ của các

công ty hoạt động trong ngành Bất động sản đã tạo ra cho ngành này có chỉ số dự

báo phá sản Oscore rất cao, dẫn đến rủi ro phá sản cao, do đó xác suất tồn tại thấp,

và một khi đã tồn tại, các công ty này vẫn tiếp tục đầu tư mở rộng quy mô hoạt

động vì kỳ vọng tỷ suất sinh lợi cao từ thị trường này mang lại. Kết quả ước lượng

cho các ngành khác cũng không có sự khác biệt lớn so với cách tính chỉ số Oscore

trên toàn bộ mẫu khảo sát.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Như vậy, nếu chỉ số dự báo phá sản Oscore được tính trên toàn bộ mẫu khảo

sát, nhân tố xác suất tồn tại công ty giai đoạn này có tác động thuận đến mức độ đầu

tư mới giai đoạn sau cho toàn bộ mẫu, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và

ngành Thực phẩm – Đồ uống và đều có ý nghĩa thống kê, trong khi các ngành khác

cũng chịu sự tác động của nhân tố này nhưng không có ý nghĩa thống kê. Nếu chỉ số

dự báo phá sản Oscore được tính riêng cho từng ngành khảo sát, chúng ta thấy có

thêm ngành Bất động sản cũng chịu sự tác động thuận từ nhân tố này đến mức độ

đầu tư mới giai đoạn sau của công ty, và đồng thời đây cũng là ngành chịu sự tác

động vượt trội từ nhân tố này so với các ngành nghề khác và toàn bộ mẫu khảo sát.

5.2.2. Kết quả nghiên cứu về sự tác động của cuộc khủng hoảng tài chính toàn

cầu năm 2008 đến mối quan hệ giữa quyết định đầu tƣ và rủi ro phá sản công

ty.

Bảng 4.7 trong phần Phụ lục 5, trình bày kết quả ước lượng hàm đầu tư có

thêm nhân tố phá sản cho 735 công ty niêm yết và phân chia thành năm ngành nghề,

trong đó chi tiết cho hai giai đoạn trước và sau khủng hoảng tài chính 2008. Mô

hình này được ước lượng bằng hai phương pháp là bình phương bé nhất thông

thường và phương pháp cố định. Nhìn chung, khi tách mẫu khảo sát thành hai mẫu

con tương ứng với hai thời kỳ trước và sau khủng hoảng 2008, kết quả ước lượng

hàm đầu tư có thêm nhân tố xác suất phá sản mà nó được thể hiện bằng xác suất tồn

tại, chúng ta thấy rằng: ở giai đoạn sau khủng hoảng, các nhân tố xác suất tồn tại,

mức độ đầu tư mới, và tổng vốn chủ sở hữu của giai đoạn này có tác động đến mức

độ đầu tư mới giai đoạn sau theo tương quan thuận cho toàn bộ mẫu khảo sát ở với

mức độ tác động nhỏ hơn so với toàn giai đoạn khảo sát, trong đó nhân tố xác suất

tồn tại giai đoạn này là nhân tố tác động mạnh vượt trội. Trong khi đó, ở giai đoạn

trước khủng hoảng, nhân tố mức độ đầu tư mới giai đoạn này có tác động nghịch và

nhân tố doanh thu giai đoạn này có tác động thuận đến mức độ đầu tư mới giai đoạn

sau.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Ở giai đoạn sau khủng hoảng, các ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và

ngành Thực phẩm – đồ uống chịu sự tác động thuận của nhân tố xác suất tồn tại giai

đoạn này đến mức độ đầu tư mới giai đoạn sau, trong đó ngành Xây dựng – Vật liệu

xây dựng còn chịu sự tác động thuận của hai nhân tố mức độ đầu tư mới và doanh

thu giai đoạn này lên mức độ đầu tư mới giai đoạn sau. Trong khi đó, các ngành

Chứng khoán, ngành Bất động sản, và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình

chịu sự tác động của nhân tố xác suất tồn tại giai đoạn này đến mức độ đầu tư mới

giai đoạn sau nhưng mức ý nghĩa thống kê yếu là 10%. Kết quả phân tích cụ thể các

nhân tố trong mô hình cho toàn bộ mẫu và năm ngành khảo sát chi tiết trước và sau

khủng hoảng tài chính 2008 như sau:

mối tương quan nghịch giữa nhân tố mức độ đầu tư mới giai đoạn này và mức độ

đầu tư mới giai đoạn sau cho cả hai giai đoạn trước và sau khủng hoảng với hệ số

hồi quy lần lượt là -0,5500 và -0,1533 và cùng có mức ý nghĩa thống kê 0.1%. Mức

độ tác động của nhân tố này ở cả hai giai đoạn trước và sau khủng hoảng đều mạnh

hơn so với cả giai đoạn khảo sát.

Bằng phương pháp ước lượng cố định, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng

có mối tương quan thuận giữa nhân tố mức độ đầu tư mới giai đoạn này với mức độ

đầu tư mới giai đoạn sau với hệ số hồi quy là 0,2179 và có ý nghĩa thống kê 0.1%

cho giai đoạn sau khủng hoảng, giai đoạn trước khủng hoảng cũng chịu sự tác động

của nhân tố này nhưng không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, với phương pháp ước lượng bình phương bé nhất thông thường, có hệ số R2 nhỏ hơn, cũng cho thấy có

mối tương quan thuận giữa nhân tố mức độ đầu tư mới giai đoạn này và mức độ đầu

tư mới giai đoạn sau với hệ số hồi quy là 0,4389 và cũng có ý nghĩa thống kê 1%

cho giai đoạn trước khủng hoảng. Mức độ tác động của nhân tố này ở giai đoạn sau

khủng hoảng yếu hơn so với cả giai đoạn khảo sát. Ngược lại, mức độ tác động của

nhân tố này ở giai đoạn trước khủng hoảng mạnh hơn so với cả giai đoạn khảo sát.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình cũng có mối quan hệ này là tương quan

thuận cho giai đoạn sau khủng hoảng với hệ số hồi quy là 0,3573 và có ý nghĩa

thống kê 1%, mức độ tác động mạnh hơn so với cả giai đoạn khảo sát. Ở giai đoạn

trước khủng hoảng, ngành này chịu sự tác động nghịch của nhân tố này nhưng

không có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, các ngành còn lại cũng chịu sự tác động

từ nhân tố này nhưng cũng không có ý nghĩa thống kê.

Nhân tố doanh thu (Y/K): phương pháp ước lượng bình phương bé nhất

thông thường ở giai đoạn trước khủng hoảng cho toàn bộ mẫu, cho thấy có mối

tương quan thuận giữa nhân tố doanh thu giai đoạn này và mức độ đầu tư mới giai

đoạn sau với hệ số hồi quy là 0,0009 và có ý nghĩa thống kê 5%. Trong khi đó, ở

giai đoạn sau khủng hoảng cũng có mối tương quan thuận này nhưng không có ý nghĩa thống kê. Bằng phương pháp ước lượng cố định (có hệ số R2 lớn nhất) cho

thấy rằng: ở giai đoạn sau khủng hoảng, có mối tương quan thuận giữa nhân tố

doanh thu giai đoạn này và mức độ đầu tư mới giai đoạn sau cho ngành Xây dựng –

Vật liệu xây dựng và ngành Thực phẩm – Đồ uống với hệ số hồi quy lần lượt là

0,0135 và 0,0083, và chúng đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa tương ứng là

1% và 5%, đồng thời mức độ tác động của nhân tố này đến hai ngành này đều mạnh

hơn so với toàn giai đoạn. Trong khi đó, các ngành còn lại cũng chịu sự tác động từ

nhân tố này nhưng không có ý nghĩa thống kê.

Nhân tố tổng vốn chủ sở hữu (E/K): bằng phương pháp ước lượng cố định (có hệ số R2 lớn nhất) cho thấy rằng: toàn bộ mẫu ở giai đoạn sau khủng hoảng có

mối tương quan thuận giữa nhân tố tổng vốn chủ sở hữu giai đoạn này và mức độ

đầu tư mới giai đoạn sau và có ý nghĩa thống kê 1% với hệ số hồi quy là 0,0038,

mức độ tác động mạnh hơn so với toàn giai đoạn, ở giai đoạn trước khủng hoảng

cũng chịu sự tác động của nhân tố này nhưng không có ý nghĩa thống kê. Trong khi

đó, ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình ở giai đoạn trước khủng hoảng cũng

có mối tương quan thuận giữa nhân tố tổng vốn chủ sở hữu giai đoạn này và mức độ

đầu tư mới giai đoạn sau và có ý nghĩa thống kê 5% với hệ số hồi quy là 0,041467,

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

mức độ tác động mạnh hơn so với toàn giai đoạn, ở giai đoạn sau khủng hoảng cũng

chịu sự tác động của nhân tố này nhưng không có ý nghĩa thống kê. Các ngành còn

lại cũng chịu sự tác động từ nhân tố này nhưng kết quả ước lượng không có ý nghĩa

thống kê.

