Quản lý tài sản tại các công ty cổ phần ngành xây dựng niêm yết ở Việt Nam

quan trọng của quản lý tài sản là nguyên nhân chủ yếu dẫn tới hạn chế trong hoạt động này), vì vậy, cần thiết kiểm chứng một lần nữa tác động của quản lý tài sản và hệ số nợ tới mục tiêu lớn hơn của doanh nghiệp là gia tăng giá trị tài sản của chủ sở hữu trong điều kiện an toàn. Mô hình được xây dựng gồm các biến độc lập là kết quả quản lý tài sản, hệ số nợ và tổng tài sản, biến phụ thuộc gồm ROE và chỉ số Z.

Với bộ số liệu của 104 công ty cổ phần ngành xây dựng niêm yết ở Việt Nam, thực hiện kiểm định theo trình tự như mục 4.2.1.1, thu được các kết quả như sau:

a. Kết quả kiểm định tác động của quản lý tài sản tới ROE

Bảng tổng kết mô hình

Mô hình		R	R2	R2 điều chỉnh	Sai số ước lượng	Các giá trị thống kê thay đổi
Mô hình		R	R2	R2 điều chỉnh	Sai số ước lượng	R2 thay đổi	F thay đổi	df 1	Df 2	Sig. F thay đổi
Phần nguyên = 0	1	.218a	.05	.028	.068624	.048	2.424	2	97	.094
Phần nguyên = 0	2	.655b	.43	.393	.054237	.382	15.57	4	93	.000
a. Biến độc lập: (Constant), tổng tài sản, hệ số nợ
b. Biến độc lập: (Constant), tổng tài sản, hệ số nợ, Khả năng thanh toán ngắn hạn, Kỳ thu tiền bình quân, Vòng quay Hàng tồn kho và Hệ số sinh lời TSCĐ HH

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 263 trang tài liệu này.

Hệ số tương quan R = 0,218 thể hiện mối quan hệ lỏng lẻo giữa nhóm 2 biến kiểm soát Tổng tài sản và Hệ số nợ với ROE của doanh nghiệp. R2 = 0,048 chứng tỏ Tổng tài sản và Hệ số nợ cùng giải thích được 4,8% sự thay đổi của ROE, tuy nhiên không rõ từng biến giải thích được bao nhiêu %. Giá trị F nhỏ (2,424) và không có ý nghĩa thống kê (sig = 0,094).

Sau khi bổ sung các biến Khả năng thanh toán ngắn hạn, Kỳ thu tiền bình quân, Vòng quay Hàng tồn kho, Hệ số sinh lời TSCĐ HH, các giá trị R, R2 và R2 điều chỉnh đều tăng lên. Trong đó R2 điều chỉnh = 0,393 nghĩa là khi có thêm 4 biến nêu trên, cả mô hình đã giải thích được 39,3% (tăng thêm 34,5%) sự thay đổi của ROE. Chỉ số F tăng lên thành 15,571 và sự thay đổi này có ý nghĩa (sig F thay đổi =

0,000), chứng tỏ việc đưa thêm các biến phản ánh hiệu quả quản lý tài sản vào mô hình là hợp lý và cần thiết.

Từ bảng giá trị ước lượng tham số, có thể thấy trong cả 2 mô hình (chỉ gồm biến kiểm soát và có đầy đủ biến số), chưa có đủ căn cứ để khẳng định quy mô tổng tài sản có tác động tới ROE của doanh nghiệp (do p đều lớn hơn 0,05). Các ước lượng tham số còn lại đều có ý nghĩa thống kê. Nghĩa là có tồn tại mối quan hệ giữa Hệ số nợ, Khả năng thanh toán ngắn hạn, Kỳ thu tiền bình quân, Vòng quay Hàng tồn kho và Hệ số sinh lời TSCĐ HH với ROE trong thực tế hoạt động của các công ty cổ phần xây dựng niêm yết. Chiều tác động của các yếu tố này đều phù hợp với giả thuyết ban đầu.

