Nhân tố ảnh hưởng đến công bố thông tin doanh nghiệp niêm yết trong lĩnh vực chăm sóc sức khỏe

Nhân tố ảnh hưởng đến công bố thông tin doanh nghiệp niêm yết trong lĩnh vực chăm sóc sức khỏe

(Tác giả: HÀ THANH VIỆT – Nguồn: http://tapchitaichinh.vn)

Công bố thông tin trên thị trường chứng khoán đối với các doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực chăm sóc sức khỏe là một trong những yếu tố quan trọng nhằm đảm bảo tính hiệu quả, công bằng giữa các doanh nghiệp khi tham gia thị trường chứng khoán. Bài viết phân tích, đánh giá các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin tự nguyện của 24 doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán trong năm 2016, qua đó, đề xuất các giải pháp nhằm tăng cường mức độ công bố thông tin tự nguyện của các doanh nghiệp này.
Ảnh minh họa. Nguồn: InternetẢnh minh họa. Nguồn: Internet

Thực trạng của việc công bố thông tin trên thị trường chứng khoán

Ngành chăm sóc sức khỏe Việt Nam có tốc độ tăng trưởng cao nhất trong khu vực châu Á (gần 20%), với hơn 1.000 doanh nghiệp (DN) hoạt động, trong đó, nguồn vốn huy động từ thị trường chứng khoán (TTCK) đối với ngành này chiếm tỷ trọng khá lớn.

Trên TTCK, thông tin là yếu tố mang tính nhạy cảm, ảnh hưởng trực tiếp đến các quyết định đầu tư. Thông tin càng kịp thời và chính xác thì niềm tin lẫn sự kỳ vọng của nhà đầu tư (NĐT) đối với TTCK càng lớn.

Hiện nay, ở Việt Nam, NĐT chưa nhận được nhiều thông tin về DN mà họ đã bỏ vốn đầu tư. Những quy định hiện nay về công bố thông tin trên TTCK dù khá chặt chẽ nhưng vẫn còn những kẽ hở cho các DN niêm yết trên sàn lợi dụng công bố thông tin (CBTT) sai lệch hoặc chậm trễ, gây thiệt hại cho NĐT và người sử dụng thông tin.

Do vậy, việc tăng cường mức độ CBTT của các DN ngành chăm sóc sức khỏe sẽ giúp các NĐT đánh giá khách quan, chính xác khi ra quyết định đầu tư, đồng thời tăng tính minh bạch để xây dựng một TTCK lành mạnh và phát triển tốt.

Thống kê cho thấy, tính đến ngày 31/12/2017 có 24 DN thuộc ngành chăm sóc sức khỏe đang niêm yết trên Sàn Giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh (HOSE) và Sàn Giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX). Trong bài viết này, tác giả nghiên cứu 24 DN trên cơ sở sử dụng nguồn dữ liệu Báo cáo thường niên năm 2016.

Các nghiên cứu liên quan

Đa số các nghiên cứu trước đây tập trung vào các nhân tố ảnh hưởng đến CBTT, mức độ CBTT tự nguyện và những kết luận của các nhà nghiên cứu cho thấy, nhân tố ảnh hưởng đến CBTT và mức độ CBTT tự nguyện là do đặc điểm quản trị công ty như cơ cấu sở hữu, quản trị DN, quy mô cũng như thành phần hội đồng quản trị (HĐQT), công ty kiểm toán độc lập…

Ở Việt Nam, vấn đề CBTT cũng được các nhà nghiên cứu quan tâm. Nghiên cứu của Phạm Thị Bích Vân (2012) xem xét mối quan hệ giữa cơ chế quản trị và CBTT của 101 công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam. Nghiên cứu của Hiếu & Lan (2015) “Các yếu tố ảnh hưởng đến công bố tự nguyện của các công ty niêm yết” có kết quả là sở hữu nước ngoài và quy mô của DN chính là nhân tố ảnh hưởng đến mức độ CBTT tự nguyện.

Mục tiêu và giả thuyết nghiên cứu

Nghiên cứu nhằm đo lường mức độ CBTT của các DN ngành chăm sóc sức khỏe niêm yết trên TTCK Việt Nam. Đánh giá mối liên quan giữa mức độ CBTT với các đặc điểm quản trị của DN thuộc lĩnh vực chăm sóc sức khỏe. Dựa trên các kết quả nghiên cứu trước, trong bối cảnh của Việt Nam cũng như qua quá trình thu thập dữ liệu, các giả thuyết được phát triển trong nghiên cứu này là:

Về mức độ công bố thông tin

Nghiên cứu sử dụng các câu hỏi nghiên cứu của các tác giả Chau & Gray (2002), Akhtaruddin & cộng sự (2009), để tập hợp những chỉ mục cho danh sách đánh giá mức độ CBTT tự nguyện tại Việt Nam. Các nghiên cứu này được đánh giá có uy tín và được tiến hành ở các quốc gia có đặc điểm tương tự như thị trường tài chính Việt Nam.

Sau đó, loại trừ các thông tin bắt buộc công bố theo quy định tại Thông tư số 155/2015/TT-BTC của Bộ Tài chính hướng dẫn CBTT trên TTCK, danh sách cuối cùng gồm 4 nhóm thông tin tự nguyện được chia thành 72 yếu tố thông tin cần được đo lường.

Tiến hành đánh giá theo kỹ thuật lưỡng phân (1,0), nếu DN công bố thông tin trong danh sách các chỉ mục được chọn thì nhận giá trị là 1 còn ngược lại nhận giá trị là 0 nếu không công bố. Chỉ số CBTT được tính theo công thức:

TDS – Total disclosure score

n

TDS     =      ∑ di

i=1

Trong đó, d = 1 nếu chỉ mục di được công bố, d = 0 nếu chỉ mục di không được công bố,  n:  số các chỉ mục

Mô hình nghiên cứu

Nghiên cứu này sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính bội theo phương pháp bình phương nhỏ nhất (Ordinary Least Square) với sự hỗ trợ của phần mềm SPSS 16.0 để phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ CBTT.

Mô hình hồi quy tổng thể có dạng:

Yi = ß0 + ß1X1i+ ß2X2i + ß3X3i + ß4X4i + ß5X5i + ß6X6i + ß7X7i + εi

Trong đó, Y: tổng chỉ số CBTT

ß0: Tham số chặn

ε = Sai số ngẫu nhiên

Kết quả nghiên cứu

Mức độ công bố thông tin

Số liệu thống kê mô tả của chỉ số CBTT ở Bảng 3 cho thấy, chỉ số CBTT của các DN trong mẫu đạt trung bình 0,3526. Mức độ CBTT tự nguyện của các DN ngành chăm sóc sức khoẻ niêm yết trên sàn chứng khoán chỉ đạt 35,26% so với mức độ yêu cầu. Chênh lệch giữa mức độ công bố cao nhất 52% và mức thấp nhất 26% là 26% với độ lệch chuẩn 7,2,% nghĩa là mức độ CBTT của các DN trong lĩnh vực chăm sóc sức khỏe chưa đồng nhất.

Mức độ CBTT tự nguyện của các DN này còn rất thấp, còn đến 64,74% thông tin chưa được các DN công bố. Lý do của mức độ CBTT tự nguyện thấp xuất phát từ yếu tố khách quan là TTCK Việt Nam tương đối trẻ nên chưa chú trọng trong việc minh bạch thông tin tự nguyện.

Hơn nữa, các NĐT thường đầu tư theo đám đông, ít quan tâm đến thông tin của DN. Ngoài ra, còn có lý do từ phía các DN, hầu hết các DN nói chung và các DN thuộc ngành chăm sóc sức khỏe còn nhiều hạn chế trong việc lập báo cáo thường niên.

Các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin

Thống kê mô tả:

Nhóm biến về cơ cấu sở hữu, sở hữu nhà nước ở các DN lĩnh vực chăm sóc sức khỏe trung bình là 13,29%, trong đó có DN mà sở hữu nhà nước chiếm 43%, thấp hơn rất nhiều so với mức 23% trong nghiên cứu một số nghiên cứu trước đây. Có thể thấy, các DN ngành chăm sóc sức khỏe có tỷ lệ sở hữu vốn của nhà nước không cao.

Trong 24 DN trong lĩnh vực chăm sóc sức khỏe thì tỷ lệ sở hữu của NĐT nước ngoài trung bình là 11,51% cao hơn so với nghiên cứu của Hiếu & Lan (2015) là 7,99%. Điều này phản ánh rằng, có sự tham gia ngày càng nhiều của các NĐT nước ngoài vào các DN chăm sóc sức khỏe niêm yết.

Với nhóm biến về quản trị DN, số lượng thành viên HĐQT trung bình ở các DN chăm sóc sức khỏe niêm yết là 5,67. Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập không điều hành chiếm trung bình 40% thấp hơn tỷ lệ 47,4% trong nghiên cứu Hiếu & Lan (2015), nhưng tỷ lệ này cũng chấp nhận được vì theo mục 2 Điều 30 Thông tư số 121/2012/TT-BTC quy định tối thiểu 1/3 (30%) tổng số thành viên HĐQT là thành viên độc lập.

Phân tích tương quan:

Phân tích tương quan cho 2 nhóm biến gồm biến phụ thuộc là mức độ CBTT và nhóm biến độc lập gồm nhóm biến về cơ cấu sở hữu: sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài, sở hữu nhóm nhà quản lý và nhóm biến về quản trị DN: (kích thước HĐQT, tỷ lệ độc lập HĐQT, kiêm nhiệm, công ty kiểm toán).

Tương quan hạng Pearson thể hiện mối quan hệ giữa các cặp biến, nếu giá trị tuyệt đối của hệ số Pearson gần đến 1 thì 2 biến này có mối quan hệ tuyến tính chặt chẽ. Kết quả được trình bày ở phụ lục, theo đó mức độ CBTT tương quan ý nghĩa với biến độc lập sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài, tỷ lệ độc lập HĐQT, công ty kiểm toán.

Phân tích hồi quy bội:

Nghiên cứu này sử dụng hệ số phóng đại phương sai (VIF) để kiểm tra đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy. Các VIF cho tất cả các biến độc lập phải nhỏ hơn 10. Vì vậy, khẳng định rằng, cộng tuyến không phải là một vấn đề đối với mô hình này và dường như không đặt ra một vấn đề nghiêm trọng trong việc giải thích các kết quả phân tích hồi quy đa biến (Hussain M. A. & Mehedi H. T., 2013).

Kết quả phân tích hồi quy theo phương pháp Enter cho thấy, nhân tố thực sự ảnh hưởng đến mức độ CBTT tự nguyện là sở hữu NĐT nước ngoài, số lượng HĐQT, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập và kiêm nhiệm quy mô DN. Để chắc chắn cho phần kết luận, chúng ta tiến hành loại các biến không ảnh hưởng ra khỏi mô hình hồi quy và đưa các biến có ảnh hưởng vào chạy mô hình hồi quy lần thứ hai để tìm ra mô hình tối ưu.

Kết quả phân tích hồi quy lần 2 cho thấy, các nhân tố sở hữu của NĐT nước ngoài, số lượng thành viên HĐQT, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, chủ tịch HĐQT kiêm tổng giám đốc đều có mức ý nghĩa Sig<0,05 (5%). Từ đó, có thể cho rằng, các nhân tố này có ảnh hưởng đến mức độ CBTT và có ý nghĩa trong mô hình hồi quy.

Với hệ số R² điều chỉnh=0,733 nghĩa là các nhân tố này giải thích được 73,3% mức độ CBTT của các DN ngành chăm sóc sức khỏe niêm yết trên TTCK Việt Nam.

