GIỚI THIỆU
Lý do chọn đề tài
Nhiều nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm đã được thực hiện về tài chính và chính sách cấu trúc vốn doanh nghiệp, nhưng giả định của các nghiên cứu trước đây chủ yếu dựa trên thị trường hiệu quả, điều này đã trở nên không còn phù hợp với thực tế thị trường hiện nay Để giải quyết vấn đề này, tài chính hành vi đã phát triển, cung cấp những lý luận và giả thuyết mới Đặc biệt, định thời điểm thị trường đang trở thành một trong những lĩnh vực nghiên cứu được quan tâm nhiều trong thời gian gần đây.
Baker & Wurgler (2002) đã giới thiệu lý thuyết định thời điểm thị trường về cấu trúc vốn, cho rằng cấu trúc vốn là kết quả của những nỗ lực trong quá khứ để định thời điểm thị trường chứng khoán Lý thuyết này nhấn mạnh rằng các nhà quản lý có thể sử dụng thông tin nội bộ để quyết định thời điểm chào bán cổ phần ra công chúng, chọn phát hành khi cổ phiếu được định giá cao và mua lại khi định giá thấp Do đó, định thời điểm thị trường trong phát hành vốn cổ phần có ảnh hưởng rõ rệt và lâu dài đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp.
Nghiên cứu của Baker & Wurgler (2002) đã chỉ ra rằng có nhiều nghiên cứu liên quan đến ảnh hưởng của định thời điểm thị trường đối với cấu trúc vốn, đồng thời mở ra những khám phá sâu hơn trong lĩnh vực này.
Nghiên cứu cho thấy rằng định thời điểm thị trường có tác động lâu dài đến quyết định vay nợ và cấu trúc vốn của doanh nghiệp, như được khẳng định bởi các tác giả như Jenter (2005) và Elliott (2007).
Một số nghiên cứu, như của Huang & Ritter (2009), cho rằng lý thuyết định thời điểm thị trường có tác động lâu dài đến lựa chọn giữa nợ và vốn cổ phần Tuy nhiên, Alti (2006) và Kayhan & Titman (2007) lại không đồng tình với quan điểm này, cho rằng tác động của lý thuyết này có thể không bền vững.
Những nghiên cứu về định thời điểm thị trường hầu hết được thực hiện ở thị trường
Mỹ Một số nghiên cứu kiểm định ảnh hưởng của lý thuyết này bằng cách sử dụng
2 dữ liệu từ các nước phát triển khác và cho thấy những kết quả không đồng nhất
Nghiên cứu thực nghiệm tại thị trường Hà Lan, Pháp và Châu Âu chỉ ra rằng định thời điểm thị trường có ảnh hưởng đáng kể đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp (de Bier & de Haan, 2007; Bougatef).
Theo nghiên cứu của Bruinshoofd và Haan (2012), lý thuyết trật tự phân hạng là yếu tố quan trọng hơn lý thuyết định thời điểm thị trường trong việc giải thích cấu trúc vốn của các doanh nghiệp tại Anh và EU.
So với các nghiên cứu thực nghiệm về lý thuyết định thời điểm thị trường ở các nước phát triển, các nghiên cứu liên quan đến các nước kinh tế mới nổi và đang phát triển còn hạn chế Nghiên cứu của Bo và cộng sự (2011) chỉ ra rằng lý thuyết định thời điểm thị trường ảnh hưởng đến quyết định phát hành cổ phiếu tại Trung Quốc Tuy nhiên, tác động lâu dài của lý thuyết này đã bị bác bỏ trong nghiên cứu tại thị trường Tunisia (Nguyen & Boubaker, 2009) Ngược lại, Umutlu & Karan (2008) cho thấy rằng lý thuyết định thời điểm thị trường không phù hợp với quyết định phát hành cổ phiếu của các doanh nghiệp ở Brazil và một số nước đang phát triển khác.