Nhân tố xác suất tồn tại công ty (S): xác suất tồn tại công ty được tính từ

chỉ số dự báo phá sản Oscore trên toàn bộ mẫu khảo sát. Xem xét toàn bộ mẫu khảo

sát, ở giai đoạn sau khủng hoảng với cả hai phương pháp ước lượng, cho thấy rằng:

có mối tương quan thuận giữa xác suất tồn tại công ty giai đoạn này và mức độ đầu

tư mới giai đoạn sau và có mức ý nghĩa thống kê mạnh là 1% với hệ số hồi quy là

8,5461. Mức độ tác động của nhân tố này là mạnh vượt trội so với các nhân tố khác

trong mô hình và tác động mạnh hơn so với toàn giai đoạn. Trong khi đó, ở giai

đoạn trước khủng hoảng, mức độ đầu tư mới giai đoạn sau chịu sự tác động nghịch

từ nhân tố này nhưng không có ý nghĩa thống kê.

Khi xem xét từng ngành ở giai đoạn sau khủng hoảng, chỉ có hai ngành là

Xây dựng – Vật liệu xây dựng (sử dụng phương pháp ước lượng cố định) và ngành

Thực phẩm – Đồ uống (sử dụng phương pháp ước lượng ngẫu nhiên) chịu sự tác

động thuận của nhân tố xác suất tồn tại công ty giai đoạn này đến mức độ đầu tư

mới giai đoạn sau và có ý nghĩa thống kê. Trong đó, ngành Xây dựng – Vật liệu xây

dựng chịu sự tác động của nhân tố này yếu hơn so với toàn bộ mẫu với hệ số hồi

quy là 7,9393 và mức ý nghĩa thống kê là 1%. Ngược lại, ngành Thực phẩm – Đồ

uống chịu sự tác động mạnh hơn so với toàn bộ mẫu với hệ số hồi quy là 3,1694 và

mức ý nghĩa thống kê là 5%. Trong khi đó, ở giai đoạn trước khủng hoảng, mức độ

đầu tư mới giai đoạn sau của ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng (sử dụng phương

pháp ước lượng cố định) chịu sự tác động mạnh hơn so với toàn bộ mẫu của nhân tố

xác suất tồn tại công ty giai đoạn này, nhưng có ý nghĩa thống kê yếu là 10%.

Ngược lại, mối tương quan nghịch giữa nhân tố xác suất tồn tại công ty giai đoạn

này và mức độ đầu tư mới giai đoạn sau ở giai đoạn trước khủng hoảng của ngành

Thực phẩm – đồ uống không có ý nghĩa thống kê.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Ở giai đoạn sau khủng hoảng, các ngành Chứng khoán, ngành Bất động sản

và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình cũng chịu sự tác động của nhân tố xác

suất tồn tại công ty giai đoạn này đến mức độ đầu tư mới giai đoạn sau nhưng có ý

nghĩa thống kê yếu 10%. Ở giai đoạn trước khủng hoảng, sự tác động đó đến ba

ngành này đều không có ý nghĩa thống kê.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

6. KẾT LUẬN

6.1. Tổng hợp các kết quả nghiên cứu đạt đƣợc

Bài nghiên cứu đã đưa ra các bằng chứng thực nghiệm về sự tác động của

các nhân tố tỷ số tài chính đến quyết định đầu tư và rủi ro phá sản của các công ty

niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2003 – 2012. Bên cạnh

việc nghiên cứu 737 công ty trong toàn bộ mẫu khảo sát, người viết còn phân loại

các công ty trong mẫu khảo sát thành năm ngành để thực hiện nghiên cứu thêm là

ngành Chứng khoán, ngành Bất động sản, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng,

ngành Thực phẩm – đồ uống và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình. Ngoài ra,

bài viết cũng nghiên cứu sự tác động của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm

2008 đến quyết định đầu tư và rủi ro phá sản của các công ty niêm yết trên thị

trường chứng khoán Việt Nam bằng cách tách mẫu khảo sát thành hai mẫu con

tương ứng với hai thời kỳ trước và sau khủng hoảng. Dưới đây là tóm lược các kết

quả đã nghiên cứu theo hướng trả lời các câu hỏi nghiên cứu đã đặt ra trước đó.

Thứ nhất, kết quả nghiên cứu thực nghiệm về các nhân tố tác động đến

quyết định đầu tư mới của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt

Nam trong giai đoạn 2003 – 2012 , bằng mô hình đầu tư và chính sách tài chính của

công ty của Stephen Bond và Costas Meghir (1993) như sau:

Khi xem xét toàn bộ mẫu khảo sát, kết quả ước lượng cho thấy rằng, mức độ

đầu tư mới giai đoạn sau của các công ty niêm yết chịu sự tác động thuận của các

nhân tố về mức độ đầu tư mới và nhân tố dòng tiền giai đoạn này; và đồng thời chịu

sự tác động nghịch của nhân tố doanh thu giai đoạn này và tất cả đều có ý nghĩa

thống kê. Trong khi đó, nhân tố nợ vay dài hạn giai đoạn này không tác động đến

mức độ đầu tư mới giai đoạn sau nhưng không có ý nghĩa thống kê.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, ngành Xây dựng – vật liệu xây

dựng và ngành Thực phẩm – đồ uống cùng có mối tương quan thuận giữa ba nhân

tố mức độ đầu tư mới, dòng tiền và doanh thu giai đoạn này với mức độ đầu tư mới

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

giai đoạn sau, trong đó, hai nhân tố mức độ đầu tư mới và doanh thu giai đoạn này

có sự tác động mạnh hơn đến mức độ đầu tư mới giai đoạn sau so với toàn bộ mẫu

khảo sát. Cả hai ngành này đều chịu sự tác động của nhân tố nợ vay dài hạn nhưng

không có ý nghĩa thống kê. Đối với ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình cũng

có mối tương quan thuận giữa hai nhân tố mức độ đầu tư mới và doanh thu giai

đoạn này với mức độ đầu tư mới giai đoạn sau, cả hai nhân tố này có sự tác động

mạnh hơn đến mức độ đầu tư mới giai đoạn sau so với toàn bộ mẫu khảo sát. Ngược

lại, nhân tố dòng tiền giai đoạn này có mối tương quan nghịch với mức độ đầu tư

mới giai đoạn sau. Ngành này cũng chịu sự tác động của nhân tố nợ vay dài hạn

nhưng cũng không có ý nghĩa thống kê.Hai ngành còn lại là ngành Chứng khoán và

ngành Bất động sản cũng chịu sự tác động của tất cả các nhân tố này nhưng tất cả

đều không có ý nghĩa thống kê.

Thứ hai, kết quả nghiên cứu thực nghiệm về các nhân tố tác động đến rủi ro

phá sản công ty bằng mô hình dự báo phá sản của James A.Ohlson (1980), thể hiện

bởi chỉ số dự báo phá sản Oscore như sau: khi xem xét toàn bộ mẫu khảo sát, có

mối tương quan thuận giữa ba nhân tố về tính thanh khoản ngắn hạn, thu nhập ròng

âm hai năm gần đây và nợ phải trả vượt tổng tài sản với chỉ số dự báo phá sản

Oscore; và đồng thời hai nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản và tốc độ tăng

trưởng thu nhu nhập ròng có mối tương quan nghịch với chỉ số dự báo phá sản

Oscore, và tất cả đều có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, bốn nhân tố còn lại là quy

mô doanh nghiệp, tổng nợ trên tổng tài sản, vốn lưu động trên tổng tài sản và quỹ

được lập từ hoạt động trên tổng nợ phải trả cũng có tác động đến chỉ số dự báo phá

sản Oscore nhưng không có ý nghĩa thống kê.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát, ngành Chứng khoán chịu sự tác

động duy nhất một nhân tố trong mô hình nghiên cứu là nhân tố thu nhập ròng hai

năm gần đây âm, nó có mối tương quan thuận với chỉ số dự báo phá sản Oscore và

có ý nghĩa thống kê, mức độ tác động của nó mạnh hơn so với toàn bộ mẫu khảo

sát.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Ngành Bất động sản có mối tương quan thuận giữa hai nhân tố là vốn lưu

động trên tổng tài sản và khả năng thanh toán ngắn hạn với chỉ số dự báo phá sản

Oscore và có ý nghĩa thống kê, trong đó mức độ tác động của nhân tố khả năng

thanh toán ngắn hạn mạnh hơn so với toàn bộ mẫu; ngược lại, nhân tố tỷ suất sinh

lợi trên tổng tài sản có mối tương quan nghịch với chỉ số dự báo phá sản Oscore và

có ý nghĩa thống kê, mức độ tác động của nó mạnh hơn so với toàn bộ mẫu khảo

sát.