Bảng giá trị ước lượng (a)

Mô hình		Giá trị ước lượng Chưa điều chỉnh		Ước lượng đã điều chỉnh	T	Sig.
Mô hình		Beta	Sai số	Beta	T	Sig.
1	(Constant)	0,084	0,028		2,960	0,004
	Hệ số nợ	0,082	0,041	0,201	2,014	0,047
	Tổng tài sản	-2.317E-9	0,000	-0,112	-1,121	0,265
2	(Constant)	-0,039	0,037		-1,063	0,291
	Hệ số nợ	0,155	0,036	0,378	4,266	0,000
	Tổng tài sản	-1.335E-9	0,000	-0,064	-0,814	0,418
	Khả năng thanh toán ngắn hạn	0,036	0,013	0,268	2,833	0,006
	Kỳ thu tiền bình quân	0,000	0,000	-0,263	-3,080	0,003
	Vòng quay hàng tồn kho	0,009	0,003	0,295	3,420	0,001
	Hệ số sinh lời TSCĐ HH	0,069	0,014	0,422	4,998	0,000

Bảng giá trị ước lượng (a)

Mô hình		Giá trị ước lượng Chưa điều chỉnh		Ước lượng đã điều chỉnh	T	Sig.
Mô hình		Beta	Sai số	Beta	T	Sig.
1	(Constant)	0,084	0,028		2,960	0,004
	Hệ số nợ	0,082	0,041	0,201	2,014	0,047
	Tổng tài sản	-2.317E-9	0,000	-0,112	-1,121	0,265
2	(Constant)	-0,039	0,037		-1,063	0,291
	Hệ số nợ	0,155	0,036	0,378	4,266	0,000
	Tổng tài sản	-1.335E-9	0,000	-0,064	-0,814	0,418
	Khả năng thanh toán ngắn hạn	0,036	0,013	0,268	2,833	0,006
	Kỳ thu tiền bình quân	0,000	0,000	-0,263	-3,080	0,003
	Vòng quay hàng tồn kho	0,009	0,003	0,295	3,420	0,001
	Hệ số sinh lời TSCĐ HH	0,069	0,014	0,422	4,998	0,000
a. Biến phụ thuộc: ROE

Giá trị Tolerance trong kiểm định đều lớn hơn 0,17 chứng tỏ không có sự tự tương quan giữa các biến ảnh hưởng tới kết quả ước lượng tham số beta.

Dựa vào độ lớn và dấu của beta đã điều chỉnh trong bảng Giá trị ước lượng, phương trình toán học biểu diễn sự phụ thuộc của ROE được viết như sau:

ROEi =0,378*HSnoi +0,268*TTNHi –0,263*KTTieni + 0,295*VquayHTKi

+0,422*HSsloiTSCĐ HHi +ei (4.7)

Ý nghĩa của mô hình này: khi cố định các biến số còn lại, nếu một biến nào đó thay đổi 1 đơn vị, ROE sẽ thay đổi trung bình tương ứng bằng:

- Hệ số nợ tăng/giảm 1%, ROE tăng/giảm 0,378%.

- Khả năng thanh toán ngắn hạn tăng/giảm 1%, ROE tăng/giảm 0,268%.

- Kỳ thu tiền tăng/giảm 1%, ROE giảm/tăng 0,263%.

- Vòng quay hàng tồn kho tăng/giảm 1%, ROE tăng/giảm 0,295%.

- Hệ số sinh lời TSCĐ HH tăng/giảm 1%, ROE tăng/giảm 0,422%.