Việt Nam là một thị trường tiềm năng để kiểm định lý thuyết định thời điểm thị trường, đặc biệt trong lĩnh vực tài chính doanh nghiệp Thị trường chứng khoán Việt Nam đang đối mặt với tình trạng bất cân xứng thông tin cao, do tính minh bạch và công bố thông tin của các doanh nghiệp niêm yết còn hạn chế Điều này có thể dẫn đến việc định giá cổ phiếu không chính xác Nghiên cứu này tập trung vào hoạt động IPO nhằm xác định sự hiện diện của lý thuyết định thời điểm thị trường tại Việt Nam, thông qua việc phân tích ảnh hưởng của lý thuyết này đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại sàn HOSE.
VÀ CẤU TRÚC VỐN: NGHIÊN CỨU ĐIỂN HÌNH CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TẠI HOSE”
Mục tiêu nghiên cứu
Tác động của định thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn doanh nghiệp là một chủ đề mới mẻ và chưa được nghiên cứu nhiều, đặc biệt là trong các thị trường mới nổi như Việt Nam Sự thiếu hụt các nghiên cứu thực nghiệm trong lĩnh vực này đã thúc đẩy tác giả tiến hành đề tài nghiên cứu nhằm làm rõ hơn về mối liên hệ giữa định thời điểm thị trường và cấu trúc vốn của doanh nghiệp.
Mục tiêu chính của nghiên cứu là kiểm định tác động của việc định thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán HOSE trong giai đoạn cụ thể Nghiên cứu này sẽ phân tích mối quan hệ giữa các yếu tố thị trường và quyết định tài chính của doanh nghiệp, nhằm cung cấp cái nhìn sâu sắc về cách thức mà thời điểm thị trường ảnh hưởng đến cấu trúc vốn.
2006 – 2011 trong ngắn hạn cũng như dài hạn.
Câu hỏi nghiên cứu
Bài nghiên cứu đặt ra câu hỏi nghiên cứu như sau:
Hành vi định thời điểm thị trường trong điều kiện thị trường "sôi động" có thể ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp, đặc biệt thông qua sự thay đổi tỷ lệ đòn bẩy (D/A) trong cả ngắn hạn và dài hạn Việc nắm bắt thời điểm thị trường có thể dẫn đến quyết định tài chính khác nhau, từ đó tác động đến khả năng sử dụng nợ và vốn chủ sở hữu Sự biến động của thị trường có thể tạo ra áp lực lên doanh nghiệp trong việc điều chỉnh tỷ lệ D/A nhằm tối ưu hóa chi phí vốn và quản lý rủi ro tài chính.
Đóng góp của đề tài
Nghiên cứu về cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam còn hạn chế Bài viết này khám phá sự hiện diện và tác động của lý thuyết định thời điểm thị trường đối với cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn HOSE Nghiên cứu này góp phần làm phong phú thêm kho tàng tri thức về thị trường chứng khoán Việt Nam, đồng thời giúp hiểu rõ hơn về hành vi tài chính và lựa chọn chính sách cấu trúc vốn của các nhà quản trị doanh nghiệp tại đây.
Bài nghiên cứu cũng đã kiểm định ảnh hưởng của lý thuyết đánh đổi và lý thuyết trật tự phân hạng đối với cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại HOSE.
Những nghiên cứu thực nghiệm trước đây cho rằng lý thuyết về cấu trúc vốn được
Các mô hình xây dựng để giải thích hành vi tài chính ở các nước phát triển không luôn phù hợp với các nước đang phát triển Vì vậy, kết quả nghiên cứu có thể mang lại những ứng dụng quan trọng cho tài chính doanh nghiệp tại các quốc gia đang phát triển khác.