Kết quả cho thấy, giá trị Sig của trị F là 0,000 (0%<5%) với các biến dự báo là sở hữu của NĐT nước ngoài, số lượng thành viên HĐQT, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập và chủ tịch HĐQT kiêm tổng giám đốc. Vậy mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và sử dụng được.

Như vậy, mối quan hệ của nhân tố sở hữu của NĐT nước ngoài, số lượng thành viên HĐQT, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập là mối quan hệ thuận chiều, còn nhân tố chủ tịch HĐQT kiêm tổng giám đốc là quan hệ ngược chiều. Mô hình các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ CBTT được biểu diễn như sau:

TDS = 0,124 + 0,394 x Sở hữu của NĐT nước ngoài + 0,42 x Số lượng thành viên HĐQT + 0,447 x Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập – 0,321 x Chủ tịch HĐQT kiêm tổng giám đốc.

– Sở hữu nhà nước: Giả thuyết này không được chấp nhận, hay nói cách khác, mức độ CBTT không phụ thuộc vào sở hữu nhà nước trong các DN trong lĩnh vực chăm sóc sức khỏe. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu trước đây như Yuen & cộng sự (2009); Hiếu & Lan (2015). Sở hữu nước ngoài có mối quan hệ thuận chiều với mức độ CBTT ở các DN ngành chăm sóc sức khỏe được niêm yết.

Nghĩa là DN có tỷ lệ sở hữu nước ngoài cao thì mức độ CBTT tự nguyện của các DN càng lớn. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Barako & cộng sự (2006); Hiếu và Lan (2015); nhưng lại ngược với Kelly Vu (2012).

– Sở hữu nhóm nhà quản lý: Giả thiết này cũng không được chấp nhận, hay nói cách khác mức độ CBTT không phụ thuộc vào sở hữu của nhóm nhà quản lý của DN. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Hiếu & Lan (2015); nhưng ngược với Kelly Vu (2012).

– Quy mô HĐQT: Số lượng thành viên HĐQT có mối quan hệ thuận chiều với mức độ CBTT tự nguyện, hay nói cách khác quy mô HĐQT càng lớn thì mức độ CBTT tự nguyện của DN ngành chăm sóc sức khỏe được niêm yết càng cao. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Akhtaruddin & cộng sự (2009); Rouf (2010); Phạm Thị Bích Vân (2012).

– Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập: Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tương quan dương với mức độ CBTT tự nguyện, hay có thể kết luận các DN hoạt động trong lĩnh vực chăm sóc sức khỏe được niêm yết trên TTCK có tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập cao thì có xu hướng CBTT tự nguyện với mức độ cao.

Kết quả này tương đồng với các nghiên cứu của Eng & Mark (2003); Yuen & cộng sự (2009); Akhtaruddin & cộng sự (2009); Phạm Thị Bích Vân (2012); Kelly Vu (2012). Kết luận này ngược với nghiên cứu của Ho & Wong, (2001); Barako & cộng sự (2006); Hiếu & Lan (2015)…

– Chủ tịch HĐQT kiêm Tổng giám đốc: Kết quả của biến này phù hợp với giả thuyết H6 đưa ra – đó là kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT và tổng giám đốc có mối quan hệ ngược chiều với mức độ CBTT. Kết luận này tương đồng với nghiên cứu của Phạm Thị Bích Vân (2012); nhưng ngược với Yuen & cộng sự (2009); Hiếu & Lan (2015).

Kết luận và gợi ý chính sách

Qua việc nghiên cứu 24 DN ngành chăm sóc sức khỏe hiện đang niêm yết trên TTCK Việt Nam, cho thấy mức độ CBTT tự nguyện của các DN chỉ đạt 35,26% so với mức độ yêu cầu. Đồng thời, đã xem xét 7 nhân tố trong mối quan hệ với mức độ CBTT tự nguyện và kết quả có 4 nhân tố là: Sở hữu nước ngoài; Kích thước HĐQT; Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập và Kiêm nhiệm thực sự ảnh hưởng đến mức độ CBTT tự nguyện của DN trong ngành chăm sóc sức khỏe. Từ những kết quả này, tác giả đã đưa một số gợi ý chính sách nhằm nâng cao mức độ CBTT tự nguyện của các DN chăm sóc sức khỏe ở Việt Nam hiện nay.

Đối với DN niêm yết:

Các DN niêm yết cần tăng cường quản trị DN. Việc quản trị tốt sẽ giúp HĐQT giám sát Ban điều hành tốt hơn trong quản lý DN, giảm thiểu chi phí, góp phần minh bạch hóa thông tin đã cung cấp. Bên cạnh đó, cần xây dựng văn hóa DN.

Điều này xuất phát từ nhận thức và quan điểm của nhà quản trị. Tinh thần minh bạch hóa thông tin cần được quán triệt từ nhà quản lý đến bộ máy hoạt động của DN. Điều này không chỉ giúp cho chất lượng, số lượng thông tin cung cấp tăng lên mà còn hạn chế được hành vi gian lận trong các DN.

Đối với cơ quan quản lý nhà nước:

Khuyến khích các DN niêm yết gia tăng CBTT tự nguyện bằng việc phát động các cuộc bình chọn, giải thưởng cho các DN thực hiện tốt; Tiếp tục mở tỷ lệ sở hữu cho NĐT nước ngoài.

Xây dựng chỉ số minh bạch thông tin với các DN niêm yết. Cùng với đó, tiếp tục hoàn thiện quy trình và phương tiện CBTT tự nguyện.

Tài liệu tham khảo:

1. Lê Thị Trúc Loan (2012), Bàn về mối quan hệ giữa một số nhân tố thuộc đặc điểm DN và mức độ công bố thông tin của các DN niêm yết trên TTCK Việt Nam;

2. Lê Trường Vinh (2008), Các yếu tố ảnh hưởng đến mức độ minh bạch thông tin của DN niêm yết theo cảm nhận của NĐT, Luận văn thạc sĩ kinh tế, Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh;

3. Dulacha G. Barako (2007), Determinants of voluntary disclosure in Kenyan companies annual reports. African Journal of Business management, 1 (5), 113-128;

4. Xiao, J. Z., Yang, H. & Chow, C. W. (2004), The determinants and characteristics of voluntary internet-based disclosure by listed Chinese companies. Journal of Accounting & Public Policy, 23 (3), 191-225.

——————&&&——————

Yếu tố ảnh hưởng đến kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tại ngân hàng thương mại cổ phần

Yếu tố ảnh hưởng đến kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tại ngân hàng thương mại cổ phần

(Tác giả: TRƯƠNG NGUYỄN TƯỜNG VY – Nguồn: http://tapchitaichinh.vn)

Từ khi ban hành (năm 1992) đến nay, Báo cáo về chống gian lận khi lập báo cáo tài chính của Ủy ban thuộc Hội đồng quốc gia Hoa Kỳ (COSO) không chỉ phục vụ cho công tác tài chính, kế toán mà còn mở rộng hỗ trợ hiệu quả cho các doanh nghiệp.
Ảnh minh họa. Nguồn: InternetẢnh minh họa. Nguồn: Internet

Báo cáo của COSO đã giúp doanh nghiệp thiết kế, vận hành và đánh giá hệ thống kiểm soát nội bộ, phát triển thêm các nguyên tắc để phục vụ cho công tác quản trị nhằm giảm rủi ro kinh doanh. Thông qua việc khảo sát, nghiên cứu dữ liệu thứ cấp về kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng của 10 ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam, bài viết đưa ra các khuyến nghị nhằm nâng cao hiệu quả kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tại ngân hàng thương mại cổ phần theo COSO 2013 (bản cập nhật năm 2013).

Cơ sở lý luận về COSO 2013

Từ khi ban hành (năm 1992) đến nay, nội dung của COSO không chỉ phục vụ cho công tác tài chính, kế toán mà còn hỗ trợ hiệu quả cho các doanh nghiệp. Tháng 5/2013, Ủy ban COSO (Ủy ban thuộc Hội đồng Quốc gia Hoa Kỳ về việc chống gian lận trên báo cáo tài chính, được thành lập năm 1985) đã ban hành Báo cáo COSO 2013 – bản cập nhật, sửa đổi bổ sung Báo cáo COSO 1992 (Báo cáo COSO 2013).

Đây là sự thay đổi lớn nhất kể từ lần đầu tiên ban hành vào năm 1992. Mục tiêu của báo cáo COSO 2013 là thiết lập các khuôn mẫu và đưa ra các hướng dẫn về quản trị rủi ro, kiểm soát nội bộ và biện pháp để giảm thiểu gian lận, từ đó giúp cải thiện hiệu quả hoạt động cũng như tăng cường sự giám sát của đơn vị.

Từ năm 1992 đến 2013, COSO đã đưa ra các văn bản hướng dẫn giúp doanh nghiệp thiết kế, vận hành, đánh giá hệ thống kiểm soát nội bộ của mình, phát triển thêm các nguyên tắc để phục vụ cho công tác quản trị nhằm giảm rủi ro kinh doanh và hướng đến quản trị doanh nghiệp theo hướng đa mục tiêu (ThS. Nguyễn Hoàng Phương Thanh, 2017).

Là nghiệp vụ tạo ra lợi nhuận chủ yếu cho ngân hàng, song tín dụng cũng được đánh giá là một trong những nghiệp vụ phức tạp và có độ rủi ro cao. Do đó, muốn tồn tại và phát triển ngoài các biện pháp kỹ thuật nghiệp vụ tín dụng cần phải thiết kế hệ thống kiểm soát nội bộ chặt chẽ hiệu quả đối với hoạt động tín dụng. Hoạt động kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tốt có thể trợ giúp cho các nhà quản lý ngân hàng trong việc ngăn chặn gian lận và sai sót.

Trong điều kiện thị trường tài chính Việt Nam đang hội nhập quốc tế sâu rộng thì việc thiết lập kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng theo COSO – một trong những khuôn mẫu về kiểm soát nội bộ đã được nhiều nước trên thế giới lựa chọn là cần thiết nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động kinh doanh, gia tăng khả năng cạnh tranh của ngân hàng cũng như tạo lập niềm tin cho các nhà đầu tư, người gửi tiền… trong và ngoài nước về các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam là điều cần thiết.

Theo COSO 2013, kiểm soát nội bộ là quá trình chịu sự ảnh hưởng của Hội đồng Quản trị, Ban lãnh đạo và các nhân viên của đơn vị, được thiết lập nhằm cung cấp sự bảo đảm hợp lý cho việc đạt được các mục tiêu liên quan đến hoạt động, báo cáo và tuân thủ.

Theo các điểm mở rộng dựa trên nguyên tắc chung của kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng chính là đảm bảo cho các tổ chức đạt được những mục đích đã đề ra dưới sự đồng thuận thực hiện của toàn bộ nhân viên trong một tổ chức (Lai, 2012).

Trong giai đoạn hiện nay, cần hướng đến sự tối ưu bằng việc thiết lập một hệ thống kiểm soát nội bộ hiệu quả, từ đó các chi phí kinh doanh, chi phí hoạt động có thể theo hướng giảm dần và tăng giá trị doanh nghiệp trước ngành nghề và trước xã hội. Điều này gắn liền với tổng thể chiến lược của doanh nghiệp.

Do đó, theo tác giả, để hoạt động kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tại các ngân hàng thương mại được hiệu quả thì cần xây dựng dựa trên 7 khía cạnh chính mà COSO 2013 đã điều chỉnh và 17 nguyên tắc do COSO công bố, cần ban hành trên phạm vi rộng hơn trong toàn doanh nghiệp.

Hệ thống kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng hoạt được tổ chức hoạt động theo quy định tại Luật các Tổ chức Tín dụng năm 2010 và Thông tư số 44/2011/TT-NHNN ngày 29/12/2011 của Ngân hàng Nhà nước.

