Tác động của hiệu suất doanh nghiệp đến quyết định hủy niêm yết: Nghiên cứu các công ty bị hủy niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam

TÓM TẮT:

Nghiên cứu phân tích tác động của hiệu suất doanh nghiệp đến quyết định hủy niêm yết trên TTCK Việt Nam giai đoạn 2010 - 2024, với mẫu gồm 310 doanh nghiệp trên 3 sàn HOSE, HNX và UPCOM. Sử dụng mô hình Hồi quy Logistic Firth để khắc phục hiện tượng phân tách gần hoàn hảo và mất cân đối mẫu, nghiên cứu xem xét biến phụ thuộc là khả năng hủy niêm yết (DEL), các biến độc lập gồm: FCF, TOBIN'Q, SR, ROA, ROE, cùng các biến kiểm soát SIZE, AGE, OS và LABOR. Kết quả cho thấy FCF tác động cùng chiều với khả năng hủy niêm yết, trong khi ROA và SR có tác động ngược chiều. Đặc biệt, biến tương tác FCF × TOBIN'Q cho thấy khi TOBIN'Q cao, tác động dương của FCF lên khả năng hủy niêm yết bị suy giảm đáng kể, chứng tỏ vai trò điều tiết của giá trị doanh nghiệp. Phát hiện này cung cấp bằng chứng về sự tồn tại của 2 cơ chế hủy niêm yết tại Việt Nam sàng lọc tài chính và chiến lược quản trị - ủng hộ lý thuyết chi phí đại diện và lý thuyết tín hiệu, đồng thời mang ý nghĩa thực tiễn cho nhà quản trị và cơ quan quản lý trong nhận diện sớm rủi ro hủy niêm yết.

Từ khóa: hủy niêm yết, dòng tiền tự do, giá trị doanh nghiệp, lợi suất cổ phiếu, hồi quy logistic Firth.

1. Đặt vấn đề

Thị trường chứng khoán Việt Nam đã phát triển mạnh mẽ trong những năm gần đây, song hiện tượng hủy niêm yết cũng ngày càng phổ biến, ảnh hưởng trực tiếp đến quyền lợi nhà đầu tư và sự phát triển bền vững của thị trường vốn (Martinez & Serve, 2016). Dòng tiền tự do (FCF) phản ánh nguồn vốn sẵn có sau khi đáp ứng nhu cầu đầu tư và chi phí hoạt động. FCF thấp làm tăng rủi ro hủy niêm yết do khó khăn tài chính, trong khi FCF dồi dào nhưng sử dụng không hợp lý có thể dẫn đến đầu tư kém hiệu quả, gây suy giảm giá trị doanh nghiệp. Tác động của FCF đến khả năng hủy niêm yết còn chịu ảnh hưởng bởi giá trị doanh nghiệp (TOBIN'Q) thước đo mức định giá thị trường so với giá trị sổ sách (Bessler và cộng sự, 2022), và lợi suất cổ phiếu (SR) phản ánh niềm tin nhà đầu tư trước hiệu quả hoạt động (Kashefi Pour và cộng sự, 2013). Các nghiên cứu trong nước còn hạn chế, chủ yếu tập trung vào chỉ tiêu tài chính cơ bản mà chưa xem xét đầy đủ vai trò của FCF, giá trị thị trường và hiệu ứng tương tác giữa chúng. Đặc biệt, chưa có nghiên cứu nào tại Việt Nam chứng minh hiện tượng hủy niêm yết chiến lược khi doanh nghiệp hoạt động tốt vẫn chủ động hủy niêm yết. Nghiên cứu này nhằm lấp đầy khoảng trống tri thức đó.

Do đó, nghiên cứu nhằm: (1) xác định và đo lường tác động của hiệu suất doanh nghiệp bao gồm FCF, TOBIN'Q, SR, ROA, ROE đến quyết định hủy niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam; (2) kiểm định vai trò điều tiết của giá trị doanh nghiệp và hiệu suất thị trường trong mối quan hệ giữa FCF và khả năng hủy niêm yết; và (3) đề xuất hàm ý quản trị và chính sách nhằm giúp nhà quản lý, nhà đầu tư nhận diện sớm rủi ro hủy niêm yết thông qua việc theo dõi các chỉ tiêu tài chính.

2. Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu

2.1. Cơ sở lý thuyết nền

Nghiên cứu được xây dựng trên 4 nền tảng lý thuyết chính:

(i) Chi phí đại diện (Jensen & Meckling, 1976) FCF dồi dào nhưng thiếu cơ hội đầu tư tạo động cơ hủy niêm yết để thoát giám sát thị trường; (ii) Tín hiệu (Spence, 1973) hủy niêm yết phản ánh niềm tin nhà quản trị thì giá trị nội tại cao hơn giá thị trường; (iii) Thông tin bất cân xứng (Akerlof, 1970) khi hiệu suất giảm, chi phí công bố tăng cao khiến hủy niêm yết trở thành giải pháp giảm áp lực minh bạch; (iv) Vòng đời doanh nghiệp (Dickinson, 2011) hủy niêm yết là giai đoạn tự nhiên khi chi phí duy trì niêm yết vượt lợi ích.

2.2. Tổng quan nghiên cứu và khe hở nghiên cứu

Các nghiên cứu quốc tế đã tiếp cận hủy niêm yết từ nhiều khía cạnh: Magni và cộng sự (2021) phát hiện FCF tác động tích cực đến khả năng hủy niêm yết với TOBIN'Q và SR đóng vai trò điều tiết; Bessler và cộng sự (2022) cho thấy, doanh nghiệp quy mô nhỏ, hiệu quả kém có xác suất rời sàn cao hơn; Kashefi Pour và cộng sự (2013) chỉ ra thanh khoản và quy mô là yếu tố quyết định; Azevedo và cộng sự (2024) nhấn mạnh động cơ đại diện; Zhang và cộng sự (2012) phát hiện áp lực quy định "ST" tại Trung Quốc vừa cải thiện quản trị vừa gia tăng quản trị lợi nhuận. Tại Việt Nam, Phùng Anh Thư, Nguyễn Vĩnh Khương (2017) cho thấy chỉ số Z-score giảm dẫn đến nguy cơ hủy niêm yết; Nguyễn Vĩnh Khương, Đinh Thị Thu Thảo (2016) chứng minh đòn bẩy cao làm giảm hiệu quả hoạt động; Kiều Thị Thu Hiền (2020) phát hiện tăng trưởng vốn chủ sở hữu giúp giảm nguy cơ hủy niêm yết. Tuy nhiên, 3 khe hở nghiên cứu được nhận diện: (i) các nghiên cứu trong nước chưa xem xét vai trò của FCF, TOBIN'Q, SR và biến tương tác; (ii) chưa có bằng chứng về hiện tượng hủy niêm yết chiến lược tại Việt Nam; (iii) khoảng thời gian nghiên cứu thường ngắn. Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu 15 năm (2010 - 2024) với 310 doanh nghiệp và các biến tương tác nhằm lấp đầy các khoảng trống đó.

2.3. Giả thuyết nghiên cứu

Dựa trên cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu, 4 giả thuyết được đề xuất:

H1: FCF tác động cùng chiều với khả năng hủy niêm yết khi FCF dồi dào, nhà quản lý có động cơ rút khỏi sàn để kiểm soát dòng tiền linh hoạt hơn (Magni và cộng sự, 2021; Fama & Jensen, 1983).

H2: Biến tương tác FCF × TOBIN'Q tác động ngược chiều khi TOBIN'Q cao, tác động dương của FCF bị suy giảm, phản ánh vai trò điều tiết của giá trị doanh nghiệp (Magni và cộng sự, 2021; Bessler và cộng sự, 2022).

H3: ROA tác động ngược chiều doanh nghiệp hoạt động hiệu quả có rủi ro hủy niêm yết thấp hơn (Bessler và cộng sự, 2022; Zhang và cộng sự, 2012).

H4: SR tác động ngược chiều lợi suất cổ phiếu giảm kéo dài phản ánh niềm tin suy yếu của nhà đầu tư, thúc đẩy hủy niêm yết (Kashefi Pour và cộng sự, 2013).