Bố cục của đề tài
Đề tài nghiên cứu bao gồm 5 chương, chi tiết được bố cục như sau:
- Chương 2: Cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu trước đây
- Chương 3: Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
- Chương 4: Nội dung và phân tích kết quả nghiên cứu
CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Mối quan hệ giữa định thời Điểm thị trường và Cấu trúc vốn
Nghiên cứu của Baker & Wurgler (2002) chỉ ra rằng việc giải thích lựa chọn tài chính chỉ dựa vào lý thuyết truyền thống là khó khăn Họ đề xuất lý thuyết định thời điểm thị trường, cho rằng cấu trúc vốn phản ánh nỗ lực trong quá khứ để tận dụng các cơ hội thị trường Doanh nghiệp thường phát hành cổ phiếu khi giá trị thị trường cao hơn giá trị sổ sách, giúp giảm chi phí vốn và tăng lợi ích cho cổ đông hiện tại Ngược lại, khi cổ phiếu bị định giá thấp, doanh nghiệp sẽ tiến hành mua lại cổ phiếu Trong trường hợp cả hai thị trường nợ và vốn cổ phần đều thuận lợi, doanh nghiệp có thể huy động vốn dù không cần thiết, nhưng sẽ trì hoãn phát hành khi cả hai thị trường không tốt Lý thuyết này nhấn mạnh tầm quan trọng của việc định thời điểm thị trường trong việc ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp một cách lâu dài.
Lý thuyết định thời điểm thị trường có hai phiên bản, trong đó phiên bản đầu tiên được xây dựng dựa trên mô hình của Myers (1984) và Myers & Majluf (1984) Phiên bản này giả định rằng nhà quản lý và nhà đầu tư có lý trí, nhưng lựa chọn của họ lại khác nhau tùy thuộc vào từng doanh nghiệp và giai đoạn cụ thể Doanh nghiệp thường phát hành vốn cổ phần ngay sau khi thông tin tích cực được công bố, qua đó giảm thiểu sự bất cân xứng thông tin giữa nhà quản lý và cổ đông.
Việc giảm thông tin bất cân xứng liên quan đến việc tăng giá trị cổ phiếu và dẫn đến việc tăng huy động vốn cổ đông
Phiên bản thứ 2 về định thời điểm thị trường cho rằng nhà quản lý và nhà đầu tư thiếu lý trí, dẫn đến sự sai lệch trong định giá Theo nghiên cứu của Baker & Wurgler (2002), nhà quản lý thường phát hành cổ phiếu khi chi phí vốn thấp một cách không hợp lý và thực hiện mua lại cổ phiếu khi chi phí vốn cao một cách không hợp lý.
Cả 2 phiên bản cho giả thiết định thời điểm thị trường có chung một dự đoán về mối quan hệ giữa giá trị doanh nghiệp và quyết định tài chính Doanh nghiệp phát hành vốn cổ phần là những doanh nghiệp có giá trị thị trường cao hơn so với giá trị sổ sách và những doanh nghiệp có lãi bất thường trước khi huy động vốn Baker &
Wurgler (2002) chỉ ra rằng tỷ số giá thị trường/sổ sách có thể giải thích hiệu quả của việc định thời điểm thị trường trong cả hai phiên bản của lý thuyết này Tỷ số này không chỉ đại diện cho lựa chọn nghịch mà còn phản ánh tình trạng định giá sai lệch.
Mặc dù lý thuyết định thời điểm thị trường là một khái niệm mới trong cấu trúc vốn, nhưng ý tưởng này đã tồn tại từ lâu Nghiên cứu của Taggart (1977) chỉ ra rằng sự thay đổi trong giá trị thị trường của nợ dài hạn và vốn cổ phần là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến quyết định phát hành cổ phiếu của các doanh nghiệp Mỹ.
Nghiên cứu năm 1982 đã kiểm định việc phát hành cổ phiếu của các doanh nghiệp tại Anh, cho thấy rằng các doanh nghiệp này bị ảnh hưởng đáng kể bởi điều kiện thị trường và giá trị cổ phiếu trước đó khi quyết định phương thức huy động vốn.
Một số nghiên cứu chỉ ra rằng việc phát hành cổ phiếu qua IPO và SEO hiện đang gặp khó khăn Phát hiện này cho thấy doanh nghiệp thường tận dụng cơ hội từ sự biến động của thị trường khi giá cổ phiếu đạt mức cao.