b. Kết quả kiểm định tác động của quản lý tài sản tới chỉ số Z

* Lựa chọn công thức tính chỉ số Z phù hợp

Được giới thiệu lần đầu tiên vào năm 1968, bởi Giáo sư Edward I. Altman, trường kinh doanh Leonard N. Stern (đại học New York, Hoa Kỳ), mô hình chỉ số Z đo lường khả năng phá sản của một doanh nghiệp dựa trên 5 chỉ số: Vốn lưu động ròng trên tổng tài sản (X1), Lợi nhuận giữ lại trên tổng tài sản (X2), Lợi nhuận trước lãi vay và thuế trên tổng tài sản (X3), Giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu trên giá trị sổ sách của tổng nợ (X4) và Doanh thu trên tổng tài sản (X5). Theo Altman, đây là những chỉ tiêu cơ bản nhất có vai trò chỉ dẫn và dự báo tình trạng nguy kịch về tài chính của doanh nghiệp. Trong đó, ngoại trừ X4, các chỉ tiêu còn lại đều liên quan tới hoạt động quản lý tài sản của doanh nghiệp (chính sách tài trợ cho tài sản, cơ cấu đầu tư tài sản và khả năng khai thác tài sản để tạo nên doanh thu và lợi nhuận). Dựa trên bộ số liệu thu thập trên thị trường nợ và thị trường trái phiếu Mỹ về 33 công ty phá sản (bankrupt companies) và 33 công ty không phá sản (non- bankrupt companies), thuộc ngành sản xuất từ năm 1946 đến 1965, áp dụng Phương pháp thống kê phân biệt phức tạp (Mutiple Discriminant Analysis), Altman đã xây dựng phương trình đo chỉ số Z (áp dụng cho các công ty cổ phần, ngành sản xuất) như sau:

ZAltman = 1.2X1 + 1.4X2 + 3.3X3 + 0.64X4 + 0.999X5 (4.8)

Nguồn: [35]

Như vậy, cả 5 yếu tố trên đều tác động thuận chiều tới nguy cơ phá sản của doanh nghiệp, trong đó khả năng sinh lời tổng tài sản và cơ cấu đầu tư tài sản có tầm ảnh hưởng lớn hơn cả. Giá trị thị trường của doanh nghiệp tác động ít nhất tới khả năng vỡ nợ. Điều này một lần nữa chứng minh, khi tài sản của doanh nghiệp được quản lý tốt, khả năng tồn tại của doanh nghiệp cũng được củng cố.

Không dừng lại ở việc xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính, Altman còn xác định các giá trị tiêu chuẩn để phân biệt hay nhận định tình hình tài chính của doanh nghiệp. Theo đó, nếu Z < 1.8, doanh nghiệp có khả năng phá sản trong 2 năm tới; Z

> 2.99, doanh nghiệp không có nguy cơ phá sản (khả năng gần như bằng 0). Trường hợp còn lại, 1.8 ≤ Z ≤ 2.99, doanh nghiệp rơi vào vùng cảnh báo.

Tại Việt Nam, tính đến hết năm 2010, chỉ có công ty chứng khoán Tân Việt tính toán và cung cấp chỉ số Z của các công ty cổ phần niêm yết cho nhà đầu tư theo kênh chính thống. Tuy nhiên, chứng khoán Tân Việt sử dụng mô hình Z nguyên bản của Altman xây dựng trên bộ số liệu của 66 công ty Hoa Kỳ từ năm 1946 đến năm 1965 nên có thể không chính xác do sự khác biệt về thời gian, điều kiện kinh tế, môi trường pháp lý… giữa hai quốc gia. Khắc phục nhược điểm này, Ths Đinh Thế Hiển (Viện nghiên cứu tin học và kinh tế ứng dụng) đã điều chỉnh các tham số của phương trình Z’’ phù hợp với điều kiện kinh tế Việt Nam, trong đó đề cao tác động của cơ cấu đầu tư tài sản hơn hệ số sinh lời tổng tài sản.

Chỉ số Z’’ điều chỉnh Việt Nam = 2,11 + 4,59 X1 + 2,28 X2 + 4,03 X3 +0,84 X4 (4.9)

Tuy sự điều chỉnh này dựa trên các căn cứ khoa học (đã được tác giả luận giải cụ thể) song chỉ với hai trường hợp cụ thể là công ty cổ phần dầu Tường An (TAC) và công ty văn hóa phẩm Phương Nam (PNC), kết quả phân tích chưa đảm bảo tính đại diện cho tổng thể các doanh nghiệp Việt Nam.