3. Phương pháp nghiên cứu

3.1. Dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu được thu thập từ báo cáo tài chính hợp nhất đã kiểm toán của 310 doanh nghiệp niêm yết trên 3 sàn HOSE, HNX và UPCOM giai đoạn 2010 - 2024, thu được 135 quan sát hợp lệ sau khi loại bỏ các quan sát thiếu dữ liệu hoặc có giá trị ngoại lai nghiêm trọng. Nguồn dữ liệu từ các cổng thông tin tài chính uy tín CafeF và Vietstock. Mẫu bao gồm cả doanh nghiệp bị hủy niêm yết (DEL = 1) và nhóm đối chứng còn niêm yết (DEL = 0).

3.2. Mô hình nghiên cứu

Biến phụ thuộc DEL là biến nhị phân: nhận giá trị 1 nếu doanh nghiệp bị hủy niêm yết khỏi sàn chứng khoán (bao gồm cả bắt buộc và tự nguyện) và 0 nếu doanh nghiệp vẫn đang niêm yết. Trong 4 phương trình hồi quy logistic được xây dựng, khác nhau ở biến tương tác nhằm kiểm định vai trò điều tiết của các chỉ tiêu hiệu suất. Trong đó, mô hình (3) với biến tương tác là mô hình chính, được đánh giá cao nhất về độ mạnh thống kê và tính nhất quán lý thuyết.

Bảng 1: Tóm tắt cách đo lường các biến

STT	Biến	Ký hiệu	Cách đo lường	Kỳ vọng dấu
1	Hủy niêm yết	DEL	1: hủy niêm yết; 0: còn niêm yết	—
2	Dòng tiền tự do	FCF		(+)
3	Giá trị doanh nghiệp	TOBIN'Q		(±)
4	Lợi suất cổ phiếu	SR		(−)
5	Tỷ suất sinh lời trên TTS	ROA		(−)
6	Tỷ suất sinh lời trên VCSH	ROE		(−)
7	Hệ số nợ trên tổng tài sản	DA		(+)
8	Cơ cấu sở hữu	OS		(+)
9	Tuổi niêm yết	AGE	Năm quan sát - Năm niêm yết	(−)
10	Quy mô doanh nghiệp	SIZE		(−)
11	Quy mô lao động	LABOR		(−)

3.3. Phương pháp ước lượng

Mô hình logistic theo phương pháp MLE không hội tụ do 3 đặc điểm dữ liệu: (i) mẫu nhỏ (135 quan sát) với biến phụ thuộc mất cân đối; (ii) biến giải thích có biên độ dao động lớn và nhiều giá trị ngoại lai; (iii) hiện tượng quasi-separation khiến hệ số ước lượng tiến về vô cực. Do đó, nghiên cứu sử dụng hồi quy logistic Firth bổ sung điều khoản phạt dựa trên thông tin Fisher vào hàm hợp lý, giúp ước lượng hội tụ hữu hạn và ổn định, phù hợp với mẫu nhỏ và mất cân đối. Các kiểm định bổ sung gồm: VIF (đa cộng tuyến), kiểm định Wald (ý nghĩa tổng thể) và Likelihood Ratio Test (so sánh mô hình). Bên cạnh đó, mức độ phù hợp của mô hình được đánh giá thông qua chỉ số McFadden’s Pseudo R² nhằm đo lường goodness-of-fit của mô hình.

4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận

4.1. Thống kê mô tả

Mẫu 135 quan sát cho thấy sự phân hóa lớn giữa các doanh nghiệp. FCF trung bình 7,28 với độ lệch chuẩn rất cao, phản ánh mức độ phân tán mạnh về năng lực tạo dòng tiền. ROA trung bình âm (-0,023) cho thấy một bộ phận doanh nghiệp hoạt động không hiệu quả, với mức thua lỗ nghiêm trọng nhất -169,33. ROE biến động cực lớn (từ -707,02 đến 434,63), phản ánh rủi ro tài chính cao. TOBIN'Q trung bình 1,43 nhưng độ lệch chuẩn 3,53, cho thấy khác biệt đáng kể trong định giá thị trường. SR dao động từ -1 đến 2,17, phản ánh các pha biến động mạnh. Quy mô lao động trung bình 358,83, tối đa 3.629, cho thấy phân hóa rõ rệt về quy mô nhân sự.