Nghiên cứu của Rajan & Zingales (1995) chỉ ra mối quan hệ giữa giá trị thị trường/sổ sách và quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp tại các nước G7, cho thấy rằng giá trị thị trường/sổ sách có tương quan với đòn bẩy Họ khẳng định đây là bằng chứng cho định thời điểm thị trường, mặc dù chưa có lý thuyết nào giải thích rõ ràng cho mối tương quan này.
Nghiên cứu của Graham & Harvey (2001) củng cố thêm bằng chứng về định thời điểm thị trường, cho thấy đây là mối quan tâm hàng đầu của các CFO trong quyết định tài chính Các doanh nghiệp thường phát hành nợ ngắn hạn để cố gắng nắm bắt thời điểm lãi suất thị trường, trong khi các nhà quản lý thường do dự khi phát hành vốn cổ phần khi doanh nghiệp của họ đang bị định giá thấp.
Hovakimian và cộng sự (2001) đã nghiên cứu quyết định phát hành nợ và vốn cổ phần dựa trên lý thuyết đánh đổi và lý thuyết trật tự phân hạng Nghiên cứu này chỉ ra rằng giá cổ phiếu có ảnh hưởng quan trọng đến quyết định tài chính của doanh nghiệp Cụ thể, các doanh nghiệp có giá cổ phiếu tăng có xu hướng phát hành vốn cổ phần và trả nợ nhiều hơn so với những doanh nghiệp có giá cổ phiếu giảm.
Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã xác nhận ảnh hưởng của định thời điểm thị trường lên quyết định cơ cấu vốn của doanh nghiệp, dựa trên công trình của Baker & Wurgler (2002) Các nghiên cứu này đều đồng tình rằng cấu trúc vốn phản ánh những nỗ lực tích lũy trong quá khứ nhằm định thời điểm thị trường, cùng với tác động kéo dài của giá trị thị trường trước đó lên cấu trúc vốn hiện tại Bảng 1.1 tóm tắt một số nghiên cứu tiêu biểu về lý thuyết định thời điểm thị trường và ảnh hưởng của nó đến quyết định về cấu trúc vốn.
BẢNG 1.1: MỘT SỐ NGHIÊN CỨU TIÊU BIỂU VỀ ẢNH HƯỞNG CỦA LÝ THUYẾT ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƯỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN:
Nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu Mẫu Phương pháp Kết quả nghiên cứu
Cung cấp bằng chứng thực nghiệm có tính so sánh trên phạm vi thế giới về ảnh hưởng của định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn
Các doanh nghiệp ở thị trường US,
UK và Châu Âu giai đoạn 1991-
Phân tích hồi qui, ước lượng bình phương tổng quát
Chỉ số M/B tích lũy trong quá khứ và mức độ đòn bẩy của doanh nghiệp có mối quan hệ ngược chiều tại thị trường Mỹ, trong khi mối quan hệ này không được thể hiện rõ ràng ở thị trường Anh và Châu Âu.
Kiểm định mối tương đồng giữa các lý thuyết nền tảng trong việc giải thích động cơ của việc phát hành cổ phần theo mùa (SÉOs)
Nghiên cứu tại thị trường Trung Quốc từ năm 1994 đến năm 2008
Bảng dữ liệu chéo kết hợp mô hình ảnh hưởng cố định (FEM)
Hoạt động SEOs của các doanh nghiệp Trung Quốc hầu như không bị thúc đẩy bởi yếu tố định thời điểm thị trường
Chichti (2010) Điều tra sự tương thích của định thời điểm thị trường xem xét trong mối quan hệ sự lựa chọn nợ - vốn cổ phần
Các doanh nghiệp niêm yết tại Tunisian và Pháp từ năm 2000 đến
Hồi quy dữ liệu chéo bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) và ước lượng bằng mô hình ảnh hưởng cố định
Doanh nghiệp thường phát hành cổ phần khi cổ phiếu được định giá cao và thị trường có dấu hiệu tích cực Thời điểm phát hành cổ phiếu có thể ảnh hưởng đến doanh nghiệp trong vòng 8 năm sau đó.