Năm 2008, cử nhân Khổng Thanh Hòa (ĐH Kinh tế Quốc dân) đã bảo vệ xuất sắc luận văn tốt nghiệp với đề tài “Ứng dụng mô hình chỉ số Z trong phân tích tài chính công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”. Đây là công trình nghiên cứu nghiêm túc, công phu với mục đích sử dụng bộ số liệu năm 2007 của 230 công ty cổ phần niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh và Hà Nội, lặp lại các thao tác phân tích như Altman để ước lượng mô hình Z. Với giá trị phân biệt 1,0689, chỉ số Z của Việt Nam được đề nghị xác định theo phương trình:

ZVietnam = 0,204 X1 + 1,386 X2 + 2,.211 X3 + 0,009 X4 + 0,488 X5 (4.10)

Độ phù hợp của mô hình lên tới 70%, ghi nhận nỗ lực lớn của tác giả lần đầu tiên xây dựng mô hình Z cho thị trường chứng khoán Việt Nam. Tuy nhiên, do thị trường nợ và thị trường trái phiếu của Việt Nam chưa phát triển nên ngay từ đầu tác giả đã không phân loại được chính xác các công ty phá sản và không phá sản như cách làm của Altman. Biến giả đo lường tình trạng tài chính (Distress) nhận giá trị 1 (tương đương với tiềm ẩn tình trạng tài chính khốn khó) nếu doanh nghiệp có trong danh sách bị kiểm soát của Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh hoặc có kết quả sản xuất kinh doanh âm (bị lỗ) hoặc lợi nhuận sau thuế dưới 10% so với kế hoạch đặt ra. Distress nhận giá trị 0 (không tiềm ẩn tình trạng tài chính khốn khó) khi không rơi vào các trường hợp trên. Đây chưa phải thang đo phù hợp cho nguy cơ mất khả năng thanh toán của doanh nghiệp. Đồng thời, việc chọn kỳ nghiên cứu là năm 2007 có phần khiên cưỡng (để đủ số lượng các công ty có tình trạng tài chính thuộc nhóm 1) cũng ảnh hưởng tới tính đại diện của mẫu nghiên cứu.

Cũng vì những lý do tương tự như trên, việc ước lượng tham số mô hình Z cho riêng các công ty cổ phần ngành xây dựng niêm yết ở Việt Nam sẽ khó đạt được kết quả chính xác. Do đó, cuối cùng, nghiên cứu sinh quyết định sử dụng cách tính chỉ số Z của The Vickers, công ty chuyên cung cấp các công cụ hỗ trợ phân tích kinh tế và tài chính có uy tín trên thế giới. Được thành lập từ năm 1960, với sự góp sức của các nhà tư vấn, phân tích tài chính, các nhà toán học, thống kê học, các chuyên gia Microsoft Office và các chủ doanh nghiệp thành công... thông qua website http://www.jaxworks.com, 12 triệu spreadsheet Excel miễn phí đã được tải về để hỗ trợ nhà quản lý quản trị doanh nghiệp. Công cụ tính toán rủi ro phá sản (Bankruptcy Calculator) của The Vickers được thiết lập dựa trên mô hình Z’’ của Altman với chỉ số phân biệt là 0,862. Tuy nhiên, The Vickers đã bỏ biến Giá trị thị trường của vốn cổ phần trên giá trị sổ sách của nợ (điều này phù hợp với thị trường Việt Nam – đã được chỉ ra bởi tác giả Đinh Thế Hiển và Khổng Thanh Hòa), thay biến Lợi nhuận giữ lại trên tổng tài sản bằng Lợi nhuận trước thuế trên tổng nợ, phản ánh khả năng sinh lời từ vốn vay (phù hợp với các công ty cổ phần xây dựng niêm yết ở Việt Nam, huy động tới 68% nợ trong tổng vốn [20].

Zjaxworks = 1,03 A + 3,07 B + 0,66 C + 0,4 D (4.11)

Trong đó A : Vốn lưu động ròng / Tổng tài sản

B : Lợi nhuận trước thuế và lãi / Tổng tài sản C : Lợi nhuận trước thuế / Nợ

D : Doanh thu / Tổng tài sản

Như vậy, cùng với lý thuyết khác như mô hình DUPONT, hiệu quả kinh tế nhờ quy mô… mô hình chỉ số Z (dù xây dựng và kiểm chứng bởi tác giả nào) cũng một lần nữa khẳng định tầm quan trọng của hoạt động quản lý tài sản tới sự tồn tại và phát triển của doanh nghiệp. Đồng thời, trong mô hình chỉ số Z cũng đề cập tới những hạn chế trong việc sử dụng nợ (theo chiều hướng tỷ lệ thuận với nguy cơ phá sản của doanh nghiệp).