Theo đó, hệ thống kiểm soát nội bộ được hiểu là tập hợp các cơ chế, chính sách, quy trình, quy định nội bộ, cơ cấu tổ chức của tổ chức tín dụng, chi nhánh ngân hàng nước ngoài được xây dựng phù hợp với hướng dẫn của Ngân hàng Nhà nước và được tổ chức thực hiện nhằm bảo đảm phòng ngừa, phát hiện, xử lý kịp thời rủi ro và đạt được yêu cầu đề ra.

Mô hình và dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu thứ cấp được thu thập từ Báo cáo tài chính của 10 ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam bao gồm: BIDV, VietinBank, Vietcombank, Techcombank, ACB, VPBank, MBB, Maritime Bank, Sacombank và VIB. Ngoài ra, thông qua bảng câu hỏi, tác giả đã tiến hành khảo sát để tìm hiểu kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng cũng tại 10 ngân hàng này.

Dựa trên cơ sở các nguyên tắc của COSO 2013, bài viết xây dựng mô hình và giả thuyết nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng như sau:

Các giả thuyết nghiên cứu:

H1: Môi trường kiểm soát, đánh giá tác động tích cực đến hiệu quả của kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam.

H2: Đánh giá rủi ro tín dụng tác động tích cực đến hiệu quả của kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam.

H3: Hoạt động kiểm soát tín dụng tác động tích cực đến hiệu quả của kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam.

H4: Thông tin và truyền thông tác động tích cực đến hiệu quả của kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam.

H5: Hoạt động giám sát tín dụng tác động tích cực đến hiệu quả của kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam.

Kết quả nghiên cứu và gợi ý chính sách

Từ Bảng 3 có thể nhận thấy:

Một là, hoạt động giám sát tín dụng: Đây là yếu tố tác động tích cực và mạnh nhất đến 28,1% hiệu quả của việc kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tại các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam và có ý nghĩa thống kê tại mức 1%.

Do đó, để các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam phát huy hơn nữa vai trò của hoạt động giám sát trong việc kiểm soát nội bộ cần đảm bảo tính minh bạch và tăng cường sự giám sát của hội đồng quản trị, ngân hàng cần phải tách bạch giữa chức năng giám sát của hội đồng quản trị, với chức năng điều hành kinh doanh của ban điều hành. Ngoài ra, để hoàn thiện giám sát tín dụng đạt chất lượng, theo tác giả các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam cần thực hiện các giải pháp sau:

– Tăng cường tính chủ động trong việc trao đổi trực tiếp với cấp lãnh đạo về chỉ tiêu tín dụng được giao.

– Xử lý kịp thời các hành vi vi phạm trong hoạt động tín dụng nhằm ngăn chặn kịp thời các rủi ro.

– Nâng cao chất lượng và số lượng bộ phận kiểm toán, kiểm tra, kiểm soát nội bộ.

Hai là, về thông tin và truyền thông: Đây là yếu tố có tác động tích cực và giải thích được 28% hiệu quả của việc kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam và có ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Vì vậy, để nâng cao tính hữu hiệu của kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng, cần đảm bảo mục tiêu hiệu quả hoạt động tín dụng và mục tiêu tuân thủ.

Do đó, theo tác giả, các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam cần hiện đại hóa hệ thống công nghệ thông tin, phát triển hệ thống quản lý nội bộ, nâng cấp hệ thống ngân hàng lõi phù hợp với quy mô, mức độ phức tạp hoạt động và yêu cầu quản trị, điều hành ngân hàng.

Mặt khác, hệ thống dữ liệu thông tin về hoạt động tín dụng cần được cảnh báo kịp thời cho Ban lãnh đạo khi mức độ rủi ro tín dụng tăng gần với các giới hạn, hạn mức tín dụng để có biện pháp xử lý kịp thời, đảm bảo không vượt quá các giới hạn và hạn mức tín dụng. Bên cạnh đó, các ngân hàng cần tạo điều kiện thuận lợi để mỗi thành viên có thể dễ dàng truy cập hệ thống theo phân quyền.

Ba là, về môi trường đánh giá: Đây là yếu tố có tác động tích cực và giải thích được 17,4% hiệu quả của việc kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tại các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam và có ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Thống kê tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam, môi trường kiểm soát là nền tảng cho việc xây dựng các thành phần còn lại của kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng.

Trong đó, môi trường đánh giá là yếu tố quan trọng làm cơ sở cho việc xây dựng hệ thống kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng đầy đủ, hiệu quả; Phối hợp và phân định trách nhiệm của các bộ phận liên quan, giảm thiểu sai sót mang tính đạo đức nghề nghiệp. Do đó, việc nâng cao mức độ tuân thủ các quy chuẩn được thiết lập trong bản quy tắc ứng xử/quy tắc đạo đức và mức độ xử lý các hành vi vi phạm quy chuẩn cần phải được thiết lập.

– Đánh giá rủi ro tín dụng: Đây là yếu tố có tác động tiêu cực đến việc kiểm soát nội bộ của hoạt động tín dụng tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam và có ý nghĩa thống kê tại mức 5%. Qua đó, cho thấy các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam cần phải thiết lập một môi trường kiểm soát và đánh giá rủi ro chặt chẽ hơn nhằm đảm bảo cho hoạt động kiểm soát nội bộ được vững mạnh.

Theo tác giả, các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam cần xây dựng bộ phận/phòng/ban chịu trách nhiệm nghiên cứu, phân tích diễn biến và dự báo các yếu tố có ảnh hưởng đến việc kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng, quản lý rủi ro và duy trì hoạt động của bộ phận này với kênh thông tin đầy đủ nhằm phân tích, đánh giá, nhận diện rủi ro để tham mưu cho hội đồng quản trị và ban điều hành. Từ đó, ngân hàng có thể xây dựng chiến lược, chính sách tín dụng và chiến lược kiểm soát hoạt động kịp thời.

Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy, các yếu tố môi trường kiểm soát và hoạt động kiểm soát tín dụng lại không tác động hoặc tác động không đáng kể đến việc kiểm soát nội bộ của hoạt động tín dụng. Tuy nhiên, để nâng cao hiệu quả kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam thì sự cần thiết phải vận dụng một cách đầy đủ và toàn diện các nguyên tắc của COSO 2013.

Do đó, để hoàn thiện môi trường kiểm soát và kiểm soát tín dụng cần phải quy định rõ ràng công việc của các vị trí trong tổ chức; kiểm soát quá trình xử lý thông tin như kiểm soát hoạt động của trung tâm dữ liệu, kiểm soát phần mềm hệ thống, hệ thống quản trị cơ sở dữ liệu, kiểm soát việc truy cập hệ thống.

Rủi ro tín dụng dù xảy ra dưới hình thức và nguyên nhân nào cũng sẽ ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng ở các mức độ khác nhau. Do đó, các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam cần thiết kế một kiểm soát nội bộ chặt chẽ, hiệu quả đối với hoạt động tín dụng, vì khi hệ thống này hoạt động có hiệu quả sẽ góp phần rất quan trọng trong việc giảm thiểu những tổn thất và rủi ro xảy ra trong ngân hàng và nâng cao hiệu quả quản lý, điều hành trong hoạt động tín dụng.

Do vậy, để hoàn thiện hệ thống kiểm soát nội bộ hoạt động tín dụng tại ngân hàng thương mại cổ phần theo COSO 2013, cần dựa trên 3 tuyến phòng thủ sau:

Thứ nhất, tuyến phòng thủ đầu tiên là lớp trực tiếp giao dịch với khách hàng.

Thứ hai, tuyến phòng thủ thứ hai là khối phê duyệt.

Thứ ba, tuyến phòng thủ thứ ba là hệ thống các phòng ban giám sát sau khi thực hiện giao dịch, giải ngân…

Ngoài ra, cần đánh giá hiệu quả của các chốt kiểm soát trong hệ thống kiếm soát nội bộ. Cụ thể, chỉ ra các chốt kiểm soát trong quy trình được thiết kế và vận hành nhằm ngăn chặn, phát hiện và sửa chữa những sai phạm có thể xảy ra trong quá trình hoạt động, có thể gây ra những ảnh hưởng tới việc đạt mục tiêu của ngân hàng thương mại, bao gồm mục tiêu hoạt động, mục tiêu liên quan đến việc lập và trình bày báo cáo tài chính và mục tiêu tuân thủ.

Tài liệu tham khảo:

1. Phạm Quang Huy Trường (2014), Bàn về COSO 2013 và định hướng vận dụng trong việc giám sát quá trình thực thi chiến lược kinh doanh, Tạp chí Phát triển và Hội nhập số 15/2014;

2. ThS. Nguyễn Hoàng Phương Thanh (2017), Kiểm soát nội bộ theo COSO 2013 và mối quan hệ với hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp, Tạp chí Kế toán và Kiểm toán, số tháng 5/2017;

3. COSO 1992 – Framework Guidance on COSO Website;

4. COSO 2013 Guidance on COSO Website;

5. C. T. Gamage, Kevin Low Lock, AAJ Fernando (2014), “A Proposed Reaserch Framework : Effectiveness of Internal Control System in State.” International Journal of Scientific Research and Innovative Technology 1(5): 25–44.

——————–&&&——————–

Chứng khoán phái sinh lên ngôi

Chứng khoán phái sinh lên ngôi

(Nguồn: https://kinhdoanh.vnexpress.net/)

Lợi nhuận từ hợp đồng phái sinh không phụ thuộc vào một chiều tăng hay giảm, mà đến từ biên độ dao động và việc dự đoán xu hướng.

Trong khi thị trường cơ sở ngày càng đìu hiu khi VN-Index đã giảm mạnh so với mức đỉnh, thì thị trường phái sinh liên tiếp lập kỷ lục về thanh khoản nhờ biến động mạnh của chỉ số và lợi thế giao dịch hai chiều.

Trong 4 phiên gần nhất, khối lượng giao dịch hợp đồng tương lai đều trên 80.000 hợp đồng. Trong đó giá trị giao dịch mỗi phiên theo quy mô danh nghĩa đều đạt trên 8.000 tỷ đồng, hơn gấp đôi thanh khoản thị trường cơ sở và là mức cao nhất từ trước đến nay. Ở chiều ngược lại, đã gần hết tháng 5 nhưng thanh khoản của sàn HoSE đến nay mới đạt hơn 62.000 tỷ đồng, bằng 57% so với tháng 4 và chưa tới một nửa so với trước đó 3 tháng.

Thanh khoản của thị trường phái sinh liên tục tăng mạnh.

Thanh khoản của thị trường phái sinh liên tục tăng mạnh.

Thị trường phái sinh bắt đầu hoạt động từ tháng 8/2017 với sản phẩm duy nhất hiện tại là hợp đồng tương lai chỉ số VN30-Index, cùng sự tham gia của 8 công ty chứng khoán.

So với thị trường chứng khoán cơ sở, hàng hóa trên thị trường phái sinh không phụ thuộc vào tổ chức phát hành, mà phản ánh kỳ vọng của nhà đầu tư với sự vận động của thị trường trong tương lai, cụ thể là chỉ số VN30-Index. Nói cách khác, nhà đầu tư sẽ mở vị thế mua (long) khi đánh giá chỉ số VN30 sẽ tăng trong tương lai, hoặc mở vị thế bán (short) nếu kỳ vọng chỉ số này đi xuống.

Tuy nhiên, sự hấp dẫn của phái sinh ngoài yếu tố trên, còn nằm ở tỷ lệ đòn bẩy rất cao và cơ chế hạch toán lãi lỗ ngay trong phiên.

