Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro phá sản của các doanh nghiệp niêm yết ngành Xây dựng tại Việt Nam

Nội dung text: Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro phá sản của các doanh nghiệp niêm yết ngành Xây dựng tại Việt Nam

1. QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro phá sản của các doanh nghiệp niêm yết ngành Xây dựng tại Việt Nam Nguyễn Thị Tuyết Lan Ngày nhận: 21/04/2019 Ngày nhận bản sửa: 13/05/2019 Ngày duyệt đăng: 17/05/2019 Bài viết nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro phá sản của các doanh nghiệp niêm yết ngành Xây dựng tại Việt Nam. Các nhân tố được nghiên cứu bao gồm tổng nợ phải trả trên tổng tài sản; Vốn lưu động trên tổng tài sản; Khả năng thanh toán ngắn hạn; Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản và tốc độ tăng trưởng thu nhập ròng. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho biết chỉ có tổng nợ phải trả trên tổng tài sản và tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản có ảnh hưởng đến rủi ro phá sản của doanh nghiệp niêm yết ngành Xây dựng tại Việt Nam. Trong đó tổng nợ phải trả trên tổng tài sản có ảnh hưởng cùng chiều và tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản có ảnh hưởng ngược chiều. Kết quả nghiên cứu là bằng chứng quan trọng cho các nhà quản trị trong hoạt động quản lý điều hành doanh nghiệp. Từ Khóa: Rủi ro phá sản, Doanh nghiệp niêm yết, Ngành Xây dựng 1. Giới thiệu Tuy nhiên, bên cạnh những cơ hội phát triển, doanh nghiệp ngành Xây dựng tại Việt Nam rong giai đoạn 2005- 2009, tốc còn phải đối mặt với nhiều khó khăn. Từ tác độ tăng trưởng của ngành Xây động của các cuộc khủng hoảng kinh tế, biến dựng bình quân đạt 9,6%/năm động liên tục của lãi suất và lạm phát cũng như và giai đoạn 2010- 2015 đạt các chính sách quản lý của Nhà nước đã ảnh 4,6%/năm. Dự tính từ nay đến hưởng trực tiếp đến các doanh nghiệp ngành năm 2020, Việt Nam cần thu hút khoảng 202 Xây dựng. Những vấn đề này khiến các doanh nghìn tỷ đồng mỗi năm để phát triển hạ tầng nghiệp ngành Xây dựng Việt Nam ngày càng giao thông và khoảng 125 nghìn tỷ đồng mỗi quan tâm đến bài toán quản trị tài chính doanh năm cho các dự án hạ tầng điện Đây sẽ là thị nghiệp mà trọng tâm là thiết lập một nguồn trường tiềm năng vô cùng to lớn cho ngành Xây lực tài chính mạnh và dự báo rủi ro phá sản dựng để phát triển trong tương lai. của doanh nghiệp. Điều này sẽ giúp các doanh © Học viện Ngân hàng Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng ISSN 1859 - 011X 31 Số 205- Tháng 6. 2019
2. QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP nghiệp ngành Xây dựng tối đa hóa giá trị doanh bài nghiên cứu. Từ danh sách 22 biến tỷ số tài nghiệp, hạn chế rủi ro tài chính và là nền tảng chính ban đầu, nghiên cứu chọn ra năm biến tỷ vững chắc giúp doanh nghiệp đương đầu với số để đưa vào mô hình thực hiện dự báo khả những biến động từ bên ngoài, giúp giảm nguy năng phá sản doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu cơ phá sản của doanh nghiệp. Mặt khác, đối với chỉ ra rằng, tất cả các doanh nghiệp có điểm các doanh nghiệp niêm yết ngành Xây dựng có số ZScore lớn hơn 2,99 thuộc nhóm các doanh tỷ lệ nợ vay/vốn chủ sở hữu rất cao, chi phí tài nghiệp không phá sản, nghĩa là rơi vào vùng chính là một gánh nặng đối với doanh nghiệp không phá sản, trong khi các doanh nghiệp có và sẽ ảnh hưởng nghiêm trọng đến con số lợi điểm số ZScore thấp hơn 1,81 thuộc các nhóm các nhuận của họ đồng thời làm rủi ro phá sản tăng doanh nghiệp phá sản, chúng nằm trong vùng cao. phá sản, các doanh nghiệp có điểm số ZScore Bài báo này nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng từ 2,99 đến 1,81 thuộc vùng chưa xác định vì đến rủi ro phá sản của các doanh nghiệp niêm tính nhạy cảm của sai sót trong cách phân loại yết ngành Xây dựng tại Việt Nam bằng phương doanh nghiệp. Mô hình phân tích đa thức các tỷ pháp nghiên cứu định lượng và mô hình Logit, số cực kỳ chính xác trong việc dự báo phá sản từ đó đề xuất giải pháp giảm rủi ro phá sản của doanh nghiệp, nó dự báo đúng 94% mẫu khảo các doanh nghiệp này. Bài viết trả lời các câu sát ban đầu và với 95% tất cả các doanh nghiệp hỏi: (i) Nhân tố nào ảnh hưởng tới rủi ro phá nằm trong nhóm phá sản và không phá sản. Tuy sản của các doanh nghiệp niêm yết ngành Xây nhiên, giới hạn của bài nghiên cứu là chỉ khảo dựng tại Việt Nam; (ii) Đánh giá ảnh hưởng sát các doanh nghiệp sản xuất lớn (dựa vào quy của các nhân tố tới rủi ro phá sản của các doanh mô tài sản) và có sai sót trong việc phân loại nghiệp niêm yết ngành Xây dựng tại Việt Nam. doanh nghiệp thuộc nhóm phá sản và không phá sản. 2. Tổng quan nghiên cứu Trong khi đó, James A.O (1980) nghiên cứu về chỉ số tài chính và khả năng dự báo phá sản. Liên quan đến rủi ro phá sản của doanh nghiệp, Bài nghiên cứu trình bày các kết quả nghiên trên thế giới có khá nhiều các nghiên cứu liên cứu định lượng dự báo sự thất bại của doanh quan. Đầu tiên phải kể đến nghiên cứu của nghiệp như là bằng chứng cho các sự kiện phá Edward I. A. (1968) về chỉ số tài chính, phân sản. Những phát hiện chính của bài nghiên cứu tích mô hình đa thức nhằm dự báo khả năng phá có thể được