Ngành Xây dựng – vật liệu xây dựng có mối tương quan thuận giữa hai nhân

tố là thu nhập ròng âm hai năm gần đây và tổng nợ phải trả vượt tổng tài sản với chỉ

số dự báo phá sản Oscore và có ý nghĩa thống kê, trong đó mức độ tác động của

nhân tố thu nhập ròng âm hai năm gần đây mạnh hơn so với toàn bộ mẫu, và nhân

tố tổng nợ phải trả vượt tổng tài sản tác động yếu hơn so với toàn bộ mẫu khảo sát;

ngược lại, hai nhân tố vốn lưu động trên tổng tài sản và tỷ suất sinh lợi trên tổng tài

sản có mối tương quan nghịch với chỉ số dự báo phá sản Oscore và có ý nghĩa thống

kê, mức độ tác động của nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản mạnh hơn so với

toàn bộ mẫu khảo sát.

Ngành Thực phẩm – đồ uống có mối tương quan thuận giữa ba nhân tố là thu

nhập ròng âm hai năm gần đây, tổng nợ phải trả vượt tổng tài sản và tốc độ tăng

trưởng thu nhập ròng với chỉ số dự báo phá sản Oscore và có ý nghĩa thống kê,

trong đó mức độ tác động của nhân tố thu nhập ròng âm hai năm gần đây mạnh hơn

so với toàn bộ mẫu, và nhân tố tổng nợ phải trả vượt tổng tài sản tác động yếu hơn

so với toàn bộ mẫu khảo sát; ngược lại, nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản có

mối tương quan nghịch với chỉ số dự báo phá sản Oscore và có ý nghĩa thống kê,

mức độ tác động của nhân tố này mạnh hơn so với toàn bộ mẫu khảo sát.

Ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình có mối tương quan thuận giữa bốn

nhân tố là vốn lưu động trên tổng tài sản, khả năng thanh toán ngắn hạn, thu nhập

ròng âm hai năm gần đây, và tốc độ tăng trưởng thu nhập ròng với chỉ số dự báo

phá sản Oscore và có ý nghĩa thống kê. Trong đó, mức độ tác động của hai nhân tố

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

khả năng thanh toán ngắn hạn và thu nhập ròng âm hai năm gần đây mạnh hơn so

với toàn bộ mẫu; ngược lại, hai nhân tố là quy mô công ty và tỷ suất sinh lợi trên

tổng tài sản có mối tương quan nghịch với chỉ số dự báo phá sản Oscore và có ý

nghĩa thống kê, mức độ tác động của nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản mạnh

hơn so với toàn bộ mẫu khảo sát.

Thứ ba, kết quả nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa quyết định đầu

tư và rủi ro phá sản của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

trong giai đoạn 2003 – 2012 và sự tác động của cuộc khủng hoảng tài chính toàn

cầu năm 2008 đến mối quan hệ này , bằng mô hình đầu tư có thêm nhân tố phá sản

của John K. Wald (2004) như sau:

Mặt dù mô hình nghiên cứu không cung cấp một mối quan hệ rõ ràng giữa

xác suất phá sản và mức độ đầu tư mới của công ty, nhưng nó thể hiện rằng mối

quan hệ này là nghịch tương ứng với sự tác động thuận của xác suất tồn tại lên mức

độ đầu tư mới của công ty và ngược lại. Khi thêm nhân tố rủi ro phá sản công ty mà

nó được thể hiện bằng xác suất tồn tại vào mô hình hàm đầu tư, kết quả thực

nghiệm cho thấy: nhân tố xác suất tồn tại giai đoạn này là nhân tố tác động mạnh

vượt trội đến mức độ đầu tư mới giai đoạn sau theo tương quan thuận cho toàn bộ

mẫu khảo sát, ngành Bất động sản, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành

Thực phẩm – Đồ uống. Trong khi đó, ngành Chứng khoán cũng chịu sự tác động

này nhưng với mức ý nghĩa thống kê thấp đối với chỉ số Oscore được tính cho toàn

mẫu khảo sát; và ngược lại, khi chỉ số Oscore được tính riêng cho từng ngành thì

nhân tố xác suất tồn tại giai đoạn này tác động rất mạnh đến mức độ đầu tư mới giai

đoạn sau và có ý nghĩa thống kê; ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình cũng

chịu sự tác động này nhưng không có ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, nhân tố vốn chủ

sở hữu cũng có sự tác động thuận đến mức độ đầu tư mới giai đoạn sau và có ý

nghĩa thống kê cho toàn bộ mẫu khảo sát và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia

đình.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Sự tác động của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 đến mức độ

tác động của nhân tố xác suất phá sản thể hiện qua xác suất tồn tại ảnh hưởng đến

mức độ đầu tư mới công ty, cụ thể như sau: ở giai đoạn sau khủng hoảng, nhân tố

xác suất tồn tại của giai đoạn này tác động mạnh vượt trội đến mức độ đầu tư mới

giai đoạn sau theo tương quan thuận cho toàn bộ mẫu khảo sát, với mức độ tác động

nhỏ hơn so với toàn giai đoạn khảo sát. Trong khi đó, ở giai đoạn trước khủng

hoảng, nhân tố này cũng có tác động đến mức độ đầu tư mới giai đoạn sau nhưng

không có ý nghĩa thống kê.

Khi xem xét từng ngành trong mẫu khảo sát ở giai đoạn sau khủng hoảng,

các ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Thực phẩm – đồ uống chịu sự

tác động thuận của nhân tố xác suất tồn tại giai đoạn này đến mức độ đầu tư mới

giai đoạn sau, với mức độ mạnh hơn so với toàn giai đoạn khảo sát. Trong khi đó,

các ngành Chứng khoán, ngành Bất động sản, và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân –

gia đình chịu sự tác động của nhân tố xác suất tồn tại giai đoạn này đến mức độ đầu

tư mới giai đoạn sau nhưng không rõ ràng, mức ý nghĩa thống kê yếu là 10%. Ở giai

đoạn trước khủng hoảng, chỉ có duy nhất ngành Xây dựng – vật liệu xây dựng chịu

sự tác động thuận của nhân tố xác suất tồn tại giai đoạn này đến mức độ đầu tư mới

giai đoạn sau , với mức độ tác động yếu hơn so với toàn giai đoạn khảo sát.

Bên cạnh đó, bài viết đã ước lượng xác suất phá sản để phục vụ cho việc

nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa quyết định đầu tư và rủi ro phá sản

của các công ty niêm yết cũng như năm ngành kinh tế được chọn nghiên cứu trong

mẫu khảo sát giai đoạn 2003 – 2012 như sau:

Xác suất phá sản POscore được tính toán như sau: POscore= [1+e-Oscore]-1, với

Oscore được tính toán từ kết quả ước lượng mô hình dự báo phá sản công ty. Với

Oscore được tính cho toàn bộ mẫu khảo sát bằng phương pháp ước lượng khoản

giữa, kết quả ước lượng cho thấy: xác suất phá sản bình quân của các công ty niên

yết trên thị trường Chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2003 – 2012 trong khoản từ

51% đến 55%. Cụ thể là, xác suất phá sản bình quân của toàn bộ mẫu trong giai

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

đoạn 2003 – 2012 là 51,49%. Xác suất phá sản bình quân của các ngành Chứng

khoán cao nhất là 54,84%, ngành Xây dựng – vật liệu xây dựng là 51,77%, ngành

Thực phẩm – đồ uống là 51,75%, và ngành Bất động sản là 51,50%, cả bốn ngành

ngày có xác suất phá sản đều lớn hơn so với toàn bộ mẫu, trong khi đó ngành Hàng

tiêu dùng cá nhân – gia đình có xác suất phá sản bình quân nhỏ nhất là 51,16%, thấp

hơn so với toàn bộ mẫu khảo sát. Điều này cho thấy nền kinh tế Việt Nam trong giai

đoạn này rất mong manh giữ sự tồn tại và phá sản, giải thể hay ngừng hoạt động.