Nhà đầu tư ban đầu chỉ cần ký quỹ 10% giá trị để có thể giao dịch. Đơn cử như giá trị mỗi hợp đồng hiện tại tính theo chỉ số VN30 là 93,6 triệu đồng thì chỉ cần duy trì số dư tài khoản 9,36 triệu để mua một hợp đồng. Ngay trong phiên giao dịch, nhà đầu tư có thể mở và đóng vị thế, đồng thời ghi nhận ngay lợi nhuận. Trong khi với thị trường cơ sở hiện tại, thời gian giao dịch vẫn là T+3.

Trong bối cảnh thị trường cơ sở rơi vào xu hướng giảm và biến động mạnh trong phiên, chứng khoán phái sinh đang trở thành kênh đầu tư hấp dẫn, nhờ phát huy lợi thế giao dịch hai chiều để tạo thêm cơ hội. Nói cách khác, dù chỉ số giảm hay tăng, nhà đầu tư đều có thể kiếm lời nếu dự báo đúng xu hướng. Mức lợi nhuận càng lớn nếu biến động càng nhanh.

Chứng khoán phái sinh đang trở thành kênh đầu tư được yêu thích, vượt qua thị trường cơ sở.

Chứng khoán phái sinh đang trở thành kênh đầu tư được yêu thích, vượt qua thị trường cơ sở.

Kể từ đầu năm, thị trường cơ sở đã trải qua hai đợt giảm mạnh vào tháng 2 và tháng 4, đây cũng là những giai đoạn chứng khoán phái sinh lên ngôi với thanh khoản tăng đột biến.

Trong đợt giảm tháng 4, giá trị giao dịch của thị trường phái sinh đã tăng gấp 3 lần từ mức bình quân hơn 2.000 tỷ hồi đầu tháng lên mức 6.000 tỷ đồng, đạt đỉnh với giá trị 7.100 tỷ trong phiên ngày 3/5. Đến cuối tháng 5, thanh khoản của thị trường phái sinh thậm chí lên hơn 8.400 tỷ đồng, gấp hơn 2 lần thị trường cơ sở, với khối lượng hợp đồng giao dịch tăng vọt.

Tuy nhiên, sức hấp dẫn của thị trường phái sinh giai đoạn này không nằm ở vai trò phòng vệ rủi ro, mà là kênh đầu tư ngắn hạn thay thế thị trường cơ sở. Điều này thể hiện ở thực tế khối lượng giao dịch tăng mạnh, nhưng khối lượng hợp đồng mở không tăng và duy trì tỷ lệ thấp. Đa phần các hợp đồng tương lai được đóng vị thế ngay trong phiên.

Biến động giá hợp đồng VN30F1806 - hợp đồng tương lai chỉ số VN30 chốt ngày 18/6, trong phiên giao dịch 25/5.

Biến động giá hợp đồng VN30F1806 – hợp đồng tương lai chỉ số VN30 chốt ngày 18/6, trong phiên giao dịch 25/5.

Với tỷ lệ đòn bẩy cao hơn rất nhiều thị trường chứng khoán (1:5 so với 1:1) và diễn biến chỉ số gần đây biến động mạnh trong phiên, kênh đầu tư này được đánh giá còn “khốc liệt”gấp nhiều lần thị trường cơ sở.

Như phiên giao dịch ngày 24/5, sau 14h chiều, giá trị hợp đồng tương lai VN30 giao tháng 6 có nhịp biến động mạnh. Hợp đồng VN30F1806 sau khi đạt đỉnh hơn 972 điểm đã rơi về dưới 950 chỉ trong hơn 10 phút. Nếu nhà đầu tư mở vị thế bán (short) ở khoảng 971 – 972 và đóng vị thế tại 949 – 951, mức lợi nhuận trong 10 phút giao dịch có thể đạt gần 15%.

Tuy nhiên, lợi nhuận luôn đi kèm với rủi ro. Chỉ cần đoán sai xu hướng và mở vị thế không đúng, khoản lỗ sẽ khuếch đại tương ứng với tỷ lệ đòn bẩy. Cũng sau 14h chiều ngày 24/5, nếu nhà đầu tư dự đoán đáy trong khoảng 958 – 960 và mở vị thế mua (long), khi giá trị hợp đồng VN30F1806 về dưới 950 điểm và cắt lỗ, “bay” 10% chỉ trong 10 phút cũng không phải khó xảy ra.

Hoặc như phiên giao dịch ngày 25/5, tính riêng nhịp rơi cuối phiên trong khoảng 30 phút với biên độ gần 30 điểm, nhà đầu tư có thể lãi gần 30% nếu phán đoán đúng, nhưng cũng có thể mất tương đương nếu dự báo sai xu hướng.

Minh Sơn

—————–&&&——————

Nghiên cứu các yếu tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp bất động sản

Nghiên cứu các yếu tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp bất động sản

(Tác giả: Phạm Thị Vân Trinh – Nguồn: http://tapchitaichinh.vn)

Khảo sát hiện nay cho thấy, ở Việt Nam rất ít công trình nghiên cứu chuyên sâu về vấn đề cấu trúc kỳ hạn nợ đối với doanh nghiệp thuộc nhóm ngành bất động sản. Bài viết nghiên cứu vấn đề này bằng việc xác định các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc kỳ hạn nợ của 47 công ty kinh doanh bất động sản niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh trong giai đoạn từ năm 2010 đến 2016 bằng việc sử dụng phương pháp Sys-GMM hai bước trên dữ liệu bảng.

Tổng quan lý thuyết về cấu trúc kỳ hạn nợ

Lý thuyết cân bằng

Theo quan điểm của lý thuyết cân bằng, việc lựa chọn kỳ hạn nợ tối ưu thì doanh nghiệp phải xem xét đến sự cân bằng giữa lợi ích từ lá chắn thuế và chi phí phát hành, chi phí phá sản, chi phí trả nợ vay ngắn hạn do đi vay với lãi suất cao hơn nợ dài dạn để tái đầu tư. Bên cạnh đó, các doanh nghiệp sẽ lựa chọn nợ ngắn hạn thay vì nợ dài hạn do các doanh nghiệp này bị đánh giá tình hình sức khỏe tài chính dựa trên thông tin bất cân xứng (Brick & Ravid, 1985; Brick & Ravid, 1991)

Lý thuyết chi phí đại diện

Chi phí đại diện của vốn chủ sở hữu phát sinh do bất cân xứng thông tin giữa người quản lý công ty và chủ sở hữu doanh nghiệp, giữa các cổ đông và người điều hành công ty, giữa cổ đông lớn và cổ đông thiểu số. Theo lý thuyết chi phí đại diện, các doanh nghiệp lựa chọn kỳ hạn nợ nhằm giảm thiểu chi phí đại diện. Vấn đề đại diện của vốn chủ sở hữu xảy ra hai trường hợp làm cho chi phí đại diện ngày càng tăng do “đầu tư dưới mức” hoặc “đầu tư quá mức”.

Barnea & ctg (1980) cho rằng, doanh nghiệp lựa chọn sử dụng kỳ hạn nợ ngắn hạn hay kỳ hạn nợ dài hạn cho các dự án đầu tư, nếu sử dụng kỳ hạn nợ hợp lý sẽ giảm thiểu xung đột và mâu thuẫn giữa cổ đông và trái chủ.  Terra (2011) cho rằng, các công ty có quy mô nhỏ thường gia tăng sử dụng nợ ngắn hạn cho các khoản đầu tư vì vậy các doanh nghiệp này phải gánh chịu chi phí đại diện cao hơn do đầu tư dưới mức, do đó làm gia tăng mâu thuẫn giữa người quản lý và cổ đông.

Lý thuyết tín hiệu

Cấu trúc kỳ hạn nợ được xem là công cụ để giải quyết mâu thuẫn đại diện, các doanh nghiệp phải đưa ra tín hiệu về tình hình tài chính hiện tại nhằm đảm bảo khả năng trả nợ. Những tín hiệu từ thông tin bất cân xứng hàm ý các doanh nghiệp lựa chọn kỳ hạn nợ như là việc phát tín hiệu cho thị trường và người quản lý luôn có thông tin tốt hơn so với các nhà đầu tư bên ngoài về tình hình sức khỏe tài chính của doanh nghiệp (Diamond, 1991; Flannery, 1986; Stohs và Mauer, 1996).

Lý thuyết về thuế

Thuế có mối quan hệ trong việc lựa chọn giữa nợ ngắn hạn và nợ dài hạn, các doanh nghiệp cấu trúc kỳ hạn nợ tối ưu là sự đánh đổi giữa lợi ích từ lá chắn thuế cho các khoản nợ của doanh nghiệp và những bất lợi từ chi phí đại diện. Cấu trúc kỳ hạn của lãi suất giảm thì các công ty sẽ quyết định lựa chọn nợ dài hạn (Brick và Ravid, 1985; Brick và Ravid, 1991; Stephan và cộng sự, 2011).

Phương pháp nghiên cứu

Dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu nghiên cứu là dữ liệu dạng bảng (Data Panel) với các chỉ số tài chính của 47 doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên sở chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) từ 2010 – 2016, tương ứng với 329 quan sát. Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ các báo cáo tài chính có kiểm toán được niêm yết tại trang web ww.vietstock.vn.

Các biến và mô hình nghiên cứu

Trong nghiên cứu này sử dụng mô hình kỳ hạn nợ của Stephan & ctg (2011) để tìm các nhân tố ảnh hưởng cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp kinh doanh bất động sản niêm yết trên sàn chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh.

Các biến đưa vào mô hình gồm: cấu trúc kỳ hạn nợ (DM) là biến phụ thuộc, các biến độc lập gồm: đòn bẩy tài chính (LEV), quy mô doanh nghiệp (SIZE), cơ cấu tài sản (TAN), kỳ hạn tài sản (AM), cơ hội tăng trưởng (GRO), Tính thanh khoản (LIQ), thuế thu nhập doanh nghiệp (TAX), khả năng sinh lời (PROF).

Mô hình nghiên cứu:

DMi,t = β0 + β1LEVit + β2SIZEit + β3TANit + β4AMit + β5GROit + β6LIQit

+β7TAXit + β8PROFit + αi + ui,t      (1)

Trong đó:

– DMi,t là biến phụ thuộc đại diện cho cấu trúc kỳ hạn nợ;

– LEVi,t là biến đòn bẩy tài chính, đo lường tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản của doanh nghiệp thứ i tại thời điểm t;

– SIZEi,t là biến quy mô doanh nghiệp, đo lường bằng các lấy logarit giá trị tổng tài sản theo sổ sách kế toán của doanh nghiệp thứ i tại thời điểm t;

– TANi,t là biến cơ cấu tài sản, đo lường tỷ số tài sản cố định ròng trên tổng tài sản của doanh nghiệp tứ i tại thời điểm t;

– AMi,t là biến kỳ hạn tài sản, đo lường tỷ số tài sản cố định ròng trên giá trị khấu hao của doanh nghiệp tứ i tại thời điểm t;

– GROi,t là biến cơ hội tăng trưởng, đo lường tỷ lệ phần trăm tăng trưởng doanh thu trên phần trăm tăng trưởng tổng tài của doanh nghiệp tứ i tại thời điểm t;

– LIQi,t là biến tính thanh khoản, đo lường tỷ số tài sản ngắn hạn trên nợ phản trả ngắn hạn của doanh nghiệp tứ i tại thời điểm t;

– TAXi,t là biến thuế thu nhập doanh nghiệp, đo lường tỷ số của tổng số tiền thuế phải nộp chia cho tổng thu nhập chịu thuế của doanh nghiệp tứ i tại thời điểm t;

– PROFi,t là biến khả năng sinh lời, đo lường bằng cách lấy logarit của độ lệch chuẩn thay đổi thu nhập giữ lại trên tổng tài sản của doanh nghiệp tứ i tại thời điểm t;

– αi là tác động riêng lẻ của doanh nghiệp thứ i; ui,t là sai số; i là số doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu; t là số năm nghiên cứu.

Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu sẽ thực hiện hồi quy mô hình (1) theo mô hình Pooled OLS, mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) và mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM), sau đó dùng kiểm định Hausman để đánh giá mô hình FEM và REM là phù hợp.

Nghiên cứu sử dụng các kiểm định để phát hiện các khuyết tật trong mô hình FEM hay REM thông qua kiểm định Wooldright để phát hiện tự tương quan và kiểm định Breusch – Pagan phát hiện phương sai thay đổi. Cuối cùng, sử dụng phương pháp Sys-GM để khắc phục hiện tượng tự tương quan, phương sai thay đổi và hiện tượng nội sinh trong việc lựa chọn mô hình FEM và REM.

Kết quả nghiên cứu

Bảng 1 cho thấy, hệ số tương quan của biến cấu trúc kỳ hạn nợ có tương quan thấp với các biến. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến (VIF) giữa các biến độc lập trong mô hình đều có giá trị nhỏ hơn 10, như vậy không có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến.

Kết quả hồi quy các yếu tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ của 47 doanh nghiệp kinh doanh bất động sản tại TP. Hồ Chí Minh được trình bày trong Bảng 2 với các phương pháp ước lượng Pooled OLS, FEM, REM và sys-GMM hai bước.

Kết quả thực hiện ước lượng bằng phương pháp Sys-GMM hai bước cho thấy, mô hình có ý nghĩa thống kê, các kết quả kiểm định phương sai thay đổi, tự tương quan đều được khắc phục, giá trị p-value của AR2 = 0,463>0,05. Kiểm định Sargan cho thấy mô hình Sys-GMM hai bước phù hợp thể hiện giá trị p-value = 0,314> 0,05.

Như vậy, kết quả nghiên cứu thực nghiệm cấu trúc kỳ hạn nợ của 47 doanh nghiệp kinh doanh bất động sản niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh bằng phương pháp Sys-GMM cho thấy, quy mô doanh nghiệp, cơ cấu tài sản hữu hình, cơ hội tăng trưởng, biến động lợi nhuận, thuế thu nhập doanh nghiệp có tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp. Riêng biến kỳ hạn tài sản có quan hệ nghịch chiều với cấu trúc kỳ hạn nợ và không không có ý nghĩa thống kê.

Tài liệu tham khảo

1. Barclay, M.J., & Smith. C. W. (1995). The maturity structure of corporate debt. The Journal of Finance, 50(2), 609-631;

2. Barnea, A, Haugen, R.A., Senbet, L.W., (1980). A rationale for debt maturity structure and call provisions in the agency theoretic framework. Journal of Finance 35, 1223-1234;

3. Brick, I.E., & Ravid, S.A. (1985). On the Relevance of Debt Maturity Structure. Journal of Finance, Vol. 40, No. 5, 1423-1437;

4. Brick, I.E., & Ravid, S.A. (1991). Interest Rate Uncertainty and the Optimal Debt Maturity Structure.  Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol. 26, No. 1, 63-81;

5. Flannery, M.J., (1986). Asymmetric information and risky debt maturity choice. Journal of Finance, 41, 19-37;

6. Myers, S.C., (1977). Determinants of corporate borrowing. Journal of Financial Economics 5, 146-176;

7. Stephan, A., O. Talavera, and A. Tsapin (2011). Corporate Debt Maturity Choice in Emerging Financial Markets. Quarterly Review of Economics and Finance, 51, 141-151;

8. Terra, P.R.S. (2011). Determinants of corporate debt maturity in Latin America. European Business Review, 23(1), 45-70

———————-&&&———————

Các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận doanh nghiệp niêm yết trên HOSE

Các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận doanh nghiệp niêm yết trên HOSE

(Tác giả: NGUYỄN HOÀNG ANH, NGUYỄN THỊ TÚ – Nguồn: http://tapchitaichinh.vn)

Thông qua việc đánh giá các yếu tố tác động đến chất lượng thu nhập các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh (HOSE) giai đoạn từ 2012-2016, nghiên cứu chỉ ra rằng các doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng cao, thanh khoản cao, quy mô nhỏ hay có tỷ lệ sở hữu nước ngoài cao sẽ có chất lượng thu nhập cao, trong khi các doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao hay có tỷ lệ đầu tư tài sản lớn sẽ có chất lượng thu nhập thấp. Bài viết đưa ra các khuyến nghị nhằm cải thiện và gia tăng chất lượng thu nhập các doanh nghiệp.
Ảnh minh họa. Nguồn: InternetẢnh minh họa. Nguồn: Internet

Lợi nhuận trong hoạt động của doanh nghiệp

Lợi nhuận là kết quả của quá trình hoạt động sản xuất kinh doanh, phản ánh hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp (DN) và là chỉ tiêu nhận được nhiều sự quan tâm của những người sử dụng thông tin tài chính như nhà quản trị, nhà đầu tư (NĐT), các chủ nợ… Tuy nhiên, nếu chỉ xem xét đến khía cạnh số lượng của lợi nhuận là chưa đầy đủ mà cần phải quan tâm đến chất lượng của khoản lợi nhuận đó.

Nghĩa là cần phải xem xét lợi nhuận được công ty công bố có tính bền vững, ổn định và xuất phát từ hoạt động kinh doanh của công ty, hay đó chỉ là những con số được làm đẹp bởi những thủ thuật kế toán.

Ở Việt Nam, lý do thúc đẩy hành động điều chỉnh lợi nhuận là tối thiểu hóa chi phí thuế thu nhập DN, tạo hình ảnh tốt công ty để thu hút đầu tư từ bên ngoài… Do đó, khi có cơ hội các nhà quản trị sẽ thực hiện hành động điều chỉnh lợi nhuận theo ý muốn chủ quan của họ.

Hành động này sẽ phần nào làm cho các đối tượng sử dụng thông tin đánh giá sai lệch kết quả hoạt động kinh doanh của DN và từ đó đưa ra quyết định sai lầm. Do vậy, việc nghiên cứu chất lượng lợi nhuận và các yếu tố tác động nhằm có biện pháp nhận dạng DN nào có chất lượng thu nhập tốt, yếu tố nào tác động tích cực, tiêu cực để có quyết định trong quản trị hay đầu tư là rất cần thiết trong bối cảnh hiện nay.

Tổng quan và mô hình nghiên cứu

Khi nghiên cứu về tác động của cấu trúc nợ đến chất lượng thu nhập của DN, Dương Nguyễn Thanh Tâm (2013) nhận thấy có sự tác động của cấu trúc nợ đến chất lượng thu nhập của DN. Lê Quang Minh (2013) khi xem xét đến chất lượng thu nhập của các DN niêm yết ở Việt Nam giai đoạn 2007-2012 cho rằng, có đủ căn cứ để tin rằng, thành phần tiền có tính chất bền vững hơn thành phần dồn tích.

Phạm Thị Bích Vân (2013) đã chỉ ra các cách khác nhau để đo lường sự trung thực của các chỉ tiêu lợi nhuận, nhờ đó các nhà quản trị DN có thể đưa ra những quyết định về mặt kinh tế một cách phù hợp.

Về cơ cấu cổ đông và thu nhập, nghiên cứu của Lee và cộng sự (2007) nhận thấy, phương pháp quản trị thu nhập giảm trong các công ty có tỷ lệ các thành viên độc lập của Hội đồng quản trị cao hơn.

Yo Han An và Tony Naughton (2006) nghiên cứu về ảnh hưởng của sở hữu gia đình đến giá trị DN và chất lượng thu nhập của các công ty niêm yết trên Sở Giao dịch Hàn Quốc trong giai đoạn khủng hoảng từ 2000 – 2005. Kết quả chỉ ra rằng, sở hữu gia đình có thể làm giảm hoặc làm trầm trọng thêm vấn đề đại diện. Những đặc điểm riêng biệt của sở hữu gia đình có thể ảnh hưởng đến giá trị công ty và chất lượng thu nhập…

Haghighat và Homayoun (2004) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa dồn tích và thu nhập cho kết luận rằng, có một mối quan hệ có ý nghĩa về mặt thống kê tích cực giữa chất lượng của dồn tích và các yếu tố sau: Quy mô của các công ty, thu nhập, dòng tiền từ hoạt động kinh doanh và bán hàng.

Francis và cộng sự (2002) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa chất lượng thu nhập, chi phí nợ và chi phí vốn chủ sở hữu. Họ tìm thấy một mối quan hệ nghịch đảo giữa chất lượng thu nhập và chi phí, khi mà các công ty có chất lượng thu nhập thấp có tỷ lệ nợ và chi phí cho cổ phiếu phổ thông cao.

Dựa vào lý thuyết và tổng hợp các nghiên cứu trước, mô hình nghiên cứu được đề xuất như sau:

EQ it = α + β1Family it+ β2Foreign it + β3 Sizeit + β4Lev it + β5 D/Eit + β6GROWTH it + β7PPE it + β8 LIQD it +  ε

Trong đó:

EQ1 đo bằng tỷ lệ giữa dòng tiền từ hoạt động kinh doanh và lợi nhuận sau thuế (Penman, 2001). Dòng tiền hoạt động (OCF) là một chỉ số đo lường mức lợi nhuận của một công ty tốt hơn thu nhập vì một công ty có thể cung cấp số liệu dương về thu nhập trên các báo cáo tài chính nhưng có thể vẫn không có khả năng trả nợ.

Nếu công ty thông báo số liệu về thu nhập đạt mức cao kỷ lục nhưng lại có nguồn tiền âm, điều đó chứng tỏ công ty này đang gặp vấn đề với dòng tiền và công ty này đã sử dụng các thủ thuật kế toán nhằm đánh bóng hình ảnh của công ty. Tỷ số này càng nhỏ thì độ trung thực của lợi nhuận càng cao.

EQ1 = OCF/ EAT = (EBIT + Khấu Hao – Thuế)/ Lợi nhuận sau thuế

Trong đó: EQ1: Chất lượng thu nhập; OCF: Dòng tiền từ hoạt động kinh doanh; EAT: Lợi nhuận sau thuế.

Biến độc lập:

– Tỷ lệ sở hữu gia đình (Family): Tỷ lệ này được tính bằng cách lấy số cổ phiếu do các thành viên gia đình nắm giữ chia cho tổng số cổ phiếu đang lưu hành của công ty. Theo quan điểm của lý thuyết đại diện, chủ sở hữu gia đình có một động lực giám sát mạnh mẽ để giữ của cải vì họ là những NĐT dài hạn. Sự giám sát chặt chẽ này giúp cho giảm bớt hành vi cơ hội của nhà quản lý, giảm quản lý thu nhập.

– Sở hữu nước ngoài: Là tỷ lệ nắm giữ cổ phần của tất cả các cổ đông nước ngoài tính đến cuối năm và được tính bằng tổng số cổ phần do cổ đông nước ngoài nắm giữ chia cho tổng số cổ phần đang lưu hành. Theo lý thuyết tín hiệu, công ty có quyền sở hữu vốn của nước ngoài càng cao thì chất lượng thu nhập càng thấp vì công ty có xu hướng điều chỉnh giảm lợi nhuận để có thể đóng thuế thấp hơn.

– Quy mô DN (Size): Quy mô DN được thể hiện là logarit của Tổng tài sản. Việc sử dụng biến này để kiểm tra liệu chất lượng thu nhập có bị ảnh hưởng bởi quy mô DN không.

– Đòn bẩy tài chính (LEV): Nhân tố này được đo lường bằng cách lấy tổng nợ phải trả chia cho tổng tài sản của DN. Ngoài ra, đòn bẩy tài chính được đo lường thêm bằng chỉ tiêu D/E, được tính bằng cách lấy nợ dài hạn có trả lãi chia cho vốn chủ sở hữu. Hệ số này càng lớn thì các nhà quản lý càng có động cơ điều chỉnh thu nhập của công ty phù hợp với những quy ước trong hợp đồng vay.