tóm tắt một cách ngắn gọn như sau: sản doanh nghiệp. Nghiên cứu có mẫu khảo sát đầu tiên, khả năng nhận diện bốn nhóm nhân ban đầu gồm 66 doanh nghiệp được chia thành tố quan trọng được thống kê có tác động đến hai nhóm với mỗi nhóm là 33 doanh nghiệp. xác suất thất bại của doanh nghiệp (trong vòng Nhóm thứ nhất là nhóm các doanh nghiệp phá một năm), đó là: (1) quy mô doanh nghiệp, (2) sản theo Chương X của Luật Phá sản Hoa Kỳ cấu trúc tài chính, (3) tính hiệu quả, và (4) tính trong giai đoạn 1946- 1965 và nhóm thứ hai là thanh khoản. Thứ hai, những nghiên cứu trước nhóm các doanh nghiệp không phá sản trong đó đã phóng đại sức mạnh của các mô hình dự cùng thời kỳ và vẫn tồn tại trong năm 1966. báo phá sản và các kiểm định của nó. Một vấn Trong đó, tác giả xem xét 22 biến tỷ số tài đề nữa là các nhân tố dự báo (các chỉ số tài chính tiềm năng để phân tích, các biến tỷ số này chính) lấy từ các báo cáo tài chính được công được phân loại thành 5 nhóm biến tỷ số chuẩn bố sau ngày phá sản, sau đó bằng chứng chỉ ra bao gồm: tỷ số về tính thanh khoản, tỷ số về lợi rằng các nhân tố này sẽ dự báo phá sản. nhuận, tỷ số về đòn bẩy tài chính, tỷ số về khả Ngoài ra, khi nghiên cứu về phá sản, Evridiki năng thanh toán nợ, và tỷ số về hoạt động. Các Neophytou, Andreas Charitou và Chris nhóm biến tỷ số này được chọn dựa vào các Charalambous (2000) trong nghiên cứu của cơ sở sau: (1) các nghiên cứu đã công bố trước mình về dự báo thất bại doanh nghiệp đã phát đó, (2) sự phù hợp tiềm năng với bài nghiên triển mô hình phân loại các doanh nghiệp công cứu và (3) vài biến tỷ số mới được tạo ra trong nghiệp thất bại cho Vương quốc Anh, bằng 32 Số 205- Tháng 6. 2019 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
3. QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP cách sử dụng kỹ thuật phân tích logit. Bộ dữ mạnh đáng kể khi các biện pháp này được kết liệu bao gồm 51 cặp các doanh nghiệp công hợp. Kết quả cho thấy dự báo phá sản dựa trên nghiệp thất bại và không thất bại ở Anh trong phương pháp định giá quyền chọn thành công giai đoạn 1988 - 1997. Mô hình dự báo được hơn các phương pháp dựa vào các biến kế toán. phát triển cho đến ba năm trước khi sự kiện thất Gần đây, nhóm nghiên cứu của Ben Chin-Fook bại xảy ra. Kết quả cho thấy một mô hình bao Yap, David Gun-Fie Yong và Wai-Ching Poon gồm ba biến tài chính là khả năng sinh lời, dòng (2010) nghiên cứu về tỷ số tài chính và phân tiền hoạt động và biến đòn bẩy tài chính có thể tích biểu thức đa biến dự báo sự thất bại của giải thích chính xác tổng thể 83% khả năng thất các doanh nghiệp Malaysia. Mục đích của bài bại doanh nghiệp trước một năm. Mô hình của nghiên cứu là phát triển một mô hình để cải tác giả có thể hỗ trợ các nhà quản lý, các cổ thiện khả năng tiên đoán sự thất bại cho các đông, các tổ chức tài chính, kiểm toán viên tại doanh nghiệp sau khoảng thời gian cơ cấu lại Anh dự báo khủng hoảng tài chính. với điều kiện tài chính, kinh doanh và hoạt Bên cạnh đó, Pranee Leksrisakul và Michael động khác nhau trong bối cảnh của Malaysia. Evans (2005) trong nghiên cứu về mô hình phá Tổng cộng có 64 doanh nghiệp được phân tích sản doanh nghiệp ở Thái Lan đã cung cấp bằng với 16 chỉ tiêu tài chính. Một hàm đa thức chứng mới về việc sử dụng phương pháp phân được xây dựng để phân tích (MDA) với 07 tỷ tích biệt thức đa biến (MDA) có thể được chọn số tài chính được tìm thấy là có ý nghĩa thống như là một công cụ để dự đoán sự thất bại của kê trong việc dự báo với tỷ lệ chính xác cao từ doanh nghiệp niêm yết ở Thái Lan. Nguồn dữ 88% đến 94% cho mỗi doanh nghiệp trước khi liệu được sử dụng là các doanh nghiệp niêm doanh nghiệp thất bại. Bẩy tỷ số tài chính đó yết trên thị trường chứng khoán (TTCK) Thái là: Tổng tài sản trên tổng nợ phải trả (FFTL), Lan (SET) trong khoảng thời gian 1997- 2002. dòng tiền trên tổng nợ dài hạn (CFTD), tổng nợ Các biến tài chính lấy từ mô hình dự báo phá dài hạn trên tổng tài sản (TDTA), vốn lưu động sản của Altman (1968). Kết quả nghiên cứu trên tổng tài sản (WCTA), thu nhập giữ lại trên cho thấy, các biến số về lợi nhuận, đòn bẩy tài tổng tài sản (RETA), thu nhập trước thuế và chính, chất lượng tài sản và tính thanh khoản lãi vay (EBIT) và thu nhập ròng trên doanh thu có tác động đến khả năng dự báo phá sản doanh (NIS). Nghiên cứu này cũng chỉ ra rằng ngay cả nghiệp và tất cả chúng đều có ý nghĩa thống kê. với các công cụ thống kê tiên tiến phổ biến hơn Bên cạnh đó, các kết quả kiểm định cho thấy được sử dụng gần đây, MDA vẫn còn là một rằng các chỉ tiêu tài chính của các doanh nghiệp công cụ thống kê mạnh và rất đáng tin cậy. phá sản có sự khác biệt có ý nghĩa so với các Ở Việt Nam cũng có nhiều nghiên cứu liên doanh nghiệp không phá sản, các tỷ số tài chính quan đến chủ đề này. Điển hình có thể kể đến về lợi nhuận, tính thanh khoản và chất lượng nghiên cứu của Hay Sinh (2003) về ước tính tài sản của các doanh nghiệp phá sản thấp hơn xác suất phá sản trong thẩm định giá trị doanh so với các doanh nghiệp không phá sản, nhưng nghiệp. Theo tác giả, xác suất phá sản là một tỷ lệ đòn bẩy có xu hướng ngược lại giữa hai tham số tài chính có ảnh hưởng trực tiếp đến nhóm doanh nghiệp này. giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên khi thẩm định Nghiên cứu của Ming Xu và Chu Zhang giá bằng các phương pháp thuộc cách tiếp cận (2008) về trường hợp của các doanh nghiệp dòng tiền, xác xuất phá sản chưa được ước niêm yết Nhật Bản dự báo phá sản của các tính là một tham số độc lập mà thường được doanh nghiệp niêm yết ở Nhật Bản giai đoạn thể hiện trong tỉ suất chiết khấu. Trong khi 1992- 2005. Nhóm tác giả cho thấy rằng các đó, phương pháp giá trị hiện tại có điều chỉnh biện pháp truyền thống như chỉ số Zscore của (APV) đã có cách tiếp cận mới hơn khi tách tác Altman (1968), Oscore của Ohlson (1980) và động biên của nợ vay và ước tính xác suất phá định giá quyền chọn trước đây được phát triển sản như một tham số độc lập. Về ý tưởng, APV cho thị trường Mỹ, cũng rất hữu ích cho thị tỏ ra khá hiệu quả, nhưng tại Việt Nam, phương trường Nhật Bản. Hơn nữa, sức mạnh dự báo pháp này vẫn chưa được thẩm định viên quan Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 205- Tháng 6. 2019 33
4. QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP tâm vì vướng phải nhiều khó khăn trong việc khoán, ngành Bất động sản, ngành Xây dựng- ước tính xác suất phá sản. Do đó, bài nghiên Vật liệu xây dựng, ngành Thực phẩm- đồ uống cứu của tác giả nhằm mục đích thiết lập các và ngành Hàng tiêu dùng cá nhân- gia đình. phương pháp ước tính xác suất phá sản của một Khi xem xét toàn bộ mẫu khảo sát, có mối doanh nghiệp để phương pháp giá trị hiện tại tương quan thuận giữa ba nhân tố về tính thanh có điều chỉnh (APV) ngày càng được áp dụng khoản ngắn hạn, thu nhập ròng âm hai năm gần rộng rãi, góp phần làm đa dạng hóa các phương đây và nợ phải trả vượt tổng tài sản với chỉ số pháp trong hoạt động thẩm định giá trị doanh dự báo phá sản Oscore; và đồng thời hai nhân nghiệp tại Việt Nam hiện nay. Tác giả đã đưa tố tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản và tốc độ ra hai phương pháp ước tính xác suất phá sản tăng trưởng thu nhập ròng có mối tương quan của một doanh nghiệp là: (1) Dựa vào chỉ số nghịch với chỉ số dự báo phá sản Oscore, và tất Z’’ điều chỉnh của Altman (1968); và (2) dựa cả đều có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, bốn vào hệ thống xếp hạng tín nhiệm nội bộ của nhân tố còn lại là quy mô doanh nghiệp, tổng các ngân hàng thương mại (NHTM) theo Quyết nợ trên tổng tài sản, vốn lưu động trên tổng tài định số 493/2005/QĐ-NHNN ngày 22/4/2005 sản và quỹ được lập từ hoạt động trên tổng nợ của Thống đốc Ngân hàng Nhà nước Việt Nam phải trả cũng có tác động đến chỉ số dự báo phá (NHNN) ban hành. sản Oscore nhưng không có ý nghĩa thống kê. Bên cạnh đó là nghiên cứu của Nguyễn Minh Gần đây, nhóm tác giả thuộc nhóm ngành khoa Hà, Nguyễn Bá Hướng (2016) phân tích các học kinh tế trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro phá sản ngân hàng Minh (2013) đã thực hiện nghiên cứu lập mô bằng phương pháp Z-Score. Mục tiêu nghiên hình dự báo phá sản các công ty phi tài chính cứu là xác định các yếu tố hưởng đến rủi ro phá Việt Nam. Nhóm tác giả đã xác định các chỉ sản ngân hàng Việt Nam bằng phương pháp số tài chính quan trọng nhất trong dự báo phá Z-score, từ đó gợi ý chính sách phù hợp nhằm sản đối với khu vực phi tài chính của Việt Nam tăng cường sự ổn định và lành mạnh trong hoạt bằng cách sử dụng mẫu của các công ty bị phá động của NHTM cổ phần Việt Nam. Nghiên sản trong giai đoạn 2008- đầu năm 2013. Bằng cứu sử dụng dữ liệu gồm 23 NHTM cổ phần cách đó, 24 chỉ tiêu tài chính đo lường các Việt Nam với 115 quan sát từ 2009- 2013. thuộc tính tài chính quan trọng của một công ty Nghiên cứu tìm thấy các yếu tố có mối quan hệ (phân thành 4 nhóm: tỷ số đòn bẩy, tỷ số thanh nghịch chiều với rủi ro phá sản ngân hàng như: khoản, tỷ số khả năng sinh lợi và tỷ số vòng Tăng trưởng tín dụng, tỷ lệ dự phòng nợ xấu, tỷ quay) đã được dùng để kiểm tra sự phá sản lệ thu nhập lãi thuần, vốn chủ sở hữu trên tổng trong thời gian ba năm trước khi phá sản. Phân tài sản, đa dạng hóa thu nhập, sở hữu nhà nước, tích biệt số DA đưa ra một mô hình kinh tế của số năm hoạt động của ngân hàng và ngân hàng hai biến: EBIT trên tổng tài sản (thuộc nhóm tỷ đã niêm yết. Các yếu tố có mối quan hệ đồng số khả năng sinh lợi) và Vốn luân chuyển trên biến với rủi ro phá sản ngân hàng, gồm: Hiệu doanh thu (thuộc nhóm tỷ số vòng quay). Ước quả quản lý chi phí và quy mô. tính của các tác giả cung cấp bằng chứng rằng Ngoài ra nghiên cứu về quyết định đầu tư và rủi các công ty có chỉ số Z 0,08 tức đang tiến vào ra các bằng chứng thực nghiệm về sự tác động vùng “phá sản”. Cuối cùng, công ty có chỉ số của các nhân tố tỷ số tài chính đến quyết định Z= -1,434 được xếp vào “Phá sản” và công ty đầu tư và rủi ro phá sản của các công ty niêm có chỉ số Z= 1,514 được xếp vào “Không phá yết trên TTCK Việt Nam giai đoạn 2003- 2012. sản”. Mô hình đạt được độ chính xác dự báo Bên cạnh việc nghiên cứu 737 công ty trong 79,2% khi áp dụng để dự báo phá sản trên mẫu. toàn bộ mẫu khảo sát, tác giả còn phân loại các Ngoài việc đánh giá mô hình dự đoán phá sản công ty trong mẫu khảo sát thành năm ngành đối với Việt Nam, nghiên cứu cho thấy rằng để thực hiện nghiên cứu thêm là ngành Chứng hầu hết các công ty bị phá sản trong giai đoạn 34 Số 205- Tháng 6. 2019 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
5. QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP từ 2008 đến đầu 2013 đã cho thấy dấu hiệu của Trong đó, Oscore là khả năng phá sản của khủng hoảng tài chính, ví dụ hiệu quả tài chính doanh nghiệp; TLTA - Tổng nợ phải trả trên kém. Hơn nữa, nghiên cứu của các tác giả đã tổng tài sản; WCTA - Vốn lưu động trên tổng bổ sung các tài liệu hiện có bằng cách tìm hiểu tài sản; CLCA - Khả năng thanh toán ngắn hạn; hai biến tài chính quan trọng ở Việt Nam, là tỷ NITA - Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản; CHIN lệ EBIT trên tổng tài sản, tỷ lệ vốn luân chuyển - Tốc độ tăng trưởng thu nhập ròng. trên doanh thu, có thể được sử dụng để tìm ra những nguy cơ phá sản ở Việt Nam 3.2. Biến số và thước đo Tóm lại, qua các nghiên cứu thực nghiệm cả ở trong và ngoài nước đều chỉ ra rằng có rất Biến phụ thuộc: Rủi ro phá sản doanh nghiệp nhiều nhân tố khác nhau ảnh hưởng đến rủi ro Chỉ số tổng thể dự báo phá sản doanh nghiệp phá sản của doanh nghiệp. Các nhân tố có thể trong vòng một năm - Oscore. Oscore = 1 có ảnh hưởng đến rủi ro phá sản gồm: quy mô nếu doanh nghiệp có khả năng phá sản trong doanh nghiệp, khả năng thanh toán ngắn hạn, tỷ năm tiếp theo và bằng 0 nếu ngược lại (James suất sinh lợi trên tổng tài sản, tổng nợ phải trả A.Ohlson, 1980; Ming Xu và Chu Zhang, trên tổng tài sản, vốn chủ sở hữu trên tổng tài 2008). Cụ thể, Oscore được đo trên cơ sở ước sản Tuy nhiên, với những mẫu dữ liệu khác lượng của mô hình: nhau trong các khoảng thời gian khác nhau, các Z = 0,517 – 0,460X1 + 9,329X2 + 0,388X3 + nghiên cứu đã đưa ra các kết luận có sự khác 1,158X4 biệt. Chính vì thế, muốn biết các nhân tố nào Trong đó: thực sự tác động đến rủi ro phá sản của doanh X1: Tổng nợ phải trả trên tổng tài sản nghiệp thì phải xem xét và phân tích dựa trên X2: Lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản những đặc điểm riêng của đối tượng nghiên X3: Vốn lưu động ròng trên tổng tài sản cứu. Ở Việt Nam đã có rất nhiều nghiên cứu X4: Lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản về rủi ro phá sản nói riêng cũng như rủi ro nói Nếu Z 0,5 thì chung của các doanh nghiệp tuy nhiên chưa Oscore = 0 có một nghiên cứu cụ thể nào về các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro phá sản của các doanh Biến độc lập: nghiệp niêm yết ngành Xây dựng. Do đó, trên (i) Tổng nợ phải trả trên tổng tài sản: Theo cơ sở kế thừa những ưu điểm của các nghiên nghiên cứu của James A.Ohlson (1980), Ming cứu đi trước, nghiên cứu này sẽ bổ sung thêm Xu và Chu Zhang (2008) tổng nợ phải trả trên vào khoảng trống nghiên cứu về rủi ro phá sản, tổng tài sản có tương quan thuận với rủi ro phá phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro phá sản của một doanh nghiệp. Nếu tổng nợ phải sản của các doanh nghiệp niêm yết ngành Xây trả trên tổng tài sản càng lớn thì nguy cơ phá dựng tại Việt Nam. sản của doanh nghiệp càng cao, trong khi doanh nghiệp có tỉ lệ này thấp thì sẽ ít phải đối mặt 3. Phương pháp nghiên cứu với nguy cơ phá sản hơn. Trong nghiên cứu này, tổng nợ phải trả trên tổng tài sản (TLTA) 3.1. Mô hình nghiên cứu được tính bằng tỷ số tài chính giữa tổng nợ trong kỳ chia cho tổng tài sản trong kì. Tham khảo các nghiên cứu đi trước (Greene, (ii) Vốn lưu động trên tổng tài sản: Theo 2012; James A.Ohlson, 1980; Lê Nguyến Sơn nghiên cứu của Edward I.Altman (1968); James Vũ, 2013), mô hình được sử dụng để nghiên A.Ohlson (1980); Ming Xu và Chu Zhang cứu về các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro phá (2008); Ben Chin-Fook Yap, David Gun-Fie sản của doanh nghiệp niêm yết ngành Xây dựng Yong và Wai-Ching Poon (2010), nhân tố tính tại Việt Nam có dạng như sau: thanh khoản (đo bằng vốn lưu động trên tổng Pr(Oscore) = β0 + β1*TLTA+β2*WCTA+β3*CL tài sản) là một trong những nhân tố quan trọng CA+β4*NITA+β5*CHIN + ui trong việc đánh giá khả năng phá sản doanh Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 205- Tháng 6. 2019 35
6. QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP nghiệp. Tính thanh khoản của doanh nghiệp (2010), tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản là một càng lớn thì nguy cơ phá sản càng thấp và trong những nhân tố quan trọng trong việc đánh ngược lại. Trong nghiên cứu này, vốn lưu động giá khả năng phá sản doanh nghiệp. Khi mà trên tổng tài sản (WCTA) được tính bằng tỉ số tỉ suất sinh lợi của một doanh nghiệp thấp và giữa hiệu của tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn kéo dài trong nhiều năm thì rủi ro phá sản của trong kì chia cho tổng tài sản trong kì doanh nghiệp đó là rất lớn và ngược lại. Dựa (iii) Nợ ngắn hạn trên tài sản ngắn hạn: Theo vào nghiên cứu của James A.Ohlson (1980), bài nghiên cứu của James A.Ohlson (1980), hệ báo này đo lường tỷ suất sinh lợi trên tổng tài số hồi quy Tobin q và nợ ngắn hạn trên tài sản (NITA) bằng tỉ số tài chính giữa thu nhập sản ngắn hạn có những tín hiệu mong đợi và ròng trong kì chia cho tổng tài sản trong kì hay chúng có ý nghĩa với mức 5% và 1% tương còn gọi là