Ngoài ra, kết quả thống kê cho thấy nguồn lực tài chính được phân bổ mạnh

vào các ngành Bất động sản, ngành Xây dựng – Vật liệu xây dựng và ngành Chứng

khoán, và đồng thời phân bổ ít hơn rất nhiều vào các ngành Thực phẩm – Đồ uống

và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình thể hiện qua các chỉ tiêu kế toán liên

quan đến nợ mà nó cấu thành các nhân tố trong mô hình nghiên cứu dự báo phá sản,

đó là: nhân tố tổng nợ phải trả trên tổng tài sản (TLTA), nợ ngắn hạn trên tài sản

ngắn hạn hay tính thanh khoản ngắn hạn (CLCA), quỹ được lập từ hoạt động trên

tổng nợ phải trả (CFTL) và tổng nợ phải trả vượt tổng tài sản (OENEG). Kết quả

nghiên cứu thực nghiệm cho thấy:

Đối với nhóm ngành được phân bổ nguồn lực tài chính mạnh, ngành Bất

động sản chịu sự tác động thuận của nhân tố tính thanh khoản ngắn hạn (mạnh hơn

so với toàn bộ mẫu), ngành Xây dựng – vật liệu xây dựng chịu sự tác động thuận

của nhân tố tổng nợ phải trả vượt tổng tài sản (yếu hơn so với toàn bộ mẫu) và

ngành Chứng khoán không chịu sự tác động của bất kỳ nhân tố nợ nào đến rủi ro

phá sản công ty. Đến lược rủi ro phá sản thể hiện qua xác suất tồn tại công ty đã tác

động thuận rất mạnh đến hành vi đầu tư mới của các công ty thuộc ngành Bất động

sản (mức độ tác động lớn hơn so với toàn bộ mẫu khảo sát) và ngành Xây dựng –

vật liệu xây dựng (mức độ tác động nhỏ hơn so với toàn bộ mẫu khảo sát). Trong

khi đó, ngành Chứng khoán cũng chịu sự tác động này nhưng không rõ ràng.

Đối với nhóm ngành được phân bổ nguồn lực tài chính yếu hơn, ngành Hàng

tiêu dùng cá nhân – gia đình chịu sự tác động thuận của nhân tố tính thanh khoản

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

ngắn hạn (mạnh hơn so với toàn bộ mẫu) và ngành Thực phẩm – Đồ uống chịu sự

tác động thuận của nhân tố tổng nợ phải trả vượt tổng tài sản (yếu hơn so với toàn

bộ mẫu) đến rủi ro phá sản công ty. Đến lược rủi ro phá sản thể hiện qua xác suất

tồn tại công ty đã tác động thuận rất mạnh đến hành vi đầu tư mới của các công ty

thuộc ngành Thực phẩm – đồ uống (mức độ tác động lớn hơn so với toàn bộ mẫu

khảo sát). Trong khi đó, ngành Hàng tiêu dùng cá nhân – gia đình cũng chịu sự tác

động này nhưng không có ý nghĩa thống kê.

6.2. Hạn chế của bài nghiên cứu

Bên cạnh những kết quả đạt được, bài nghiên cứu còn tồn tại một số hạn chế

như sau:

Về đối tượng nghiên cứu: bài nghiên cứu chỉ nghiên cứu các công ty niêm

yết hiện hữu và các công ty hủy bỏ niêm yết theo nghị định số 58/2012/NĐ-CP của

chính phủ, không xem xét các công ty chưa niêm yết, các công ty hủy bỏ niêm yết

tự nguyện và các công ty hủy bỏ niêm yết để sáp nhập. Mặc dù là toàn bộ mẫu khảo

sát có 737 công ty niêm yết là lớn so với tổng số công ty đang niêm yết trên thị

trường và thời gian dài (2003 - 2012), nhưng khi phân tách mẫu lớn thành các mẫu

con theo ngành nghề đã làm cho số lượng công ty trong các mẫu con giảm mạnh và

bảng dữ liệu mất cân bằng lớn, do đó làm giảm mức độ chính xác của các kết quả

hồi quy của các mô hình. Bênh cạnh đó, ngoài việc phân loại các công ty theo năm

ngành nghề, cũng cần phải phân loại các công ty niêm yết theo quy mô.

Về giai đoạn nghiên cứu: bài nghiên cứu tập hợp dữ liệu các công ty niêm

yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong thời gian 10 năm, từ năm 2003 đến

2012, được xem là khá dài, tuy nhiên so với một số nghiên cứu trên thế giới, đây

cũng là một hạn chế của bài nghiên cứu.

Về số liệu sử dụng để tính toán các biến trong mô hình: khi tính toán các tỷ

số tài chính là các biến trong các mô hình nghiên cứu, người viết sử dụng giá trị sổ

sách trên báo cáo tài chính của các công ty niêm yết để thực hiện các tính toán này,

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

do số liệu về giá trị thị trường gần như không thể thu thập tại Việt Nam với đặc thù

là sự giới hạn của dữ liệu công bố cũng như tính chưa hoàn thiện của các số liệu thị

trường.

Về mô hình nghiên cứu: bài nghiên cứu chỉ áp dụng lại các mô hình nghiên

cứu định lượng của các tác giả đã nghiên cứu trước đó để phân tích cho các công ty

đã niêm yết ở Việt Nam trong giai đoạn 2003 – 2012 và không phát triển hay xây

dựng thêm mô hình. Trong mô hình đầu tư động và chính sách tài chính công ty của

Bond và Meghir (1994), không đưa vào tỷ số thanh toán cổ tức và phát hành cổ

phần mới vì tập hợp số liệu không đầy đủ cho toàn bộ mẫu và các mẫu con.

6.3. Hƣớng nghiên cứu trong tƣơng lai

Từ những kết quả đã đạt được cũng như các hạn chế trong bài nghiên cứu,

sau đây là một số hướng nghiên cứu có thể thực hiện trong tương lai:

Mở rộng đối tượng nghiên cứu, bao gồm các công ty niêm yết và chưa niêm

yết trên thị trường Việt Nam. Mở rộng phạm vi các công ty hủy niêm yết, ngoài

công ty hủy niêm yết theo nghị định số 58/2012/NĐ-CP của chính phủ, cần xem xét

các công ty hủy bỏ niêm yết tự nguyện và các công ty hủy bỏ niêm yết để sáp nhập.

Bênh cạnh đó, cũng cần phân loại các công ty niêm yết theo quy mô công ty, gồm

công ty có quy mô nhỏ, vừa và lớn theo các chỉ tiêu phân loại như: giá trị tài sản cố

định, doanh thu hay lợi nhuận. Mặt khác, chúng ta có thể mở rộng thị trường nghiên

cứu, ngoài các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, chúng ta

nghiên cứu các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán các nước Đông Nam

Á, hay rộng hơn là các nước Châu Á và so sánh các kết quả đạt được.

Khi tính toán các tỷ số tài chính là các biến trong các mô hình nghiên cứu,

ngoài việc tính toán dựa trên giá trị sổ sách trên báo cáo tài chính của các công ty

niêm yết, cũng cần tính toán bằng giá trị thị trường và tiến hành phân tích, so sánh

kết quả đạt được.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Ngoài việc ước lượng chỉ số dự báo phá sản Oscore bằng mô hình của James

A.Ohlson (1980) để tính xác suất phá sản, chúng ta cũng có thể tính chỉ số dự báo

phá sản bằng các mô hình khác như mô hình của Zscore của Edward I.Altman

(1968), mô hình dự báo phá sản bằng phương pháp ngẫu nhiên của Jan Klobucnik

và Soenke Sievers (2003) hay sử dụng lý thuyết định giá quyền chọn của Ming Xu

và Chu Zhang (2008) để tính xác suất phá sản công ty. Bên cạnh đó, chúng ta còn

có thể đưa vào nhân tố thanh toán cổ tức và phát hành cổ phần mới vào mô hình

hàm đầu tư động và chính sách tài chính công ty hay mô hình hàm đầu tư có thêm

nhân tố phá sản. Yếu tố tồn kho của công ty cũng làm giảm khả năng thanh khoản,

tăng rủi ro phá sản công ty, do đó cần đưa nhân tố này vào mô hình nghiên cứu.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Tài liệu tham khảo

Ben Chin-Fook Yap, David Gun-Fie Yong and Wai-Ching Poon, 2010. How Well Do Financial Ratios and Multiple Discriminant Analysis Predict Company Failures in Malaysia. International Research Journal of Finance and Economics, Issue 54 (2010).

Cổ phiếu 68, 2013. Báo cáo tài chính của các công ty niêm yết trên thị trường Chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2003 – 2012. http://www.cophieu68.com. [Ngày truy cập 19 tháng 06 năm 2013].

Edward I.Altman, 1968. Financial Ratios, Discriminant Analysis and the Prediction of Corporate Bankruptcy. The Journal of Finance, Vol. 23, No. 4. (Sep., 1968), pp. 589-609.

Evridiki Neophytou, Andreas Charitou and Chris Charalambous, 2000. Predicting Corporate Failure: Empirical Evidence for the UK. Journal of Accounting Literature, vol. 2 1983

Hay Sinh, 2013. Ước tính xác suất phá sản trong thẩm định giá trị doanh nghiệp. Phát triển & Hội nhập, Số 8 (18), 52 – 57.