4.2. Kiểm định đa cộng tuyến

Kết quả VIF của cả 4 mô hình đều thấp hơn đáng kể so với ngưỡng 10 (VIF tối đa ≈ 5,618 ở mô hình 3), xác nhận không có đa cộng tuyến nghiêm trọng, đảm bảo tính tin cậy của các ước lượng hệ số.

4.3. Kết quả hồi quy logistic Firth

Kết quả tổng hợp 4 mô hình hồi quy logistic Firth được trình bày tại Bảng 2.

Bảng 2: Tổng hợp kết quả hồi quy logistic Firth

Biến	Mô hình (1)	Mô hình (2)	Mô hình (3)	Mô hình (4)
Hằng số ()	−1,278	−3,267	1,577	0,388
FCF	−0,018	0,002	0,534***	−0,308*
ROA	−0,041**	—	—	—
ROE	—	−0,003	—	—
TOBINQ	—	—	0,030	—
SR	—	—	—	−0,884**
FCF × ROA	0,015	—	—	—
FCF × ROE	—	−0,003	—	—
FCF × TOBINQ	—	—	−1,984***	—
FCF × SR	—	—	—	0,747*
DA	0,018	0,083	—	0,034
OS	0,973	1,013	1,018	1,160
AGE	0,011	−0,013	−0,003	−0,007
SIZE	−0,001	0,082	−0,099	−0,069
LABOR	−0,001	−0,002*	−0,001	−0,001
Pseudo (McFadden)	0,371	0,411	0,300	0,307
Wald test (p-value)	< 0,01	< 0,01	0,003	< 0,05
LR test (p-value)	< 0,01	< 0,01	0,0009	< 0,01

Ghi chú: *p < 0,1; **p < 0,05; ***p < 0,01

Các mô hình đều có McFadden's Pseudo R2 dao động từ 0,300 đến 0,411, cho thấy khả năng giải thích ở mức khá đối với mô hình logistic nhị phân. Kiểm định Wald và LR test đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% - 5%, xác nhận ít nhất một biến giải thích đáng kể cho xác suất hủy niêm yết.

4.4. Thảo luận kết quả

FCF có hệ số dương có ý nghĩa trong mô hình (3), ủng hộ lý thuyết chi phí đại diện: FCF dồi dào nhưng thiếu cơ hội đầu tư hiệu quả tạo động cơ hủy niêm yết để thoát giám sát thị trường, tương đồng với Magni và cộng sự (2021).

FCF × TOBIN'Q là phát hiện quan trọng nhất, với hệ số âm mạnh và có ý nghĩa cao. Tác động dương của FCF bị giảm đáng kể khi TOBIN'Q tăng doanh nghiệp có FCF cao nhưng được định giá cao sẽ duy trì niêm yết; hủy niêm yết xảy ra mạnh nhất khi FCF cao kết hợp TOBIN'Q thấp. Đây là bằng chứng đầu tiên về hủy niêm yết chiến lược tại Việt Nam.

ROA tác động ngược chiều có ý nghĩa trong mô hình (1): hiệu quả hoạt động kém làm tăng xác suất hủy niêm yết, nhất quán với Bessler và cộng sự (2022) và các nghiên cứu trong nước.

SR có hệ số âm có ý nghĩa trong mô hình (4), ủng hộ lý thuyết tín hiệu: lợi suất thấp phản ánh niềm tin suy yếu và thúc đẩy hủy niêm yết (Kashefi Pour và cộng sự, 2013). FCF × SR có hệ số dương có ý nghĩa, cho thấy hiệu suất thị trường điều tiết mối quan hệ FCF-hủy niêm yết (Magni và cộng sự, 2021).

LABOR có tác động nghịch biến trong mô hình (2): doanh nghiệp quy mô nhỏ dễ bị hủy niêm yết hơn (Bessler và cộng sự, 2022).

Các biến không có ý nghĩa gồm DA, OS, AGE, SIZE, ROE, TOBIN'Q (đứng riêng lẻ), FCF × ROA và FCF × ROE. Đáng chú ý, TOBIN'Q chỉ phát huy vai trò khi tương tác với FCF, cho thấy đây là biến điều tiết chứ không phải biến dự báo trực tiếp; đồng thời thước đo giá trị thị trường phù hợp hơn các thước đo kế toán trong giải thích quyết định hủy niêm yết.