– Tăng trưởng (GRW): Là tỷ lệ tăng trưởng doanh thu của công ty, được tính bằng tỷ lệ phần trăm thay đổi hàng năm doanh thu. Các công ty tăng trưởng cao thường được coi là những công ty có rủi ro và có khả năng thổi phồng lợi nhuận. Do vậy, tăng trưởng có khả năng sẽ làm giảm chất lượng thu nhập.

– Tỷ lệ đầu tư tài sản vốn (PPE): Được tính bằng giá trị còn lại của tài sản cố định hữu hình là nhà máy và máy móc thiết bị của công ty chia cho doanh thu. Các DN có tỷ lệ PPE cao có thể dễ dàng theo dõi hơn bởi các NĐT bên ngoài hơn các DN có tỷ lệ đầu tư tài sản vô hình cao. Điều này khuyến khích nhà quản lý điều chỉnh lợi nhuận phù hợp với yêu cầu của NĐT.

– Tỷ lệ thanh khoản (LIQD): Được đo bằng tổng tài sản ngắn hạn của công ty chia cho tổng nợ hiện tại. Các nghiên cứu của Cerf (1961), Singhvi và Desai (1971), Hossain (2001), Belkaoui và kahl (1978) cho thấy, khả năng thanh toán càng cao, DN càng tích cực công bố thông tin để chứng minh tình trạng hoạt động tốt của DN mình, nên chất lượng thu nhập càng cao

Dữ liệu phục vụ trong nghiên cứu này bao gồm các DN được niêm yết trong giai đoạn từ 2012 đến 2016 trên. Do có sự khác biệt trong cách hạch toán doanh thu, chi phí, để thống nhất cách đánh giá và phân tích tác giả chỉ chọn các DN phi tài chính làm mẫu nghiên cứu. DN tài chính hay phi tài chính được phân loại theo chuẩn GICS (Do Ủy ban Chứng khoán Nhà nước áp dụng).

Kết quả nghiên cứu

Kết quả hồi quy theo các phân vị cho thấy:

– Biến sở hữu nước ngoài có tác động (-) đến chất lượng thu nhập, kết quả này ổn định qua các phương pháp và qua các phân vị khác nhau. Điều này cho thấy, tỷ lệ sở hữu nước ngoài tăng lên làm EQ1 giảm, nghĩa là tăng chất lượng thu nhập.

– Biến sở hữu gia đình với chất lượng thu nhập có mối tương quan âm qua các phương pháp trong trường hợp không dùng hồi quy phân vị, tuy nhiên kết quả hồi quy qua các phân vị khác nhau thì có sự khác nhau và đổi chiều. Kết quả cho thấy, chỉ ở các nhóm phân vị trên 75% thì sở hữu gia đình mới có tương quan âm, nghĩa là sở hữu gia đình cao thì chất lượng thu nhập được cải thiện đáng kể.

– Biến quy mô đổi từ dấu (+) sang dấu (-) ở các phân vị từ 60% trở lên cho thấy, sở hữu với chất lượng thu nhập có quan hệ nghịch, nghĩa là quy mô càng cao thì chất lượng thu nhập càng được cải thiện. Kết quả này trái với kết quả nghiên cứu của Xie et al., (2003), Ayemere (2015), Case et al., (2015).

– Biến đòn bẩy tài chính chỉ có quan hệ (-) với chất lượng thu nhập ở ngưỡng phân vị 10%, trong khi ở các phân vị khác đều có mối tương quan (+) và có xu hướng tăng dần. Kết quả này khẳng định, khi đòn bẩy tài chính tăng sẽ làm giảm chất lượng thu nhập.

– Biến thanh khoản có tương quan (-) ở hầu hết các phân vị và ổn định dấu ở hầu hết các phương pháp. Kết quả này cho thấy, thanh khoản tốt làm tăng chất lượng thu nhập. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Cerf (1961), Singhvi và Desai (1971), Hossain (2001), Belkaoui và kahl (1978).

Ở các mức phân vị về chất lượng thu nhập cao thì có mối tương quan (-) với tăng trưởng. Ngoại trừ ở mức phân vị 10%. Kết quả này hàm ý giữa tăng trưởng với chất lượng thu nhập có quan hệ thuận, các DN có chất lượng thu nhập cao ở các DN có tăng trưởng cao.

Kết luận và khuyến nghị

Sở hữu gia đình ở mức thấp (<10%) hay ở mức cao (>80%) giúp cải thiện chất lượng thu nhập trong phân tích định tính và định lượng. Như vậy, trong quản trị DN lưu ý việc sở hữu gia đình trong hai ngưỡng như vậy sẽ có lợi hơn trong quản trị nhất là về chất lượng thu nhập. Lâu nay, các NĐT cho rằng, công ty gia đình sẽ có những quyết sách mang tính gia đình trị, người ngoài khó can thiệp. Tuy nhiên, thông qua nghiên cứu này cho thấy, sở hữu gia đình chưa hẳn là xấu, chí ít là về quản trị nâng cao chất lượng thu nhập.

Hiện nay, mặc dù đã có quy định về mở “room” cho NĐT nước ngoài nhưng vẫn còn một số rào cản nhất định, nhất là rào cản hạn chế về ngành nghề kinh doanh có điều kiện vì trong giấy phép kinh doanh của các DN thường đăng ký rất nhiều ngành nghề kinh doanh.

DN có sử dụng đòn bẩy tài chính cao dễ dẫn đến việc điều chỉnh hay quản trị lợi nhuận, đánh bóng các báo cáo tài chính để làm gia tăng khả năng vay mượn nợ và thường có chất lượng thu nhập thấp. Do vậy, nếu đánh giá về chất lượng thu nhập để xem xét đầu tư, NĐT có thể ưu tiên vào các DN có đòn bẩy tài chính thấp hơn.

Kết quả cũng khẳng định, các DN có thanh khoản và tăng trưởng cao thường có chất lượng thu nhập tốt hơn. Như vậy, trong đánh giá, phân tích đầu tư, cần ưu tiên chọn các mã cổ phiếu có thanh khoản tốt và tăng trưởng cao.

Việc tăng tỷ lệ đầu tư cao có thể giúp gia tăng dòng tiền trong tương lai, tuy nhiên phát sinh rủi ro cũng như để tăng đầu tư, các DN cũng có xu hướng làm đẹp báo cáo và do đó dễ dẫn đến chất lượng thu nhập không tốt. Các DN cũng không nên đầu tư quá nhiều làm gia tăng rủi ro và giảm thanh khoản, giảm chất lượng thu nhập.

Tài liệu tham khảo

1. Đặng Ngọc Hùng (2015), “Nghiên cứu xu hướng quản trị lợi nhuận do thay đổi thuế suất thuế thu nhập DN của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”, Tạp chí Kinh tế & Phát triển, số 219, tr.46-54;

2. Phạm Thị Bích Vân (2014), “Các hình thức quản trị lợi nhuận của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”, Tạp chí Kế toán và Kiểm toán, số 1+2/2014, tr. 57-60;

3. Gregory D Lyimo (2014), “Assessing The measures of quality of earnings: Evidence From India”, European Journal of Accounting Auditing and Finance Research, Vol.2, No.6, pp.17-28;

4. Liu, Jo-Lan, and Ching-Chieh Tsai (2015), “Board Member Characteristics and Ownership Structure Impacts on Real Earnings Management”, Accounting and Finance Research, 4(4);

5. Patricia Dechow a, WeiliGe b, CatherineSchrand (2010), “Understanding earnings quality: A review of the proxies, their determinants and their consequences”, Journal of Accounting and Economics, 50, pp 344-401

——————–&&&——————–

Đánh giá chiến lược trung bình động trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Đánh giá chiến lược trung bình động trên thị trường chứng khoán Việt Nam

(Nguồn: https://www.vietquanttrader.com)

Có một cuộc tranh luận ngầm đang diễn ra giữa một bên cho rằng chỉ báo kĩ thuật đã thật sự không còn hiệu quả, và bên còn lại; tất nhiên đang ăn nên làm ra với nó. Tìm những chứng cứ cho cuộc tranh luận đó là điều không khó, mà chúng thật sự được nhóm họp bởi các tên tuổi và thực nghiệm đầy nổi trội như Michael Harris với www.priceactionlab.comKris Longmorevới https://robotwealth.com/about/Johann Christian Lotter với http://www.financial-hacker.com/ và http://zorro-trader.com/. Dĩ nhiên còn nhiều tên tuổi khác đồng quan điểm trên với trường phái price action như Nial Fuller với http://www.learntotradethemarket.comAl Brooks với https://brookstradingcourse.com/. Đương nhiên phải có lý mới có lẽ cho cuộc tranh luận đó, mà có thể được tóm gọn bởi thành ngữ “quá nhanh quá nguy hiểm”, với hàm ý liên quan đến cơ sở hạ tầng giao dịch quá tân tiến mà ai cũng biết. Bạn có thể bị thuyết phục bởi quan điểm đó bởi cái lý của nó, nhưng có chắc rằng cái lẽ đó, mà bạn đang tin, có phải là sự thật. Cách tốt nhất là, chúng ta sẽ tự kiểm tra chiến lược của mình để không bị lung lay niềm tin.

1) Tìm nguồn cung dữ liệu

Đối với chứng khoán Việt Nam, chúng ta có thể tải ở các địa chỉ ,http://www.bvsc.com.vn/DownloadMSData.aspxhttp://www.cophieu68.vn/export.phphttp://www.vietwayedu.com/downloadshttp://s.cafef.vn/du-lieu/download.chn#datahttps://www.vndirect.com.vn/portal/thong-ke-thi-truong-chung-khoan/lich-su gia.shtml hoặc các nguồn phải trả phí như ở https://www.stockbiz.vn/http://stoxvn.stox.vn. Bạn có thể tìm ở nhiều nguồn khác, tuy nhiên chúng tôi sẽ cung cấp cho các bạn dữ liệu miễn phí mà các bạn có thể tải về từ DỮ LIỆU. Sau khi download về, các bạn giải nén vào thư mục mà từ nay về sau trong bài viết này và tất cả sản phẩm của chúng tôi, chúng ta sẽ đặt với đường dẫn là F:\Data\ để tiện trình bày.

2) Xử lý dữ liệu bằng R và Rstudio

Để bắt đầu thực hành, các bạn phải cài đặt R và Rstudio (xem https://www.vietquanttrader.com/vi/cai-dat-r-va-rstudio/). Chúng ta quay trở lại với dữ liệu sau khi đã download, bạn giải nén vào thư mục F:\Data\ được file Alldata.txt. Bây giờ chúng ta sẽ xử lý dữ liệu file Alldata.txt, từ Rstudio ở khung console nhập

1
dataAll<-read.csv("F:/Data/Alldata.txt",header = TRUE, stringsAsFactors = FALSE)

Tiếp theo chúng ta sẽ hiển thị 6 dòng đầu để xem tổng quát cách bố trí dữ liệu bằng lệnh

1
head(dataAll)

Chúng ta thu được kết quả sau

Nhấp vào để phóng to ảnh

Chúng ta thực hiện đổi tên các cột dữ liệu cho dễ phân tích các bước tiếp theo

1
colnames(dataAll) = c("Tickers", "Date", "Open", "High", "Low", "Close","Volume")

Bây giờ ta thực hiện một loạt các lệnh để lấy dữ liệu mã chứng khoán SSI và chuyển về định dạng xts, thông qua đoạn code sau

1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
library(quantmod)
data<-dataAll
data<- subset(data, data$Tickers == "SSI")
data<- data[,-1]
names(data)<- c("Date", "Open", "High", "Low", "Close","Volume")
data$Date<- as.Date(as.character(data$Date),"%d/%m/%Y")
data<-data[!duplicated(data$Date),]
data<-zoo(data[,-1],data$Date)
data<- as.xts(data)
data<-na.omit(data)
data[c(1:4),]

Chúng ta đã gọi package quantmod thông qua lệnh library(quantmod), để chúng ta chuyển đổi dữ liệu về dạng xts. Dòng cuối của đoạn code trên chúng ta hiển thị 4 dòng đầu dữ liệu, và output của nó như hình sau

Nhấp vào để phóng to ảnh

Với mục đích phân tích chiến lược trung bình động, chúng ta đã xử lý dữ liệu xong và sau đây sẽ đến phần phân tích.