Ignacio Hernando and André Tiomo, 2002. Financial constraints and investment in France and Spain: a comparison using firm level data. Banco de España — Servicio de Estudios Documento de Trabajo n.º 0214.

the ProbabilisticPrediction of

James A.Ohlson, 1980. FinancialRatios and Bankruptcy. Journal of Accounting Research, Vol.18N.

John K. Wald, 2004. Adding Bankruptcy to Models of Investment. SSRN, 210128

Kai Kirchesch, 2004. Financial Risks, Bankruptcy Probabilities, and the Investment Behaviour of Enterprises. HWWA Discussion Paper, 299

Karen Mills, Steven Morling and Warren Tease, 1994. The influence of financial factors on corporate investment. Research Discussion Paper, 9402

Ming Xu and Chu Zhang, 2008. Bankruptcy prediction: the case of Japanese listed companies. Rev Account Stud, 14, 534–558.

Nghị định chính phủ số 58/2012/NĐ-CP, 20/07/2012. Về việc quy định chi tiết và hướng dẫn thi hành một số điều của Luật chứng khoán và Luật sửa đổi, bổ sung một số điều của Luật chứng khoán.

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Nguyễn Thị Ngọc Trang và Trang Thúy Quyên, 2013. Mối quan hệ giữa sử dụng đòn bẩy tài chính và quyết định đầu tư. Phát triển & Hội nhập, Số 9 (19), 10 – 15

Pranee Leksrisakul and Michael Evans, 2005. Model of Corporate Bankruptcy in Thailand Using Multiple Discriminant Analysis. Journal of Economic and Social Policy, Volume 10.

Stephen Bond and Costas Meghir, 1994. Dynamic Investment Models and the Firm's Financial Policy. The Review of Economic Studies, Volume 61, Issue 2 (Apr., 1994), 197-222

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Phụ lục Phụ lục 1: Biểu đồ mô tả các chỉ tiêu kế toán cấu thành các nhân tố trong các mô hình nghiên cứu

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Phụ lục 2: Biểu đồ mô tả sự biến động các nhân tố trong các mô hình nghiên cứu

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Phụ lục 3: Biểu đồ mô tả sự tác động các nhân tố trong các mô hình nghiên cứu

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Phụ lục 4: Các bảng thống kê dữ liệu

2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012

260 443 583 698 727 731 723 692 2 6

Bảng 4.1: Số lƣợng công ty niêm yết hiện hữu theo thời gian Năm Số lƣợng công ty niêm yết Ghi chú: tổng số công ty trong mẫu khảo sát là 737 công ty, lớn hơn số lượng công ty niêm yết hiện hữu theo thời gian vì hàng năm có những công ty mới niêm yết nhưng cũng có một số công ty hủy niêm yết.

Bảng 4.2: Số lƣợng công ty niêm yết và hủy niêm yết trong giai đoạn khảo sát

Trƣớc 2008 Từ sau 2008

STT Ngành

Số lƣợng niêm yết Toàn giai đoạn 2004 - 2012 Số lƣợng hủy niêm yết Số lƣợng hủy niêm yết Số lƣợng hủy niêm yết

1 Toàn bộ mẫu Tỷ trọng theo ngành (%) 12.35 1/427 737 91 Tỷ trọng theo ngành (%) 0.23 Tỷ trọng theo ngành (%) 91 12.36

2 196 33 16.84 0.51 33 16.84 1

3 65 10 15.38 0 10 15.38 0

Xây dựng và Vật liệu xây dựng Thực phẩm và đồ uống 4 Chứng khoán 5 Bất động sản 32 64 9 8 28.13 12.50 0 0 9 28.13 8 12.50 0 0

6 24 2 8.33 0 2 8.33 0

Hàng tiêu dùng cá nhân và gia đình 7 Khác 356 29 8.15 0 29 8.15 0

Phụ lục 5: Các bảng kết quả ước lượng mô hình

Bảng 4.3: Ƣớc lƣợng mô hình hàm đầu tƣ và chính sách tài chính doanh nghiệp

Giai đoạn 2004 – 2012, 736 công ty niêm yết, 3385 số quan sát

Biến phụ thuộc (I/K)-

Nhóm ngành Tài chính

Nhóm ngành Hàng tiêu dùng

Phƣơn g pháp ƣớc lƣợng

Toàn bộ mẫu [736, 3385]

i,t+1

Nhóm ngành Công nghiệp

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

Biến dự báo

Chứng khoán [32,124]

Bất động sản [64,273]

Xây dựng và Vật liệu xây dựng [194,883]

Thực phẩm và đồ uống [65,320]

Hàng tiêu dùng cá nhân và gia đình [24,122]

0.0477 0.3058 ** -0.1063 -0.0264 * 0.0063 *

-0.4251 * 0.3869 0.3955 0.0070 0.0045

-0.4574 * -0.3300 -0.0171 0.0217 0.0028

-0.0478 -0.0406 0.2310 *** 0.0480 0.0387 *** 0.0074 0.0218 * 0.0015

0.0259 * 0.0051

i,

Bình phƣơn g bé nhất

-0.0236 (I/K)i,t 0.0142 (I/K)2 i,t 0.0001 (C/K)i,t 0.0023 (Y/K)i,t -0.0001 (B/K)2 t

R2

-0.0430 0.0483 0.0348 0.0341

-0.0335 0.0319 0.0988 0.0939 0.3184 ** -0.1449 -0.0231 . 0.0059 *

0.0000 0.3573 0.0450 0.0429 0.0409 0.2363 0.0041 0.0025

0.0000 0.7081 0.0109 0.0107 -0.3489 -0.0182 0.0118 0.0040

0.0005 0.0000 0.0307 0.0305 0.2178 *** 0.0352 0.0374 *** 0.0050 0.0194 . 0.0190 . 0.0050 0.0015

Cố định

i,

0.0000 p-value 0.6084 0.0011 Adj.R2 0.0011 (I/K)i,t 0.0125 (I/K)2 i,t 0.0001 (C/K)i,t 0.0020 (Y/K)i,t -0.0001 (B/K)2 t

R2

-0.0360 0.0313 0.1033 0.0940 0.0477 0.3058 ** -0.1063 -0.0264 * 0.0063 *

0.0000 0.9496 0.0101 0.0091

0.0000 0.7073 0.0111 0.0107 -0.4574 * -0.3300 -0.0171 0.0217 0.0028

-0.0470 0.0005 0.2043 0.0002 0.0231 0.0275 0.0222 0.0271 -0.0239 0.0298 0.2191 *** 0.0351 0.0375 *** 0.0049 0.0194 . 0.0195 * 0.0050 0.0015

Ngẫu nhiên

i,

0.0000 p-value 0.6130 0.0011 Adj.R2 0.0011 0.0333 (I/K)i,t 0.0125 (I/K)2 i,t 0.0001 (C/K)i,t 0.0020 (Y/K)i,t -0.0001 (B/K)2 t

R2

0.0000 p-value 0.6087 0.0011 Adj.R2 0.0011 -0.0220

-0.4522 *

-0.0475 0.1895 0.0234 0.0229 -0.0026

-0.0335 0.0319 0.0988 0.0939 0.0779 . 0.4857 * -0.5228 -0.0153

0.0000 0.70813 0.0109 0.0107 -0.3018 -0.1017 -0.0427 . 0.0329

0.0005 0.000139 0.0281 0.0279 -0.0324 0.5781 *** 0.5693 ** -0.1148 . -0.0099 -0.0143 0.0244 .

(I/K)i,t 0.3234 * 1.3115 . (I/K)2 i,t 0.0013 * 0.2071 -0.0011 (C/K)i,t 0.0341 ***

Khoản g giữa

(Y/K)i,t

0.0051 0.0000

0.0002 0.0000

-0.0009 0.0002

0.0045 -0.0333

0.0022 0.0241

(B/K)2

-0.0056 *** i, 0.0000

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

100

Bảng 4.3: Ƣớc lƣợng mô hình hàm đầu tƣ và chính sách tài chính doanh nghiệp

Giai đoạn 2004 – 2012, 736 công ty niêm yết, 3385 số quan sát

Biến phụ thuộc (I/K)-

Nhóm ngành Tài chính

Nhóm ngành Hàng tiêu dùng

i,t+1

Nhóm ngành Công nghiệp

Phƣơn g pháp ƣớc lƣợng

Toàn bộ mẫu [736, 3385]

Biến dự báo

Chứng khoán [32,124]

Bất động sản [64,273]

Xây dựng và Vật liệu xây dựng [194,883]

Thực phẩm và đồ uống [65,320]