Từ tất cả nội dung giới thiệu nêu trên về chỉ số Z, giả thuyết của mô hình

được đặt ra như sau:

Nguy cơ phá sản của các công ty cổ phần ngành xây dựng niêm yết ở Việt Nam (đo lường bằng chỉ số Z) chịu ảnh hưởng bởi các nhân tố: Khả năng thanh toán ngắn hạn, Kỳ thu tiền bình quân, Vòng quay Hàng tồn kho và Hiệu suất sử dụng TSCĐ HH (là nhóm chỉ tiêu phản ánh hiệu quả quản lý từng loại tài sản của doanh nghiệp) và Hệ số Nợ. Quy mô tổng tài sản cũng được bổ sung vào mô hình để kiểm tra.

* Kết quả hồi quy

Bảng tổng kết mô hình

Mô hình		R	R2	R2 điều chỉnh	Sai số ước lượng	Các giá trị thống kê thay đổi
Mô hình		R	R2	R2 điều chỉnh	Sai số ước lượng	R2 thay đổi	F thay đổi	df 1	df 2	Sig. F thay đổi
Phần nguyên = 0	1	.450a	.20	.186	.300828	.203	11.95	2	94	.000
Phần nguyên = 0	2	.793b	.63	.604	.209913	.426	25.76	4	90	.000
a. Biến độc lập: (Constant), tổng tài sản, hệ số nợ

Bảng tổng kết mô hình

Mô hình		R	R2	R2 điều chỉnh	Sai số ước lượng	Các giá trị thống kê thay đổi
Mô hình		R	R2	R2 điều chỉnh	Sai số ước lượng	R2 thay đổi	F thay đổi	df 1	df 2	Sig. F thay đổi
Phần nguyên = 0	1	.450a	.20	.186	.300828	.203	11.95	2	94	.000
Phần nguyên = 0	2	.793b	.63	.604	.209913	.426	25.76	4	90	.000
a. Biến độc lập: (Constant), tổng tài sản, hệ số nợ
b. Biến độc lập: (Constant), tổng tài sản, hệ số nợ, Khả năng thanh toán ngắn hạn, Kỳ thu tiền bình quân, Vòng quay Hàng tồn kho và Hiệu suất sử dụng TSCĐ HH

Hệ số tương quan R = 0,450 thể hiện mối quan hệ tương đối chặt chẽ giữa nhóm 2 biến kiểm soát Tổng tài sản và Hệ số nợ với chỉ số Z của doanh nghiệp. R2

= 0,203 chứng tỏ Tổng tài sản và Hệ số nợ cùng giải thích được 20,3% sự thay đổi của Z, tuy nhiên không rõ từng biến giải thích được bao nhiêu %. Giá trị F lớn (11,952) và có ý nghĩa thống kê (sig = 0,000).

Sau khi bổ sung các biến Khả năng thanh toán ngắn hạn, Kỳ thu tiền bình quân, Vòng quay Hàng tồn kho, Hiệu suất sử dụng TSCĐ HH, các giá trị R, R2 và R2 điều chỉnh đều tăng lên. Trong đó R2 điều chỉnh = 0,604 nghĩa là khi có thêm 4 biến nêu trên, cả mô hình đã giải thích được 60,4% (tăng thêm được 42,6%) sự thay đổi của Z. Chỉ số F tăng lên thành 25,764 và sự thay đổi này có ý nghĩa (sig F thay đổi = 0,000), chứng tỏ việc đưa thêm các biến phản ánh đánh giá quản lý từng loại tài sản vào mô hình là hợp lý và cần thiết.

Trong cả 2 mô hình (chỉ gồm biến kiểm soát và có đầy đủ biến số), chưa có đủ căn cứ để khẳng định quy mô tổng tài sản có tác động tới Z của doanh nghiệp (do p đều lớn hơn 0,05). Các ước lượng tham số còn lại đều có ý nghĩa thống kê. Nghĩa là có tồn tại mối quan hệ giữa Hệ số nợ, Khả năng thanh toán ngắn hạn, Kỳ thu tiền bình quân, Vòng quay Hàng tồn kho và Hiệu suất sử dụng TSCĐ HH với nguy cơ phá sản của các công ty cổ phần xây dựng niêm yết. Chiều tác động của các yếu tố này đều phù hợp với giả thuyết ban đầu.