3) Phân tích sơ bộ chiến lược

Chúng ta sử dụng chỉ báo elastic volume weighted moving average (eVWMA) để thực hiện phân tích. Quay trở lại cửa sổ console, nhấn ctrl + l để xóa các dòng code, và thực hiện đoạn code sau:

1
2
3
4
require(TTR)
Fast<-EVWMA(Cl(data),Vo(data),n=6)
Slow<-EVWMA(Cl(data),Vo(data),n=9)
BinVec<-ifelse(Fast>=Slow,1,0)

Dòng cuối đoạn code để mô hình chiến lược giả định của chúng ta là, nếu Fast >= Slow thì chúng ta mua vào hoặc tiếp tục nắm giữ. Ngược lại, chúng ta bán ra hoặc đứng ngoài thị trường. Thay vì sử dụng lệnh head như lúc trước để xem dữ liệu, chúng ta đưa chuột nhấp vào BinVec ở khung Environment thì dữ liệu BinVec sẽ xuất ra ở khung nằm trên khung console như hình sau:

Nhấp vào để phóng to ảnh

Chúng ta thấy có những giá trị không xác định (NA) trong dữ liệu của BinVec, đó là do có những giá trị không xác định trong Fast và Slow. Lẽ đương nhiên, chúng ta sẽ đứng ngoài thị trường tương ứng với giá trị không xác định đó; nói cách khác chúng ta gán cho chúng giá trị 0. Bây giờ chúng ta sẽ làm điều đó và tính lợi nhuận theo ngày mà ta đặt tên là Gain.

1
2
3
4
5
6
SignalTomorrow = as.numeric(tail(BinVec,1))
BinVec[is.na(BinVec)]=0
BinVec<-Lag(BinVec,1)
dataRet<- diff(Cl(data))/Lag(Cl(data),1)
Gain<-dataRet*BinVec
Gain[is.na(Gain)]=0

Ở đoạn code trên chúng ta thực sử dụng hàm Lag để mô hình cho việc: cuối ngày hôm nay ta mới có thông tin dữ liệu rồi tính ra được dấu hiệu cho ngày mai (SignalTomorrow).

4) Xem xét kết quả thực thi

Để xem xét kết quả thực thi, chúng ta phải đưa ra những tiêu chuẩn cho điều đó. Ở đây, chúng tôi lấy một số tiêu chuẩn như lợi nhuận tích lũy, lợi nhuận hàng năm, độ biến động lợi nhuận, và sharpe ratio.

1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
library(PerformanceAnalytics)
getMat = matrix(c("Cumulative Return",Return.cumulative(Gain),
                   "Annual Return",Return.annualized(Gain),
                   "Annualized Sharpe Ratio",SharpeRatio.annualized(Gain),
                   "Win %",sum(Gain>0)/sum(Gain!=0),
                   "Annualized Volatility",sd.annualized(Gain, scale=252),
                   "Position Tomorow",SignalTomorrow),
                    ncol = 2,byrow = TRUE)
colnames(getMat) = c("Performance", "Value")
getMat

Chúng ta sẽ thu được kết quả như hình sau:

Nhấn vào để phóng to ảnh

Từ kết quả trên chúng ta thấy nếu theo chiến lược đó, thì lợi nhuận tích lũy gấp 13.0771 vốn ban đầu bỏ ra, lợi nhuận hàng năm là khoảng 28.8%, độ biến động lợi nhuận hàng năm là khoảng 27.18%, và sharpe ratio hàng năm là khoảng 1.06.

5) Cải thiện sự đánh giá 

Vấn đề đặt ra là liệu chi phí giao dịch và thuế có giết chết phần thưởng xứng đáng cho nỗ lực của bạn, hay thậm chí tệ hơn, bạn không biết mình là tên khờ khạo dễ bị phỉnh gạt vì mơ hồ về điều đó. Nói cho dễ hiểu, giả sử bạn có chiến lược đem lại lợi nhuận tích lũy gấp 7 lần vốn bỏ ra nhưng chi phí giao dịch và thuế lên tới 11 lần vốn. Mặt khác, nó là điều rất phiền khi bạn xem xét những mã cổ phiếu khác mà bạn sẽ phải chạy code lại từ đầu trong R. Vì vậy, chúng tôi cung cấp sản phẩm Backtesting for moving average để các bạn chỉ cần nhập thông tin vào và chạy ra kết quả. Kết quả có hỗ trợ tính ra chi phí giao dịch, thuế, số lần giao dịch, vị thế cho ngày tiếp theo, hiển thị dữ liệu, đồ thị, và các tiêu chuẩn đánh giá chiến lược…. Ngoài giao diện dễ sử dụng, các bạn sẽ sở hữu full source code của sản phẩm, để các bạn dễ dàng trở thành một quant. Các bạn lưu ý rằng, sản phẩm ở VietQuantTrader chỉ duy nhất có tại VietQuantTrader và VietQuantTrader là nơi đầu tiên trên thế giới tiên phong trong sản phẩm loại này.

—————–&&&—————-

Quan hệ giữa tín dụng thương mại và tín dụng ngân hàng: Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam

Quan hệ giữa tín dụng thương mại và tín dụng ngân hàng: Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam

(Tác giả: HẠM QUỐC VIỆT, NGUYỄN HỮU DUY – Nguồn: http://tapchitaichinh.vn/)

Bài viết tiến hành xem xét sự tồn tại của quan hệ bổ sung, quan hệ thay thế giữa tín dụng thương mại và tín dụng ngân hàng của các doanh nghiệp Việt Nam. Trên mẫu dữ liệu của 490 công ty niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 2009-2016, nhóm tác giả đã tìm thấy sự tồn tại của mối quan hệ bổ sung và quan hệ thay thế giữa hai biến nghiên cứu và sự khác biệt của hành vi sử dụng tín dụng thương mại của các doanh nghiệp Việt Nam trong và sau khủng hoảng tài chính toàn cầu (2007 – 2008).
Ảnh minh họa. Nguồn: internet.Ảnh minh họa. Nguồn: internet.

Tín dụng thương mại (TDTM) và tín dụng ngân hàng (TDNH) là một trong những chủ đề quan trọng trong quản trị tài chính doanh nghiệp (DN). Nó đã thu hút sự quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu lý luận và thực tiễn trong nhiều lĩnh vực ở các quốc gia trên thế giới. Sau giai đoạn khủng hoảng tài chính toàn cầu, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (NHNN) tiến hành thực hiện chính sách tiền tệ chặt chẽ và thận trọng, đồng thời với tỷ lệ nợ xấu tăng cao dẫn đến các ngân hàng hạn chế cho vay, làm cho việc tiếp cận vốn từ kênh TDNH của các DN trở nên khó khăn.

Để tồn tại và phát triển, các DN phải tìm kiếm nguồn vốn từ các kênh khác và mở rộng sang TDTM, nhóm tác giả tiến hành kiểm định trên mẫu dữ liệu các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2009 – 2016 nhằm trả lời cho câu hỏi nghiên cứu: Tồn tại quan hệ bổ sung hay quan hệ thay thế giữa TDTM và TDNH trong giai đoạn khủng hoảng và sau khủng hoảng tài chính tại Việt Nam?

Tổng quan lý luận nghiên cứu

TDTM là “loại tín dụng dưới hình thức các nhà kinh doanh ứng vốn cho nhau hoặc vay lẫn nhau, bằng cách bán chịu hàng hoá hay thông qua lưu thông kỳ phiếu, nhờ đó làm thông suốt và thúc đẩy lưu thông tư bản” (Từ điển Bách khoa Viêt Nam, tập 4, trang 414).

TDNH là việc ngân hàng “thỏa thuận để tổ chức, cá nhân sử dụng một khoản tiền hoặc cam kết cho phép sử dụng một khoản tiền theo nguyên tắc có hoàn trả bằng nghiệp vụ cho vay, chiết khấu, cho thuê tài chính, bao thanh toán, bảo lãnh ngân hàng và các nghiệp vụ cấp tín dụng khác” (Luật Các tổ chức tín dụng số 47/2010/QH12).

Theo Danielson và Scott (2004), vai trò của TDTM trong cấu trúc vốn của một công ty tùy thuộc vào khả năng hoàn trả nợ của nó. Nếu công ty có thể trả nợ đúng hạn, TDTM là nguồn thay thế cho TDNH; tuy nhiên, khi công ty gặp khó khăn về dòng tiền và không thể tiếp cận TDNH bổ sung, TDTM trở thành nguồn thay thế cho TDNH, mặc dù có chi phí cao. Như vậy, mối quan hệ thay thế giữa TDTM và TDNH kỳ vọng tương quan âm giữa khoản phải trả và vay ngân hàng; còn quan hệ bổ sung giữa TDTM và TDNH kỳ vọng tương quan dương giữa khoản phải thu/TDTM ròng (chênh lệch giữa khoản phải thu và khoản phải trả) và vay ngân hàng.

Lợi thế của TDTM so với TDNH thể hiện ở: (i) Giảm bất cân xứng thông tin giữa người mua và người bán với vai trò đảm bảo chất lượng sản phẩm (Smith, 1987); (ii) Là một bộ phận của chính sách định giá nhằm gia tăng doanh thu và giữ khách hàng (Pike và ctg, 2005); (iii) Giảm thiểu chi phí giao dịch (Ferris, 1981). Tuy nhiên, để hiện thực hóa lợi thế này, các DN phải quản trị tốt chi phí tài trợ và rủi ro đối tác.

ảnh 1Nhiều bằng chứng thực nghiệm trên thế giới đã ủng hộ cho cả quan hệ bổ sung, quan hệ thay thế hoặc cả hai tại các nền kinh tế khác nhau.

Demirgüç-Kunt và Maksimovic (2001) nghiên cứu mẫu DN tại 40 quốc gia trong giai đoạn 1989-1996 và tìm thấy mối quan hệ bổ sung giữa TDTM và TDNH. Love và ctg (2007) xem xét ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính tác động đến mối quan hệ giữa TDTM và TDNH trên dữ liệu mẫu khảo sát, bao gồm 890 công ty tại 6 nền kinh tế mới nổi và cung cấp bằng chứng về mối quan hệ thay thế giữa TDTM và TDNH tại các công ty lớn trong khủng hoảng.

Lin và Chou (2015) dựa trên mẫu số liệu của 1.213 công ty Trung Quốc đã tiến hành kiểm tra ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính đối với mối quan hệ giữa TDTM và TDNH. Kết quả cho thấy, có một sự bổ sung và thay thế giữa TDTM và TDNH trong giai đoạn khủng hoảng tài chính.

Đến nay, tại Việt Nam, chủ đề này rất ít được nghiên cứu, theo hiểu biết chủ quan của các tác giả. Chẳng hạn, Bùi Tuấn Anh và Lê Khương Ninh (năm 2015) xem xét các tác động của TDNH và TDTM đến hiệu quả hoạt động của 118 DN nông nghiệp niêm yết trên hai sở giao dịch chứng khoán ở Việt Nam trong giai đoạn 2008-2013.