Hàng tiêu dùng cá nhân và gia đình [24,122]

t

R2

p-value < 2.22e-16 0.4345 0.1620 0.1316

0.0123 0.2177 0.1972

< 2.22e-16 0.5444 0.5276

0.0000 0.4221 0.3831

0.1139 0.3674 0.2755

-0.3933 *

-0.3559

-0.0718 *

-0.1158 *

-0.0407

(I/K)i,t

-0.2363

-0.6182 **

-0.0830

-0.2979 *

-0.0837

(I/K)2

i,t

0.1182 Adj.R2 0.1172 -0.1099 * -0.1758 * -0.0005 ***

-0.0112 -0.0018 0.0137

0.0912 *** 0.0344 -0.0060 -0.0030 0.0158 *** 0.0221 **

0.1686 -0.0611 . 0.0166 ***

Chênh lệch bậc nhất

i,

0.0000

0.2817 -0.0008 (C/K)i,t -0.0018 (Y/K)i,t 0.0017 *** 0.0158 (B/K)2 t

R2

0.0000 p-value < 2.22e-16 0.3740 0.0594 0.0555

0.0000 0.0000 0.1342 0.1303

0.1470 -0.0003 < 2.22e-16 0.0000 0.2575 0.2982 0.2515 0.2956

-0.0208 0.0003 0.2215 0.2079

0.0596 Adj.R2 0.0595

(***) / (**) / (*) / (.) là các mức ý nghĩa thống kê tương ứng với 0.001 / 0.01 / 0.05 / 0.1

[n, N]: n là số lượng công ty, N là số quan sát

Ghi chú: - - pe-x = p*10-x -

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

101

Bảng 4.4: Ƣớc lƣợng mô hình hàm dự báo phá sản công ty

Giai đoạn 2004 – 2012, 737 công ty niêm yết, 4080 số quan sát

Nhóm ngành Tài chính

Nhóm ngành Hàng tiêu dùng

Biến phụ thuộc Oi t

Nhóm ngành Công nghiệp

Phƣơn g pháp ƣớc lƣợng

Toàn bộ mẫu [737, 4080]

Biến dự báo

Chứng khoán [32,155]

Bất động sản [64,333]

Xây dựng và Vật liệu xây dựng [194,1058]

Thực phẩm và đồ uống [65,383]

0.0955 *** 0.0894

-0.1830

0.1562 *

0.0569

SIZEi t

0.0126 -0.0896

TLTAi WCTAi CLCAi

0.0002 t 0.0098 t -0.0116 t 0.0224 *

0.0400 -0.2249 -0.2461 -0.2112

0.0153 0.0492 0.3613 *** -0.2466 ** 0.1006 **

-0.0314

NITAi t

Hàng tiêu dùng cá nhân và gia đình [24,146] 0.2837 * -0.0623 * 0.0565 0.5652 * 0.2104 * -0.6619 *** 0.5688

-0.6269 * -0.1113

-0.4872 ** 0.1409

-0.5751 *** 0.2774 -0.6184 -0.0336

0.0097 -0.0195 0.0790 0.0572 -1.1561 *** 0.0240

Bình phƣơn g bé nhất

0.5119 *** 0.5655 *** 0.1308

0.5385 *** 0.7571 *** 0.8511 ***

0.0513 .

t 0.0142

R2

CFTLi t INTWOi t OENEGi 0.4322 *** 0.4946 t CHINi -0.0326 p-value < 2.22e-16 0.0000 0.3223 0.3015

0.2639 Adj.R2 0.2632

0.0069 0.0092 0.0603 0.0586

-0.0597 0.5830 *** 0.0024 0.0917 ** < 2.22e-16 < 2.22e-16 < 2.22e-16 0.2554 0.2529

0.5237 0.5100

SIZEi t

TLTAi WCTAi CLCAi

-0.0005 t 0.0073 t -0.0108 t 0.0224 *

0.0309 -0.2440 -0.2904 -0.2316

0.0138 0.0450 0.3517 ** 0.0959 *

0.0114 -0.0966 -0.2426 ** -0.0319

NITAi t

Cố định

0.7789 0.7309 -0.0628 *** 0.0643 0.5901 *** 0.2336 ** -0.6845 *** 0.9802

-0.6681 * -0.1325

-0.5500 ** 0.0038

-0.5946 *** 0.2351 -0.7573 -0.0594

0.0099 -0.0050 0.0760 0.0602 -1.1322 *** 0.0275

0.5073 *** 0.5408 *** 0.1265

0.5301 *** 0.7439 *** 0.8426 ***

0.0676 *

t 0.0042

CFTLi t INTWOi t OENEGi 0.4491 *** 0.5391 t CHINi -0.0661 p-value < 2.22e-16 0.0000

-0.0112 0.0107

-0.0413 0.6075 *** -0.0126 0.0762 * < 2.22e-16 < 2.22e-16 < 2.22e-16

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

102

Bảng 4.4: Ƣớc lƣợng mô hình hàm dự báo phá sản công ty

Giai đoạn 2004 – 2012, 737 công ty niêm yết, 4080 số quan sát

Nhóm ngành Tài chính

Nhóm ngành Hàng tiêu dùng

Biến phụ thuộc Oi t

Nhóm ngành Công nghiệp

Phƣơn g pháp ƣớc lƣợng

Toàn bộ mẫu [737, 4080]

Biến dự báo

Chứng khoán [32,155]

Bất động sản [64,333]

Xây dựng và Vật liệu xây dựng [194,1058]

Thực phẩm và đồ uống [65,383]

Hàng tiêu dùng cá nhân và gia đình [24,146]

R2

0.2658 Adj.R2 0.2646

0.3213 0.2861 0.0955 *** 0.0894

0.0602 0.0574 -0.1830

0.2581 0.2537 0.1562 *

0.5266 0.5046 0.0569

SIZEi t

0.0126 -0.0896

TLTAi WCTAi CLCAi

0.0400 -0.2249 -0.2461 -0.2112

0.0153 0.0492 0.3613 *** -0.2466 ** 0.1006 **

-0.0314

0.0002 t 0.0098 t -0.0116 t 0.0224 *

NITAi t

0.7854 0.7047 0.2837 * -0.0623 *** 0.0565 0.5652 *** 0.2104 * -0.6619 *** 0.5688

0.0097 -0.0195 0.0790 0.0572 -1.1561 *** 0.0240

-0.6269 * -0.1113

-0.4872 ** 0.1409

-0.5751 *** 0.2774 -0.6184 -0.0336

Ngẫu nhiên

0.5119 *** 0.5655 *** 0.1308

0.5385 *** 0.7571 *** 0.8511 ***

t 0.0142

0.0513 .

R2

0.2639 Adj.R2 0.2632

0.1671 *

CFTLi t INTWOi t OENEGi 0.4322 * 0.4946 t CHINi -0.0326 p-value < 2.22e-16 0.0000 0.3223 0.3015 1.0628 0.0269 -0.0829 -1.2637 -1.2272 -0.9309 * 0.5365 9.2182 -0.1722

0.0069 0.0092 0.0603 0.0586 -0.2120 0.0142 -0.0366 0.5284 0.2430 . -1.4070 -1.4244

-0.0597 0.5830 *** 0.0024 0.0917 * < 2.22e-16 < 2.22e-16 < 2.22e-16 0.2554 0.2529 0.1497 0.0269 -0.1582 -0.2246 -0.0875 -1.1453 * 1.7330

0.5237 0.5100 0.0635 0.0131 -0.3423 0.2991 0.2501 -1.9598 ** 0.4185

0.7789 0.7309 -0.2175 -0.0987 * -0.2245 1.8484 * 1.1975 . -1.3723 * 7.1865

Khoản g giữa

0.4038 *** 0.4794 .

0.1798

0.4352 *** 0.4282 **

0.5752 *

SIZEi t 0.0034 TLTAi -0.0898 t WCTAi t -0.0491 CLCAi t 0.0064 NITAi t CFTLi t INTWOi t OENEGi 2.4980 * 2.3611 t CHINi -0.2336 -0.1901 t p-value < 2.22e-16 0.1723

-0.2247 0.3973

2.3925 *** 1.8719 * -0.0828 -0.1476 0.0000 0.0000

0.1228 0.0001

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

103

Bảng 4.4: Ƣớc lƣợng mô hình hàm dự báo phá sản công ty

Giai đoạn 2004 – 2012, 737 công ty niêm yết, 4080 số quan sát

Nhóm ngành Tài chính

Nhóm ngành Hàng tiêu dùng

Biến phụ thuộc Oi t

Nhóm ngành Công nghiệp

Phƣơn g pháp ƣớc lƣợng

Toàn bộ mẫu [737, 4080]

Biến dự báo

Chứng khoán [32,155]

Bất động sản [64,333]

Xây dựng và Vật liệu xây dựng [194,1058]

Thực phẩm và đồ uống [65,383]

Hàng tiêu dùng cá nhân và gia đình [24,146]

R2

0.3348 Adj.R2 0.3303

0.3978 0.2735

0.1347 0.1158

0.3378 0.3204

0.6885 0.5826

0.8426 0.5266

(***) / (**) / (*) / (.) là các mức ý nghĩa thống kê tương ứng với 0.001 / 0.01 / 0.05 / 0.1