4.5. Nhận xét chung

Tổng hợp kết quả, nghiên cứu xác lập 2 cơ chế chi phối hành vi hủy niêm yết tại Việt Nam. Cơ chế thứ nhất, cơ chế tài chính - thị trường thể hiện qua việc doanh nghiệp có ROA thấp và SR giảm bị sàng lọc tự nhiên bởi thị trường, dẫn đến hủy niêm yết bắt buộc hoặc do mất khả năng đáp ứng tiêu chuẩn. Cơ chế thứ hai, cơ chế chiến lược - quản trị thể hiện khi doanh nghiệp có FCF cao nhưng bị thị trường định giá thấp (TOBIN'Q thấp) chủ động rời sàn để tối ưu hóa lợi ích nội bộ, phù hợp với dự báo của lý thuyết chi phí đại diện. Trong 2 cơ chế này không loại trừ nhau mà cùng vận hành, tạo nên cấu trúc động lực đa chiều trong quyết định rút lui khỏi thị trường.

5. Kết luận và hàm ý

5.1. Kết luận

Nghiên cứu đã làm rõ vai trò của hiệu suất doanh nghiệp đối với xác suất hủy niêm yết trên TTCK Việt Nam giai đoạn 2010-2024, với 3 phát hiện chính: (1) FCF tác động cùng chiều với khả năng hủy niêm yết, ủng hộ lý thuyết chi phí đại diện; (2) ROA và SR tác động ngược chiều, phản ánh cơ chế sàng lọc tự nhiên của thị trường; (3) TOBIN'Q đóng vai trò điều tiết quan trọng qua biến tương tác FCF × TOBIN'Q khi TOBIN'Q cao, tác động dương của FCF bị suy giảm đáng kể, cung cấp bằng chứng đầu tiên về hiện tượng hủy niêm yết chiến lược tại Việt Nam.

5.2. Hàm ý quản trị

Đối với doanh nghiệp: Nhà quản trị cần (i) phân phối FCF hợp lý qua cổ tức hoặc mua lại cổ phiếu khi thiếu cơ hội đầu tư hiệu quả; (ii) nâng cao ROA qua rà soát và tái cấu trúc danh mục tài sản; (iii) duy trì tín hiệu thị trường tích cực bằng minh bạch thông tin và cải thiện thanh khoản cổ phiếu; (iv) theo dõi TOBIN'Q và chủ động truyền thông khi bị định giá thấp kéo dài.

Đối với cơ quan quản lý: Cần (i) xây dựng hệ thống cảnh báo sớm dựa trên FCF, ROA, SR và TOBIN'Q; (ii) hoàn thiện khung pháp lý công bố thông tin nhằm giảm bất cân xứng thông tin; (iii) hỗ trợ tái cấu trúc doanh nghiệp khó khăn; (iv) tăng cường giám sát hủy niêm yết chiến lược để bảo vệ cổ đông thiểu số.

5.3. Hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo

Nghiên cứu còn hạn chế về kích thước mẫu (135 quan sát), chủ yếu dựa vào dữ liệu thứ cấp và chưa tích hợp biến vĩ mô. Hướng nghiên cứu tiếp theo có thể mở rộng mẫu ra toàn bộ ba sàn, bổ sung biến vĩ mô và quản trị doanh nghiệp, kết hợp phương pháp định tính để phân tích động cơ chiến lược, và so sánh xuyên quốc gia nhằm kiểm chứng tính tổng quát của các phát hiện.

TÀI LIỆU THAM KHẢO:

Kiều Thị Thu Hiền (2020). Tương quan giữa tỷ số vốn chủ sở hữu với nguy cơ bị hủy niêm yết của doanh nghiệp phi tài chính. Tạp chí Kế toán & Kiểm toán, tháng 8/2020.

Phùng Anh Thư, Nguyễn Vĩnh Khương (2017). Dự đoán kiệt quệ tài chính của các công ty hủy niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Tạp chí Khoa học và Công nghệ, 29.

Ahmadi A., & Bouri A. (2019). The effect of audit quality on the extent of voluntary disclosure. Journal of the Knowledge Economy, 10(1), 59-73.

Akerlof G. A. (1970). The market for "lemons": Quality uncertainty and the market mechanism. The Quarterly Journal of Economics, 84(3), 488-500.