Trần Ái Kết (2007) cũng xem xét các yếu tố ảnh hưởng tới TDTM của các trang trại nuôi trồng thuỷ hải sản ở tỉnh Trà Vinh với cơ sở dữ liệu bao gồm 310 trang trại nuôi tôm nước lợ tại Trà Vinh vào tháng 5/2005… Tuy nhiên, chưa có nghiên cứu nào về mối quan hệ giữa TDTM và TDNH tại Việt Nam trong và sau giai đoạn khủng hoảng tài chính toàn cầu.

Kế thừa các nghiên cứu trước, đặc biệt là nghiên cứu của Lin và Chou (2015), nhóm tác giả tiến hành kiểm định giả thuyết về sự tồn tại đồng thời của quan hệ bổ sung và quan hệ thay thế giữa TDTM và TDNH tại Việt Nam và nhận thấy sự thay đổi về TDTM trong giai đoạn khủng hoảng.

Phương pháp nghiên cứu

Kế thừa Love và ctg (2007), nhóm tác giả đề xuất 3 mô hình hồi quy:

TRECTOSit= α0 + β1CFWit + β2GROWTHit + β3 EXCHRGRt + β4 CASHTAit + β5 BKLOANit + β6 CRISISt + ε

TPAYTOCit = α0 + β1CFWit + β2 GROWTHit + β3 EXCHRGRt + β4 CASHTAit + β5 BKLOANit + β6 CRISISt + ε

NTCSit = α0 + β1CFWit + β2 GROWTHit + β3 EXCHRGRt + β4 CASHTAit + β5 BKLOANit + β6 CRISISt + ε

Trong đó:

Biến phụ thuộc:

TRECTOSit: Tỷ lệ khoản phải thu trên doanh thu thuần của công ty i tại năm t;

TPAYTOCit: Tỷ lệ khoản phải trả trên giá vốn hàng bán của công ty i tại năm t;

NTCSit: Tỷ lệ TDTM ròng (khoản phải thu- khoản phải trả) trên doanh thu thuần của công ty i tại năm t.

Biến độc lập:

BKLOANit: Tỷ lệ nợ vay ngắn hạn trên tổng tài sản công ty i tại năm t.

Các biến kiểm soát:

CFWit: Dòng tiền hoạt động trên tổng tài sản công ty i tại năm t, tính bằng tỷ lệ thu nhập trước lãi vay, thuế và khấu hao trên tổng tài sản;

GROWTHit: Tốc độ tăng trưởng của doanh thu công ty i tại năm t;

EXCHRGRt: Biến động tỷ giá danh nghĩa USD/VND tại năm t so với năm t-1;

CASHTAit: Tỷ lệ tiền mặt trên tổng tài sản công ty i tại năm t;

CRISISt: Là một biến giả biểu thị trong giai đoạn khủng hoảng của năm t. Căn cứ vào tỷ lệ tăng trưởng GDP và lạm phát của Việt Nam trong giai đoạn 2009-2016, nhóm tác giả xác định giai đoạn khủng hoảng ở Việt Nam là 2009-2011, do tỷ lệ lạm phát trong giai đoạn này biến động rất lớn, trong khi tỷ lệ tăng trưởng GDP thấp hơn mức bình quân. Vì vậy, CRISIS nhận giá trị 1 trong các năm 2009-2011 và bằng 0 ở các năm 2012-2016.

Mẫu dữ liệu thu thập từ báo cáo tài chính của 490 công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2009 đến năm 2016. Phương pháp xử lý dữ liệu được sử dụng là hồi quy dữ liệu bảng thông qua Pooled OLS, FEM và REM; lựa chọn mô hình phù hợp; kiểm định các vi phạm giả định hồi quy (đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai sai số thay đổi) và khắc phục bằng FGLS.

Thảo luận kết quả nghiên cứu

Khi phân tích ma trận hệ số tương quan, hầu hết hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình tương đối nhỏ, thấp hơn 0,8 nên mô hình không có tương quan lớn giữa các biến độc lập và các biển kiểm soát. Tuy nhiên, hệ số tương quan giữa biến EXCHRGR và CRISIS là 0,8993 rất cao.

Để khắc phục hiện tượng đa cộng tuyến và phục vụ cho việc kiểm định giả thuyết về TDTM trong giai đoạn khủng hoảng, các tác giả quyết định giữ lại biến CRISIS; còn biến EXCHRGR sẽ dùng để kiểm tra tính vững của mô hình.

ảnh 2Kết quả Bảng 2 cho thấy, tồn tại tương quan âm có ý nghĩa thống kê (mức ý nghĩa 1%) giữa khoản phải trả (TPAYTOC) và TDNH (BKLOAN), cung cấp bằng chứng về sự tồn tại của quan hệ thay thế giữa TDTM và TDNH của các DN trong giai đoạn nghiên cứu. Kết quả này xác nhận giả thuyết nghiên cứu, đồng thời phù hợp với các kết quả trước đó của Love và ctg (2007) và Lin và Chou (2015). Đối với các nước có nền tài chính chưa phát triển, phụ thuộc nhiều vào TDNH như Việt Nam, việc tiếp cận TDTM để sử dụng nguồn tài chính từ các nhà cung ứng, bán hàng là kênh ưu tiên, vì thế các công ty sẵn sàng tìm kiếm nguồn tài chính từ TDTM khi bị từ chối cho vay.

Giữa TDNH (BKLOAN) và TDTM ròng (NCTS) tồn tại tương quan dương với mức ý nghĩa 1%, chứng tỏ khi các công ty tăng nợ vay ngân hàng, số tiền cung ứng tín dụng ròng của các công ty cho khách hàng sẽ gia tăng, ngụ ý tồn tại mối quan hệ bổ sung giữa TDTM và TDNH. Kết quả này cũng ủng hộ giả thuyết nghiên cứu của các tác giả và tương tự như kết quả nghiên cứu của Demirgüç-Kunt và Maksimovic (2001), Lin và Chou (2015).

Ngoài ra, biến khủng hoảng tài chính có tác động tiêu cực lên tỷ lệ khoản phải thu với mức ý nghĩa 1% nhưng không có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với khoản phải trả và TDTM ròng. Kết quả này cho thấy, trong giai đoạn 2009-2011, Việt Nam bị ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính thế giới, các công ty sẽ giảm cung ứng TDTM cho khách hàng của họ, điều này đúng với giả thuyết nghiên cứu cho rằng có sự khác nhau của TDTM ở giai đoạn trong và sau khủng hoảng.

Một số kết quả nghiên cứu khác liên quan đến các biến kiểm soát bao gồm: (i) Dòng tiền hoạt động và tỷ lệ tiền mặt có tương quan âm có ý nghĩa với khoản phải thu và khoản phải trả, nhưng lại có tương quan dương có ý nghĩa thống kê với tỷ lệ TDTM ròng; (ii) Tốc độ tăng trưởng doanh thu có tương quan âm có ý nghĩa với khoản phải thu và khoản phải trả, nhưng không có tương quan có ý nghĩa thống kê với tỷ lệ TDTM ròng. Các kết quả nghiên cứu này được giải thích bằng mối quan hệ đánh đổi giữa TDTM và thanh khoản của DN, và chỉ có những DN có năng lực thanh khoản tốt mới có thể cung ứng TDTM ròng.

Bên cạnh đó, chính sách TDTM có mối quan hệ mật thiết với chu kỳ tăng trưởng của DN, những DN đang trong giai đoạn tăng trưởng không quan tâm nhiều đến chính sách TDTM bằng các DN trong giai đoạn bão hòa.

Nhằm kiểm tra tính vững của mô hình, các tác giả thay thế biến CRISIS trong mô hình hồi quy bằng biến EXCHRGR. Kết quả hồi quy được trình bày cụ thể tại Bảng 3.

Kết quả Bảng 3 không có sự khác biệt về dấu và ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy so với Bảng 2. Điều này cho thấy, chính sách điều tiết vĩ mô của Việt Nam trong giai đoạn khủng hoảng tài chính toàn cầu tác động đến hoạt động tín dụng của các DN chủ yếu thông qua chính sách điều hành tỷ giá. Tuy vậy, việc điều chỉnh tăng tỷ giá USD so với VND làm gia tăng rủi ro tỷ giá, dẫn đến việc các DN phải thắt chặt TDTM thông qua việc cắt giảm các khoản phải thu.

Kết luận

Từ dữ liệu của 490 DN phi tài chính niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2009-2016, nhóm tác giả đã tìm thấy sự tồn tại đồng thời của mối quan hệ bổ sung và thay thế giữa TDTM và TDNH và dấu hiệu của thắt chặt khoản phải thu trong giai đoạn khủng hoảng.

Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy, TDTM tại các DN Việt Nam còn chịu ảnh hưởng của nhiều yếu tố tài chính như tỷ lệ dòng tiền hoạt động, tỷ lệ tiền mặt – năng lực thanh khoản của DN và tốc độ tăng trưởng doanh thu trong hoạt động kinh doanh.

Kết quả nghiên cứu này dẫn đến gợi ý chính sách đối với DN phải cân nhắc giữa lợi ích đạt được trong cung ứng TDTM với các chi phí kiệt quệ tài chính có thể xảy ra do mất cân đối dòng tiền, thiếu hụt tiền mặt và thiếu hụt nguồn tài trợ từ các ngân hàng.

Về phía cơ quan quản lý nhà nước, kết quả nghiên cứu này cung cấp bằng chứng về sự tồn tại đồng thời của TDTM và TDNH với quan hệ bổ sung và thay thế cho nhau. Vì vậy, nếu xảy ra sự cố hoặc khủng hoảng TDTM sẽ đe dọa sự phát triển ổn định của TDNH. Nhóm tác giả đề xuất các cơ quan chức năng sớm rà soát và đánh giá việc vận hành của Luật các công cụ chuyển nhượng năm 2005, mối quan hệ với Luật các Tổ chức tín dụng, để tạo lập hành lang pháp lý vững chắc cho hoạt động tín dụng thương mại tại Việt Nam.

Tài liệu tham khảo:

1. Bùi Tuấn Anh, Lê Khương Ninh (2015), Tín dụng ngân hàng, tín dụng thương mại và hiệu quả hoạt động của các DN ở Việt Nam, Tạp chí Công nghệ Ngân hàng, số 115, tháng 10/2014, tr 42-45;

2. Trần Ái Kết (2007), Phân tích các yếu tố ảnh hưởng tới tín dụng thương mại của các trang trại nuôi trồng thuỷ hải sản ở tỉnh Trà Vinh, Tạp chí Phát triển kinh tế, số 199, tr 16-19;

3. Danielson, M. G., & Scott, J. A. (2004), Bank loan availability and trade credit demand. Financial Review, 39(4), 579-600;

4. Demirgüç-Kunt, A., & Maksimovic, V. (2001). Firms as financial intermediaries: Evidence from trade credit data (Vol. 2696). World Bank, Development Research Group, Finance;

5. Ferris, J. S. (1981). A transactions theory of trade credit use. The Quarterly Journal of Economics, 96(2), 243-270;

6. Lin, T. T., & Chou, J. H. (2015). Trade credit and bank loan: Evidence from Chinese firms. International Review of Economics & Finance, 36, 17-29;

7. Love, I., Preve, L. A., & Sarria-Allende, V. (2007). Trade credit and bank credit: Evidence from recent financial crises. Journal of Financial Economics, 83(2), 453-469;

8. Pike, R., Cheng, N. S., Cravens, K., & Lamminmaki, D. (2005). Trade credit terms: asymmetric information and price discrimination evidence from three continents. Journal of Business Finance & Accounting, 32(5‐6), 1197-1236;

9. Smith, J. K. (1987). Trade credit and informational asymmetry. The journal of finance, 42(4), 863-872.

—————-&&&—————-