[n, N]: n là số lượng công ty, N là số quan sát

Ghi chú: - - pe-x = p*10-x -

Bảng 4.5: Ƣớc lƣợng mô hình hàm đầu tƣ có thêm nhân tố phá sản (Oscore đƣợc tính trên toàn mẫu)

Giai đoạn 2004 – 2012, 735 công ty niêm yết, 3346 số quan sát

Biến phụ thuộc (I/K)-

Nhóm ngành Tài chính

Nhóm ngành Hàng tiêu dùng

i,t+1

Nhóm ngành Công nghiệp

Phƣơn g pháp ƣớc lƣợng

Toàn bộ mẫu [735, 3346]

Biến dự báo

Chứng khoán [32,124]

Bất động sản [64,270]

Xây dựng và Vật liệu xây dựng [193,864]

Thực phẩm và đồ uống [65,318]

Hàng tiêu dùng cá nhân và gia đình [24,122]

-0.9758 *** -1.9378 *

-1.0331 *

(I/K)i,t 0.0467 * (I/K)2 i,t 0.0001 (Y/K)i,t 0.0003 (E/K)i,t -0.0002

Si,t

Bình phƣơn g bé nhất

R2

0.3717 0.4032 0.0047 0.0002 2.0183 *** 3.4781 . 0.1764 0.0620 0.0590

Cố định

p-value 0.0016 0.0058 Adj.R2 0.0058 -0.1325 *** 0.2485

-4.5781 -0.2696 -0.0133 0.0058 -0.0007 8.7348 0.5263 0.0156 0.0152 -0.4156

-0.5632 * 0.2616 *** 0.0356 -0.0025 0.0477 *** 0.0005 0.0034 * 0.0385 . -0.0064 2.0578 * 1.1501 * 0.0107 0.0000 0.0465 0.0389 0.0456 0.0387 0.2212 *** 0.0956

0.0038 0.2603 * -0.0457 0.0039 . -0.0080 0.1287 0.1085 0.0739 0.0702 0.1600

(I/K)i,t

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

104

Bảng 4.5: Ƣớc lƣợng mô hình hàm đầu tƣ có thêm nhân tố phá sản (Oscore đƣợc tính trên toàn mẫu)

Giai đoạn 2004 – 2012, 735 công ty niêm yết, 3346 số quan sát

Biến phụ thuộc (I/K)-

Nhóm ngành Tài chính

Nhóm ngành Hàng tiêu dùng

i,t+1

Nhóm ngành Công nghiệp

Phƣơn g pháp ƣớc lƣợng

Toàn bộ mẫu [735, 3346]

Biến dự báo

Chứng khoán [32,124]

Bất động sản [64,270]

Xây dựng và Vật liệu xây dựng [193,864]

Thực phẩm và đồ uống [65,318]

Hàng tiêu dùng cá nhân và gia đình [24,122]

-0.0092 0.0000 0.0026

0.1071 *** 0.0269 0.0151 *** 0.0302 ** -0.0067

0.0290

0.3603 0.0063 . 0.0298 *

(I/K)2 i,t -0.0010 * 0.3884 (Y/K)i,t -0.0002 0.0126 (E/K)i,t 0.0036 * 0.0005

Si,t

10.5001 ***

R2

9.7187 0.3845 0.0578 0.0405

p-value 0.0000 0.0287 Adj.R2 0.0223

6.8765 0.0000 0.1519 0.1185 -1.0331 *

(I/K)i,t 0.0436 * (I/K)2 i,t 0.0001 (Y/K)i,t 0.0003 (E/K)i,t -0.0002

Ngẫu nhiên

2.0257 ***

Si,t

R2

p-value 0.0021 0.0056 Adj.R2 0.0056

-2.0279 .

i,t 0.0072 *

(I/K)i,t 0.6823 (I/K)2 (Y/K)i,t 0.0124 (E/K)i,t -0.0293 .

Khoản giữa

Si,t

R2

-0.9797 *** 2.5646 0.3720 9.2274 0.1076 -0.0828 -6.6448 0.3705 0.9499 0.1357

42.5190 . 0.0311 0.0589 0.0438 -4.5781 -0.2696 -0.0133 0.0058 -0.0007 8.7348 0.5263 0.0156 0.0152 -4.8737 0.4982 0.0928 0.0612 -0.0267 9.0791 NA 1.0000 0.0000

7.1807 ** < 2.22e-16 0.1768 0.1363 -0.5381 * 0.2535 *** 0.0356 -0.0025 0.0469 *** 0.0005 0.0033 * 0.0385 . -0.0062 2.0578 * 1.1121 * 0.0107 0.0000 0.0465 0.0374 0.0456 0.0372 -27.1952 -5.2732 * 7.5710 0.0603 3.1036 0.3156 * 0.6570 0.0255 -4.5945 -0.0834 . 64.6767 11.0324 * NA 0.0144 1.0000 0.9942 0.0000 0.2486

-3.4824 0.0001 0.2460 0.1875 0.0038 0.2603 * -0.0457 0.0039 . -0.0080 0.1287 0.1085 0.0739 0.0702 -1.9981 -1.2274 10.7451 -0.0038 0.0244 2.4061 NA 1.0000 0.0000

4.3788 p-value 0.0702 0.9713 Adj.R2 0.2428

(***) / (**) / (*) / (.) là các mức ý nghĩa thống kê tương ứng với 0.001 / 0.01 / 0.05 / 0.1

Ghi chú: - - pe-x = p*10-x -

[n, N]: n là số lượng công ty, N là số quan sát

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

105

Bảng 4.6: Ƣớc lƣợng mô hình hàm đầu tƣ có thêm nhân tố phá sản (Oscore đƣợc tính theo từng ngành)

Giai đoạn 2004 – 2012, 735 công ty niêm yết, 3346 số quan sát

Biến phụ thuộc (I/K)-

Nhóm ngành Tài chính

Nhóm ngành Hàng tiêu dùng

i,t+1

Nhóm ngành Công nghiệp

Phƣơn g pháp ƣớc lƣợng

Toàn bộ mẫu [735, 3346]

Biến dự báo

Chứng khoán [32,124]

Bất động sản [64,270]

Xây dựng và Vật liệu xây dựng [193,864]

Thực phẩm và đồ uống [65,318]

Hàng tiêu dùng cá nhân và gia đình [24,122]

-0.9758 *** -1.5969 .

-0.7319 *

(I/K)i,t 0.0467 * (I/K)2 i,t 0.0001 (Y/K)i,t 0.0003 (E/K)i,t -0.0002

Si,t

Bình phƣơn g bé nhất

R2

0.3920 0.4130 0.0045 0.0007 2.0183 *** 2.7033 0.2712 0.0520 0.0495

-8.2856 . -0.3067 -0.0145 0.0052 0.0000 16.6110 0.3941 0.0193 0.0189 -0.4523 -0.0085 -0.0056 0.0042

-0.6181 * 0.2641 *** 0.0348 -0.0018 0.0481 *** 0.0002 0.0033 * 0.0397 . -0.0063 1.4519 * 1.2843 * 0.0098 0.0000 0.0471 0.0406 0.0462 0.0403 0.2358 *** 0.0889 0.1091 *** 0.0230 0.0141 *** 0.0301 ** -0.0060

0.0335

0.0537 0.2583 * -0.0438 0.0040 -0.0079 0.0234 0.1094 0.0737 0.0701 0.1828 0.3346 0.0067 . 0.0267 *

p-value 0.0016 0.0058 Adj.R2 0.0058 -0.1325 * 0.2558 (I/K)i,t (I/K)2 i,t -0.0010 * 0.4228 0.0173 (Y/K)i,t -0.0002 (E/K)i,t 0.0036 *** 0.0005

Cố định

Si,t

10.5001 ***

R2

-0.8296 0.5966 0.0407 0.0286

p-value 0.0000 0.0287 Adj.R2 0.0223

-0.9797 *** -1.5520 .

(I/K)i,t 0.0436 * (I/K)2 i,t 0.0001 (Y/K)i,t 0.0003 (E/K)i,t -0.0002

Ngẫu nhiên

Si,t

R2

p-value 0.0021 0.0056 Adj.R2 0.0056

-2.0279 .