Azevedo A., Colak G., El Kalak I., & Tunaru R. (2024). The timing of voluntary delisting. Journal of Financial Economics, 155, 103832.

Bessler W., Beyenbach J., Rapp M. S., & Vendrasco M. (2022). Why do firms down-list or exit from securities markets?. Review of Managerial Science, 17(4), 1175-1211.

Croci E., Giudice A. Del. (2014). Delistings, controlling shareholders and firm performance in Europe. European Financial Management, 20(2), 374-405.

Dickinson V. (2011). Cash flow patterns as a proxy for firm life cycle. The Accounting Review, 86(6), 1969-1994.

Fama E. F., & Jensen M. C. (1983). Separation of ownership and control. Journal of Law and Economics, 26(2), 301-325.

García H. (2017). Financial performance and stock prices into delisting companies in MSE. Revista Innovaciones de Negocios, 10(19), 73-95.

Harlow W. V., & Howe J. S. (1993). Leveraged buyouts and insider nontrading. Financial Management, 22(1), 109-118.

Jensen M. C., & Meckling W. H. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, 3(4), 305-360.

Kashefi Pour E., & Lasfer M. (2013). Why do companies delist voluntarily from the stock market? Journal of Banking & Finance, 37(12), 4850-4860.

Konno Y., & Itoh Y. (2017). Why do listed companies delist themselves voluntarily?. Journal of Financial Management of Property and Construction, 23(2), 152-169.

Lehn K., & Poulsen A. (1989). Free cash flow and stockholder gains in going private transactions. The Journal of Finance, 44(3), 771-787.

Magni D., Morresi O., Pezzi A., & Graziano D. (2021). Defining the relationship between firm's performance and delisting: Empirical evidence of going private in Europe. Journal of the Knowledge Economy, 13(3), 2584-2605.

Martinez I., & Serve S. (2016). Reasons for delisting and consequences: A literature review and research agenda. Journal of Economic Surveys, 31(3), 733-770.

Nguyen Vinh Khuong, Dinh Thi Thu Thao (2016). The impact of capital structure choice on firm's financial performance: An empirical analysis of delisted firms in Vietnam. Journal of Science HCMC Open University, 19(3).

Spence M. (1973). Job market signaling. The Quarterly Journal of Economics, 87(3), 355-374.

Zhang X., Mahenthiran S., & Huang H. (2012). Governance and earnings management implications of the Chinese delisting regulation. Nankai Business Review International, 3(2), 108-127.

Firm performance and delisting decisions:

Evidence from the Vietnamese stock market

Ha Ngoc Tam1

Huynh Phu Khanh1

Lam Hoang Xuan Nghiem2

Vo Ngoc Lam Dien2

Pham Anh Nhu2

Nguyen Anh Thu2

Truong Vu Thuc Tran2

1Lecturer, School of Finance and Accounting, Industrial University of Ho Chi Minh City

2Student, School of Finance and Accounting, Industrial University of Ho Chi Minh City

ABSTRACT:

This study examines the impact of firm performance on delisting decisions in the Vietnamese stock market over the period 2010 - 2024, using a sample of 310 companies listed on the HoSE, HNX, and UPCoM exchanges. To address issues of near-perfect separation and sample imbalance, the analysis employs a Logistic Firth Regression model. The dependent variable is the likelihood of delisting (DEL), while the independent variables include free cash flow (FCF), Tobin’s Q, stock return (SR), return on assets (ROA), and return on equity (ROE), with firm size (SIZE), firm age (AGE), ownership structure (OS), and labor (LABOR) serving as control variables. The empirical results indicate that FCF has a positive effect on the likelihood of delisting, whereas ROA and SR exert negative effects. Notably, the interaction term FCF × Tobin’s Q reveals that when firm value is high, the positive influence of FCF on delisting probability is significantly mitigated, highlighting the moderating role of firm value. These findings provide evidence of two underlying delisting mechanisms in Vietnam - financial screening and governance strategy, thereby supporting agency cost theory and signaling theory, and offering important practical insights for managers and regulators in the early identification of delisting risks.

Keywords: delisting, free cash flow, enterprise value, stock yield, Firth logistic regression.