ROA. ứng, nợ ngắn hạn trên tài sản ngắn hạn có ý (v) Tốc độ tăng trưởng thu nhập ròng: Theo nghĩa quan trọng với rủi ro phá sản. Tác giả nghiên cứu của James A.Ohlson (1980), Ming cho rằng nợ ngắn hạn trên tài sản ngắn hạn của Xu và Chu Zhang (2008), tốc độ tăng trưởng doanh nghiệp càng thấp thì rủi ro phá sản của thu nhập ròng có tương quan nghịch với rủi doanh nghiệp đó càng cao và ngược lại. Trong ro phá sản của một doanh nghiệp. Nếu doanh nghiên cứu này, nợ ngắn hạn trên tài sản ngắn nghiệp có tốc độ tăng trưởng thu nhập ròng hạn (CLCA) được tính bằng tỉ số tài chính giữa càng lớn thì rủi ro phá sản của doanh nghiệp đó nợ ngắn hạn trong kì chia cho tài sản ngắn hạn càng thấp và ngược lại. Trong nghiên cứu này, trong kì. tốc độ tăng trưởng thu nhập ròng (CHIN) được (iv) Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản: Theo tính bằng CHINit = (NIit – NIit-1) / ( |NIit| + nghiên cứu của Edward I.Altman (1968); James |NIit-1|) với NIit là thu nhập ròng trong giai A.Ohlson (1980); Evridiki Neophytou, Andreas đoạn gần đây nhất. Charitou và Chris Charalambous (2000); Ming Bảng 1 dưới đây sẽ tóm tắt lại các nhân tố có Xu và Chu Zhang (2008); Ben Chin-Fook ảnh hưởng đến rủi ro phá sản của các doanh Yap, David Gun-Fie Yong và Wai-Ching Poon nghiệp, cách đo lường các nhân tố đó, hệ thống Bảng 1. Tóm tắt các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro phá sản của doanh nghiệp ngành Xây dựng STT Nhân tố Nhân tố Kỳ vọng Cơ sở/ nguồn 1 Tổng nợ phải trả TLTA= TONG NO/TONG TAI SAN + James A.Ohlson (1980), Ming trên tổng tài sản TONG NO: Tổng nợ phải trả; Xu và Chu Zhang (2008). 2 Vốn lưu động WCTA = (TS NGAN HAN – NO - Edward I.Altman (1968); James trên tổng tài sản NGAN HAN)/TONG TAI SAN A.Ohlson (1980); Ming Xu và TS NGAN HẠN: Tài sản ngắn hạn; Chu Zhang (2008); Ben Chin- NO NGAN HAN: Nợ ngắn hạn Fook Yap, David Gun-Fie Yong và Wai-Ching Poon (2010). 3 Khả năng thanh CLCA =NO NGAN HAN/TS NGAN + James A.Ohlson (1980), Ming khoản ngắn hạn HAN Xu và Chu Zhang (2008). 4 Tỷ suất sinh lợi NITA = LNST/TONG TAI SAN - Edward I.Altman (1968); James trên tổng tài sản LNST: Lợi nhuận sau thuế A.Ohlson (1980); Evridiki Neophytou, Andreas Charitou và Chris Charalambous (2000). 5 Tốc độ tăng CHINit = (NIit – NIit-1)/ - James A.Ohlson (1980), Ming trưởng thu nhập (|NIit| + | NIit-1|) Xu và Chu Zhang (2008). ròng NIit là thu nhập ròng trong giai đoạn gần đây nhất Nguồn: Tác giả tổng hợp 36 Số 205- Tháng 6. 2019 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
7. QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP Bảng 2. Số lượng các doanh nghiệp ngành HOSE trong khoảng thời gian từ năm 2005- Xây dựng niêm yết trên các sàn giao dịch 2017. Bảng 2 thống kê số lượng các doanh chứng khoán Việt Nam nghiệp niêm yết ngành xây dựng theo sàn giao dịch ở Việt Nam Sàn giao dịch Số lượng doanh Tỷ trọng nghiệp Tổng thể mẫu nghiên cứu gồm 109 doanh nghiệp trong thời gian liên tục 13 năm. Quy mô HNX 75 68,81% của mẫu lên đến 1417 (109*13) quan sát. Cụ thể HOSE 34 31,19% quy mô mẫu chia theo sàn và loại hình sở hữu Tổng 109 100% của doanh nghiệp được thể hiện trong Bảng 3. Theo đó, tỷ lệ doanh nghiệp tư nhân và doanh Nguồn: Tác giả tổng hợp và tính toán từ số liệu nghiệp thuộc Bộ Xây dựng trong mẫu lần lượt Stockplus là 53,6 % và 46,4%. Tuy nhiên trong 13 năm, nhiều doanh nghiệp không có đầy đủ thông tin Bảng 3. Quy mô mẫu theo sàn và loại hình sở nên quy mô mẫu được sử dụng để ước lượng bị hữu giảm đáng kể. Sàn giao dịch Loại hình sở hữu HNX HOSE Tổng 4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận DN tư nhân 429 330 759 4.1. Mô tả thống kê và tương quan DN thuộc Bộ Xây dựng 542 116 658 Tổng 971 446 1.417 Mô tả thống kê và tương quan giữa các biến được thể hiện trong Bảng 4 và Bảng 5. Nguồn: Tác giả tính toán từ số liệu Stockplus Bảng 4 trình bày kết quả thống kê mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu. Tổng nợ phải lại các giả thuyết về chiều tác động của các trả trên tổng tài sản trung bình của các doanh nhân tố đó đến rủi ro phá sản của các doanh nghiệp ngành Xây dựng là 44%. Bên cạnh đó, nghiệp và đưa ra các cơ sở cho những giả vốn lưu động trên tổng tài sản, nợ ngắn hạn thuyết này từ những lý thuyết và kết quả thực trên tài sản ngắn hạn của các doanh nghiệp này nghiệm có liên quan. trung bình là 12% và 133%. Trong khi đó, tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản và tốc độ tăng 3.3. Dữ liệu nghiên cứu trưởng thu nhập ròng của các doanh nghiêp này trung bình là 4% và 3%. Số liệu nghiên cứu sử dụng cho nghiên cứu Kết quả về mối tương quan giữa các biến trong định lượng được lấy từ StockPlus với đối tượng mô hình nghiên cứu được trình bày trong Bảng nghiên cứu là các doanh nghiệp niêm yết ngành 5. Kết quả tính toán cho thấy các biến giải thích Xây dựng tại Việt Nam trên 2 sàn là HNX và khác nhau tác động đến biến phụ thuộc theo các hướng khác nhau. Các nhân tố tác động Bảng 4. Thống kê mô tả các biến trong mô hình rủi đến rủi ro phá sản của doanh nghiệp ro phá sản ngành Xây dựng đều theo chiều dương cùng hệ số tương quan lần lượt là: Tổng Oscore TLTA WCTA CLCA NITA CHIN nợ phải trả trên tổng tài sản (0,45); Nợ Obs 1129 1129 1129 1129 1129 1129 ngắn hạn trên tài sản ngắn hạn (0,26). Mean 0,02 0,44 0,12 1,33 0,04 0,03 Trong khi đó, các nhân tố tác động đến rủi ro phá sản của doanh nghiệp niêm Std.Dev 0,14 0,32 0,31 3,53 0,15 0,47 yết ngành Xây dựng đều theo chiều âm Min 0 0,01 -1,83 0,15 -2,21 -1 cùng hệ số tương quan lần lượt là: Vốn Max 1 2,69 0,98 36,53 0,34 1 lưu động trên tổng tài sản (-0,30); Tỷ Nguồn: Tính toán của tác giả suất sinh lợi trên tổng tài sản (-0,46) và Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 205- Tháng 6. 2019 37
8. QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP ảnh hưởng đến rủi ro phá sản của doanh Bảng 5. Hệ số tương quan giữa các biến trong mô nghiệp. Do hệ số hồi quy của các biến hình rủi ro phá sản này có ý nghĩa thống kê. Ngược lại, các Oscore TLTA WCTA CLCA NITA CHIN biến khác do hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê nên các biến còn lại Oscore 1,00 0,45 -0,30 0,26 -0,46 -0,02 không ảnh hưởng đến rủi ro phá sán của TLTA 0,45 1,00 -0,72 0,57 -0,61 -0,08 các doanh nghiệp niêm yết ngành Xây WCTA -0,30 -0,72 1,00 -0,75 0.41 -0.01 dựng tại Việt Nam. CLCA 0,26 0,57 -0,75 1,00 -0,28 -0,02 Tổng nợ phải trả trên tổng tài sản (TLTA): Kết quả nghiên cứu cho thấy -0,46 -0,61 0.41 -0,28 1,00 0,24 NITA tổng nợ phải trả trên tổng tài sản tỷ lệ CHIN -0,02 -0,08 -0.01 -0,02 0,24 1,00 thuận với rủi ro phá sản của các doanh Nguồn: Tính toán của tác giả nghiệp ngành Xây dựng (có ý nghĩa thống kê ở mức α = 5%). Theo đó, các Tốc độ tăng trưởng thu nhập ròng (-0,02). doanh nghiệp có tỉ lệ nợ càng lớn thì càng có Rõ ràng, kết quả thực nghiệm về mối quan hệ rủi ro phá sản cao, điều này đúng với các doanh giữa các biến giải thích và biến phụ thuộc đã có nghiệp niêm yết ngành Xây dựng tại Việt Nam những điểm khác so với lý thuyết và giả thuyết bởi quy mô của các doanh nghiêp Việt Nam đa đề ra. Nguyên nhân xuất phát từ những đặc thù số là vừa và nhỏ cũng như có tài chính không riêng của các doanh nghiệp ngành Xây dựng và thật vững để có thể trải qua các biến cố khi nền những đặc điểm của nền kinh tế Việt Nam nói kinh tế gặp phải các cú sốc. Mặt khác, do đặc chung. Điều này cùng với những kết quả thực thù của ngành, các doanh nghiệp thuộc ngành nghiệm khác nhau của các nghiên cứu đi trước này thường có hệ số nợ cao. Kết quả nghiên cứu càng tạo nên những cơ sở vững chắc chứng chỉ ra cụ thể rằng khi tổng nợ phải trả trên tổng minh sự cần thiết của những nghiên cứu thực tài sản của các doanh nghiệp ngành Xây dựng nghiệm về các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro tăng lên 1 đơn vị thì hệ số chênh lệch phá sản phá sản đối với các đối tượng riêng biệt. của các doanh nghiệp này sẽ tăng lên 27,37 lần Bảng 5 cũng trình bày mối tương quan giữa (e3,309583=27,37) trong điều kiện các nhân tố từng cặp biến giải thích trong mô hình nghiên khác của mô hình không đổi. cứu. Từ Bảng 5 ta thấy hệ số tương quan giữa Vốn lưu động trên tổng tài sản (WCTA): Kết các biến trong mô hình đều ở mức thấp, không quả ước lượng của mô hình cho thấy vốn lưu có hệ số tương quan lớn hơn 0,8. Do đó ta có động trên tổng tài sản không ảnh hưởng đến thể kết luận mô hình nghiên cứu không mắc rủi ro phá sản của các doanh nghiệp ngành Xây khuyết tật đa cộng tuyến hoàn hảo. Mô hình dựng. Do kết quả ước lượng này không có ý nghiên cứu sẽ đảm bảo những kết quả ước nghĩa thống kê. Nguyên nhân có thể là do đặc lượng đều có tính chất tuyến tính, không chệch điểm riêng của các doanh nghiệp ngành xây và hiệu quả. dựng tại Việt Nam. Nợ ngắn hạn trên tài sản ngắn hạn (CLCA): Kết 4.2. Kết quả ước lượng và thảo luận quả ước lượng của mô hình cho thấy nợ ngắn hạn trên tài sản ngắn hạn không ảnh hưởng Kết quả ước lượng các nhân tố ảnh hưởng đến đến rủi ro phá sản của các doanh nghiệp ngành rủi ro phá sản của doanh nghiệp được thể hiện Xây dựng do kết quả ước lượng này không có ý trong Bảng 6. So sánh về chiều tác động của nghĩa thống kê. các nhân tố đến rủi ro phá sản giữa kết quả ước Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (NITA): Kết lượng và kỳ vọng (giả thuyết) được thể hiện quả nghiên cứu cho thấy tỷ suất sinh lợi trên trong Bảng 7. tổng tài sản tỷ lệ nghịch với rủi ro phá sản của Kết quả nghiên cứu cho biết các biến tổng nợ các doanh nghiệp ngành Xây dựng (có ý nghĩa trên tài sản và tỷ suất sinh lời trên tài sản có thống kê ở mức α = 5%). Điều này hàm ý, các 38 Số 205- Tháng 6. 2019 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
9. QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP Bảng 6. được những quyết định tài Mô hình Logit ước lượng các nhân tố tác động đến rủi ro phá sản chính hợp lý và hiệu quả, của các doanh nghiệp niêm yết ngành Xây dựng tại Việt Nam nhà quản trị doanh nghiệp cần nắm chắc những lý Biến giải thích Coefficent Std.Error z-Statistic Prob. thuyết về đầu tư, nguồn C -6,987746 1,429977 -4,89 0,000 vốn, đồng thời phải có các TLTA 3,309583 1,287847 2,57 0,010 nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro WCTA -1,297869 3,559509 -0,36 0,715 phá sản của doanh nghiệp CLCA -0,1441009 0,2063925 -0,70 0,485 mình. Bài viết phân tích NITA -10,2866 5,240382 -1,96 0,050 các nhân tố ảnh hưởng CHIN 1,413499 1,423965 0,99 0,321 đến rủi ro phá sản của các doanh nghiệp niêm yết Nguồn: Tính toán của tác giả ngành Xây dựng. Kết quả Bảng 7. So sánh chiều tác động của các nhân tố đến rủi ro phá sản nghiên cứu cho biết các giữa kết quả ước và kỳ vọng (giả thuyết) nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro phá sản của các Biến giải thích Chiều tác động Chiều tác Kết luận ước lượng động kì vọng doanh nghiệp niêm yết ngành Xây dựng tại Việt TLTA + + Ủng hộ kỳ vọng Nam gồm: Tổng nợ phải WCTA - - Ủng hộ kỳ vọng trả trên tổng tài sản (+) CLCA - + Không ủng hộ kỳ vọng và Tỷ suất sinh lợi trên NITA - - Ủng hộ kỳ vọng tổng tài sản (-). Trong đó Tổng nợ phải trả CHIN + - Không ủng hộ kỳ vọng trên tổng tài sản có ảnh Nguồn: Tổng hợp của tác giả hưởng cùng chiều đến rủi ro phá sản của doanh doanh nghiệp có tỉ suất sinh lợi trên tổng tài sản nghiệp. Ngược lại, Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài càng lớn thì càng có rủi ro phá sản thấp. Kết sản có ảnh hưởng ngược chiều. Kết quả này phù quả nghiên cứu chỉ ra cụ thể rằng khi tỷ suất hợp với lý thuyết kinh tế. sinh lợi trên tổng tài sản của các doanh nghiệp Trên cơ sở kết quả nghiên cứu đạt được, bài ngành xây dựng tăng lên 1 đơn vị thì hệ số viết gợi ý một số hàm ý chính sách quản trị chênh lệch phá sản của các doanh nghiệp ngành cho doanh nghiệp như nâng cao hiệu quả hoạt Xây dựng này sẽ giảm đi 29336,86 lần (do động kinh doanh hay điều chỉnh tỷ số nợ cho e10,2866= 29336.86) trong điều kiện các nhân hợp lý. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm chỉ ra tố khác của mô hình không đổi. nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản có tác Tốc độ tăng trưởng thu nhập ròng (CHIN): Kết động ngược chiều lên rủi ro phá sản của doanh quả ước lượng của mô hình cho thấy tốc độ nghiệp. Tỷ suất sinh lời tăng sẽ làm giảm rủi tăng trưởng thu nhập ròng không ảnh hưởng ro phá sản của các doanh nghiệp xuống. Tỷ đến rủi ro phá sản của các doanh nghiệp ngành suất sinh lời cao tạo ra sự linh hoạt tài chính Xây dựng do kết quả ước lượng này không có ý cho doanh nghiệp, giảm trở ngại tài chính nội nghĩa thống kê. sinh và giúp doanh nghiệp giảm sự phụ thuộc vào các nguồn vốn vay. Khi các doanh nghiệp 5. Kết luận có nguồn vốn nội sinh dồi dào và có lợi nhuận ngày càng tăng thì các doanh nghiệp sẽ có được Rủi ro phá sản doanh nghiệp là một trong sự tự chủ tài chính cần thiết. Để đạt được những những vấn đề quan trọng được tất cả các nhà mục tiêu này, việc cần thiết cho các doanh quản trị tài chính doanh nghiệp quan tâm. Để có nghiệp là nâng cao hiệu quả kinh doanh. Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 205- Tháng 6. 2019 39
10. QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP Để giảm tỷ số nợ, bên cạnh những biện pháp cũng nên xem xét đến hình thức khá phổ biến nhằm gia tăng vốn tự có, các doanh nghiệp trên thế giới đó là thuê tài chính, hình thức xem tiếp trang 47 Tài liệu tham khảo 1. Edward I.Altman,1968, Financial Ratios, Discriminant Analysis and the Predictionof Corporate Bankruptcy, The Journal of Finance, Vol. 23, No. 4. (Sep., 1968), pp.589-609. 2. Evridiki Neophytou, Andreas Charitou and Chris Charalambous, 2000,PredictingCorporate Failure: Empirical Evidence for the UK, Journal of AccountingLiterature, vol. 2, 1983. 3. James A.Ohlson, 1980, FinancialRatios and the ProbabilisticPrediction ofBankruptcy, Journal of Accounting Research, Vol.18N. 4. Karen Mills, Steven Morling and Warren Tease, 1994, The influence of financialfactors on corporate investment, Research Discussion Paper, 9402. 5. Ming Xu and Chu Zhang, 2008. Bankruptcy prediction: the case of Japanese listed companies, Rev Account Stud, 14, 534–558. 6. Pranee Leksrisakul and Michael Evans, 2005, Model of Corporate Bankruptcy inThailand Using Multiple Discriminant Analysis, Journal of Economic and SocialPolicy, Volume 10. 7. Pongsatat, S., Ramage, J., & Lawrence, H., 2004, Bankruptcy prediction for large and small firms in Asia: a comparison of Ohlson and Altman, Journal of Accounting and Croporate Governance, 1(2), 1-13. 8. Reisz, A., & Perlich, C., 2007, A market-based framework for bankruptcy prediction, Journal of Financial Stability, 3(2), 85-131. 9. Shumway, T., 2001, Forecasting bankruptcy more accurately: a simple hazard model, Journal of Business, 74(1), 101-124. 10. Tavlin, E., Moncarz, E., & Dumont, D., 1989, Financial failure in the hospitality industry, FIU Review, 7(1), 55–75. 11. Thornhill, S., & Amit, R., 2003, Learning about failure: bankruptcy, firm age, and the resource-based view, Organization Science, 14(5), 497-509. 12. Chương trình giảng dạy kinh tế quốc tế Đại học Ngoại Thương, 2015, Kinh tế lượng, Bài giảng dữ liệu bảng, năm học 2015- 2016. 13. Chương trình giảng dạy kinh tế Fullbright, 2012, Các mô hình hồi quy dữ liệu bảng, Bài giảng phương pháp nghiên cứu II, năm học 2010- 2012. 14. Hay Sinh, 2013, Ước tính xác suất phá sản trong thẩm định giá trị doanh nghiệp, Tạp chí Phát triển & Hội nhập, Số 8 (18), tr. 52- 57 15. Lê Nguyễn Sơn Vũ, 2013, 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 trường Đại học Kinh tế thành phố Hồ Chí Minh. 16. Nguyễn Quang Dong và Nguyễn Thị Minh, 2012, Giáo trình Kinh tế lượng, NXB Đại học Kinh tế quốc dân, Hà Nội. 17. Nguyễn Minh Hà và Nguyễn Bá Hướng, 2016, Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro phá sản ngân hàng bằng phương pháp Z-Score, Kinh tế & Phát triển, số 229, tháng 07/2016, tr. 17-25. 