Khoản g giữa

0.1822 0.3366 0.0023 0.0010 2.0257 *** 2.9198 0.5373 0.0339 0.0322 3.1039 0.6960

44.4803 ** 8.5643 *** 4.3732 0.0000 0.0035 0.1507 0.0832 0.1176 0.0620 -0.7319 * -8.2856 . -0.3067 -0.0145 0.0052 0.0000 16.6110 0.3941 0.0193 0.0189 -4.0386 1.1622

< 2.22e-16 0.1872 0.1443 -0.5959 * 0.2556 *** 0.0348 -0.0018 0.0472 *** 0.0002 0.0032 * 0.0397 . -0.0060 1.4519 * 1.2526 * 0.0098 0.0000 0.0471 0.0391 0.0462 0.0388 15.5867 -5.7389 -4.4952 0.3780

-2.7788 0.0001 0.2509 0.1913 0.0537 0.2583 * -0.0438 0.0040 -0.0079 0.0234 0.1094 0.0737 0.0701 7.1130 -4.2326

(I/K)i,t 0.6823

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

106

Bảng 4.5: Ƣớc lƣợng mô hình hàm đầu tƣ có thêm nhân tố phá sản (Oscore đƣợc tính trên toàn mẫu)

Giai đoạn 2004 – 2012, 735 công ty niêm yết, 3346 số quan sát

Biến phụ thuộc (I/K)-

Nhóm ngành Tài chính

Nhóm ngành Hàng tiêu dùng

i,t+1

Nhóm ngành Công nghiệp

Phƣơn g pháp ƣớc lƣợng

Toàn bộ mẫu [735, 3346]

Biến dự báo

Chứng khoán [32,124]

Bất động sản [64,270]

Xây dựng và Vật liệu xây dựng [193,864]

Thực phẩm và đồ uống [65,318]

Hàng tiêu dùng cá nhân và gia đình [24,122]

i,t 0.0072 *

(I/K)2 (Y/K)i,t 0.0124 (E/K)i,t -0.0293 .

Si,t

R2

7.1971 0.0553 -0.0554 -7.9012 0.3822 0.9465 0.1352

0.1172 0.0521 -0.0220 7.2489 NA 1.0000 0.0000

0.4169 0.0190 -0.0861 12.1364 0.1788 0.9243 0.2311

-2.2204 -0.1444 2.4322 -40.5566 NA 1.0000 0.0000

12.8922 -0.1043 0.2343 -15.3530 NA 1.0000 0.0000

4.3788 p-value 0.0702 0.9713 Adj.R2 0.2428

(***) / (**) / (*) / (.) là các mức ý nghĩa thống kê tương ứng với 0.001 / 0.01 / 0.05 / 0.1

[n, N]: n là số lượng công ty, N là số quan sát

Ghi chú: - - pe-x = p*10-x -

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

107

Bảng 4.7: Ƣớc lƣợng mô hình hàm đầu tƣ có thêm nhân tố phá sản hai giai đoạn trƣớc và sau khủng hoảng tài chính 2008 (Oscore đƣợc tính trên toàn mẫu)

Giai đoạn 2004 – 2012, 735 công ty niêm yết, 3346 số quan sát

Toàn bộ mẫu

Chứng khoán

Bất động sản

Xây dựng và Vật liệu xây dựng

Thực phẩm và đồ uống

Hàng tiêu dùng cá nhân và gia đình

Biến phụ thuộc (I/K)i,t+1

Phƣơ ng pháp ƣớc lƣợng

Biến dự báo

Sau khủng hoảng [193,692]

Sau khủng hoảng [24,92]

Toàn giai đoạn khảo sát [735,3346]

Trƣớc khủng hoảng [427,684]

Toàn giai đoạn khảo sát [32,124]

Trƣớc khủng hoảng [8,11]

Sau khủng hoảng [32,113]

Toàn giai đoạn khảo sát [64,270]

Trƣớc khủng hoảng [31,42]

Sau khủng hoảng [64,228]

Toàn giai đoạn khảo sát [193,864]

Trƣớc khủng hoảng ]105,172]

Toàn giai đoạn khảo sát [65,318]

Trƣớc khủng hoảng [49,80]

Sau khủng hoảng [65,328]

Toàn giai đoạn khảo sát [24,122]

Trƣớc khủng hoảng [18,30]

Sau khủng hoảng [732,2662 ]

-1.2032 ***

-0.9758 ***

-1.9378 * 0.5760 -0.2054 -0.3963 -0.0079 0.0024

-2.1154 * -4.5781 -0.2696 0.3162 -0.0133 0.2940 0.0058 0.0042 -0.0007 -0.0005

0.6775 -0.3732 -0.2064 0.0000 0.0016

-5.8997 -0.3071 -0.0149 0.0056 -0.0006

-0.5632 * -1.7753 ** -0.3279 0.2616 *** 0.4389 ** 0.2326 *** 0.0356 0.0460 *** -0.0025 0.0477 *** -0.2474 0.0005 0.0028 . 0.0034 0.0034 * 0.0385 . -0.0083 . 0.0332 -0.0064

-1.5886 ** 0.0038 -1.0331 * 0.7716 0.0401 0.2523 -0.8854 * 0.0152 -0.0016 0.0033 0.0362 0.0243

0.2603 * -0.0457 0.0039 . -0.0080

0.0087 -0.0342 0.1931 -0.0035 0.0434 *

0.0382 0.3573 ** -0.1704 0.0056 * -0.0121 .

Bình phƣơ ng bé nhất

Si,t

0.0514 (I/K)i,t 0.0467 * 0.0923 . 0.0408 . 0.3717 (I/K)2 0.4032 i,t 0.0001 0.0047 (Y/K)i,t 0.0003 (E/K)i,t -0.0002 0.0002 2.0183 ***

R2

3.4781 . 0.6480 0.8155 0.1764 0.2981 0.0620 0.1355 0.0590

3.9798 . 8.7348 0.5263 0.3490 0.0156 0.0502 0.0152 0.0475

-0.8068 0.8107 0.0588 0.0504

11.2932 0.5123 0.0189 0.0184

1.1501 * 0.0000 0.0389 0.0387

3.6986 ** 0.6409 0.0002 0.0002 0.0339 0.1358 0.0336 0.1310

2.0578 * 0.0107 0.0465 0.0456

-1.2319 0.0392 0.1436 0.1328

3.1694 * 0.0192 0.0561 0.0547

0.1287 0.1085 0.0739 0.0702

0.2569 0.2106 0.2447 0.1958

-0.0232 0.0406 0.1243 0.1161

(I/K)i,t

0.2485

0.1936

-0.4156

-2.61428 . -0.5463

0.2212 *** -0.20193

0.2179 *** 0.0956

-0.0090

0.1600

-0.406 .

0.1696

(I/K)2

i,t

p-value 0.0016 0.0058 Adj.R2 0.0058 -0.1325 * -0.0010 *

-0.30751 -2.32014 **

0.0129 0.0001 0.0009 * 0.0002 -0.0001 0.0019 . 2.4093 *** 0.0056 0.0062 0.0062 -0.1533 *** -0.0011 *** -0.0005

0.1410 0.0014 0.0286 0.0284 -0.5500 *** -0.1106 *** -0.0004

0.3884 0.0126

0.3506 0.0169

-0.0092 0.0000

-2.37351 . -0.0159 -0.09115 . 0.0007

0.1071 *** -0.34098 . 0.0983 *** 0.0269 0.0151 *** 0.003944 0.0135 ** 0.0302 ** 0.00592

0.0045 0.0348 .

0.3603 0.0063 .

-0.36238 0.4900 . 0.011697 0.0083 *

Cố định

(E/K)i,t

0.0028

0.0038 ** 0.0005

-0.0005

0.0026

0.084322 0.0023

-0.0067

0.010059

-0.0058

0.0290

0.013338 0.0193

0.0298 *

0.041467 * 0.0254

Si,t

(Y/K)i,t -0.0002 0.0036 * 10.5001 *

-8.2638 .

R2

-0.3862 0.0000 0.2360 0.0869

8.5461 ** 9.7187 0.3845 0.0000 0.0578 0.0284 0.0405 0.0206

9.6058 0.5781 0.0479 0.0322

42.5190 . 0.0311 0.0589 0.0438

-55.0003 0.046036 0.0464 0.0678 0.79166 0.0473 0.11309

54.3851 . 7.1807 ** 8.338037 . 7.9393 ** 6.8765 < 2.22e-16 0.0000 < 2.22e-16 0.00271 0.1519 0.24933 0.1768 0.1753 0.1185 0.089875 0.1252 0.1363

-6.68829 0.1243 0.000324 0.0002 0.1329 0.57003 0.0938 0.18526

-3.4824 0.0001 0.2460 0.1875

1.523787 0.009431 0.0006 0.2866 0.84478 0.1963 0.19712

p-value 0.0000 0.0287 Adj.R2 0.0223

Ghi chú:

- -

(***) / (**) / (*) / (.) là các mức ý nghĩa thống kê tương ứng với 0.001 / 0.01 / 0.05 / 0.1 pe-x = p*10-x

[n, N]: n là số lượng công ty, N là số quan sát

[LÊ NGUYỄN SƠN VŨ – 7701111604 – 025099512 – CH19 – UEH]

108

109