18. Nguyễn Khắc Minh, 2002, Các phương pháp phân tích và dự báo trong kinh tế, NXB Khoa học và Kỹ thuật, Hà Nội. 19. Trần Ngọc Thơ, 2005, Giáo trình Tài Chính Doanh Nghiệp Trường Đại học Kinh Tế TP.HCM, NXB Thống Kê. Thông tin tác giả Nguyễn Thị Tuyết Lan, Thạc sĩ Học viện Ngân hàng Email: lanntt@hvnh.edu.vn Summary Factors affecting bankruptcy risk of construction industry enterprises listed on the stock market of Vietnam This paper explores the factors affecting bankruptcy risks of listed enterprises of construction industry in Vietnam. The factors include total liabilities on total assets; Working capital on total assets; Short-term solvency; Returnon total assets and net income growth. The empirical research results show that only total liabilities on total assets and profit ratio on total assets affect the bankruptcy risk of listed enterprises in Vietnam. In which total liabilities on total assets have the same directional effect and profit margin on the assets of opposite effect. Research results are important evidence for managers in firms management. Keywords: Bankruptcy risk, Listed enterprises, Construction industry Lan Thi Tuyet Nguyen, Ma. Banking Academy of Vietnam 40 Số 205- Tháng 6. 2019 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
11. QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP Letters, 20(2), 167-172. 21. Moosa, I., & Silvapulle, P. (2012). An empirical analysis of the operational losses of Australian banks. Accounting & Finance, 52(1), 165-185. 22. Murphy, D. L., Shrieves, R. E., & Tibbs, S. L. (2009). Determinants of the stock price reaction to allegations of corporate misconduct: Earnings, risk, and firm size effects. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 43(3), 581-612. 23. Pakhchanyan, S. (2016). Operational risk management in financial institutions: A literature review. International Journal of Financial Studies, 4(4), 20. 24. Palmrose, Z. V., Richardson, V. J., & Scholz, S. (2004). Determinants of market reactions to restatement announcements. Journal of accounting and economics, 37(1), 59-89. 25. Perry, J., & De Fontnouvelle, P. (2005). Measuring reputational risk: The market reaction to operational loss announcements. Available at SSRN 861364. 26. Ross, A. (2005). Report of Economist intelligence unit. Reputation: Risk of risks. 27. Soprano, A., Crielaard, B., Piacenza, F., & Ruspantini, D. (2010). Measuring Operational and Reputational Risk: A Practitioner’s Approach (Vol. 562). John Wiley & Sons. 28. Sturm, P. (2013). Operational and reputational risk in the European banking industry: The market reaction to operational risk events. Journal of Economic Behavior & Organization, 85, 191-206. 29. Woon, W. S. (2004). Introduction to the event study methodology. Singapore Management University, 4(7). 30. Zboron, M. (2006). Reputational risk in the context of A.M. best’s rating analysis. The Geneva Papers, 2006(31):500-511. Thông tin tác giả Phạm Hồng Linh, Thạc sĩ Khoa Ngân hàng, Học viện Ngân hàng Email: linhph@hvnh.edu.vn Đỗ Thu Hằng, Thạc sĩ Khoa Ngân hàng, Học viện Ngân hàng Email: hangdo@hvnh.edu.vn Summary Develop hypotheses of the research model on the impact of operational loss events on reputational loss In recent years, the number of banking scandals has been increasingly appearing in the media. These cases or operational loss events not only cause financial losses to the banks in which the events occurred but also can seriously damage their reputation. The serious consequences of reputation damage may include decline in stock value and market capitalization; decline in expected cash flow in the future; loss of current customers and potential customers in the future; loss of trust in banks and competitive advantages; decline in existing or future business relationships and greater compliance burdens able to be imposed by regulators. The paper reviews studies of the impact of operational loss events on reputation loss, which help to develop hypotheses of a model which can observe this relationship in the context of Vietnam. Key words: operational risk, operational loss, reputational risk, reputational loss. Linh Hong Pham, MEc. Hang Thu Do, MEc. Organization of all: Faculty of Banking, Banking Academy of Vietnam tiếp theo trang 40 nghiệp, các nhân tố ngoại sinh và các nhân tố chưa thể lượng hóa vào mô hình còn chưa được này không đòi hỏi đảm bảo có trước, vừa giúp đề cập đến. Tác giả hy vọng sẽ khắc phục được doanh nghiệp tiếp cận hình thức tín dụng mới, hạn chế này trong các nghiên cứu tiếp theo ■ vừa giải tỏa áp lực về tài sản đảm bảo. Mặc dù nghiên cứu đã trả lời được các câu hỏi đặt ra nhưng nghiên cứu vẫn còn có hạn chế đó là mô hình nghiên cứu chỉ dừng lại vào phân tích ảnh hưởng của các nhân tố nội tại của các doanh Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 205- Tháng 6. 2019 47