Kiểm định sự ảnh hưởng của định thời điểm thị trường lên quyết định phát hành cổ phần
Mỹ phát hành cổ phần theo mùa (SEOs) giai đoạn
Chỉ số M/B có thể được phân tách thành hai thành phần chính: tăng trưởng và sai lệch giá Việc định thời điểm thị trường cùng với nhu cầu vốn đóng vai trò quan trọng trong quyết định SEO của doanh nghiệp.
(2009) Điều tra khám phá mẫu theo thời gian của các quyết định tài trợ tài trợ từ bên ngoài
Mỹ từ 1963 - 2001 Hồi quy OLS và hồi quy Logarit
DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Mẫu nghiên cứu
Mẫu nghiên cứu ban đầu bao gồm hoạt động IPO của tất cả các doanh nghiệp niêm yết không thuộc lĩnh vực tài chính và bảo hiểm, diễn ra trong giai đoạn từ ngày 01 tháng 01 năm 2006.
Sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh (HOSE) được thành lập vào năm 2000, với hai doanh nghiệp niêm yết đầu tiên là Cty CP Cơ Điện lạnh (REE) và Cty CP Cáp và Vật Liệu Viễn Thông (SACOM) Đến ngày 31/12/2012, HOSE chiếm khoảng 50% số lượng công ty niêm yết và hơn 70% giá trị vốn hóa của toàn bộ thị trường chứng khoán Việt Nam, cho thấy rằng dữ liệu từ HOSE có thể đại diện cho toàn bộ thị trường chứng khoán quốc gia.
Bên cạnh đó, dữ liệu trước 2006 bị loại bỏ khỏi mẫu do:
- Qui mô của thị trường trước 2006 khá là nhỏ so với thời gian sau này, do đó nó có thể làm cho kết quả bị ảnh hưởng, thiên lệch
Kể từ năm 2006, thị trường chứng khoán đã trải qua một bước ngoặt quan trọng với sự bùng nổ hoạt động IPO, khi nhiều đơn vị niêm yết lớn với quy mô vốn hóa thị trường ấn tượng ra mắt.
Bài nghiên cứu này chủ yếu sử dụng dữ liệu thứ cấp, bao gồm thông tin quan trọng từ kho dữ liệu của Ủy Ban Chứng Khoán Nhà Nước và Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP.HCM (HOSE) Các số liệu phân tích cũng được thu thập từ các công ty chứng khoán trong nước như FPTS, SSI, TLS, HSC, cùng với thông tin từ các website chứng khoán như Vietstock.vn, CafeF.vn và Vndirect.vn.
Các tổ chức tài chính như công ty tài chính, ngân hàng và công ty bảo hiểm không được đưa vào mẫu nghiên cứu do cấu trúc vốn đặc thù của chúng Những yếu tố quyết định cấu trúc vốn ở các tổ chức này khác biệt so với các doanh nghiệp không thuộc lĩnh vực tài chính Hơn nữa, phương trình hồi quy trong nghiên cứu sử dụng các biến có độ trễ, điều này cũng ảnh hưởng đến việc phân tích.
19 mẫu được tiếp tục giới hạn bao gồm những doanh nghiệp có dữ liệu năm tài chính cuối cùng trước IPO
Bảng số 3.1 thể hiện số lượng các công ty không thuộc lĩnh vực tài chính được lấy mẫu tại HOSE trong giai đoạn 2006 – 2011, phân loại theo ngành nghề hoạt động kinh doanh Mẫu nghiên cứu bao gồm 245 doanh nghiệp, được thống kê theo từng năm để kiểm định giả thiết định thời điểm thị trường Tiêu chí phân loại dựa trên quy định của UBCKNN năm 2012 Trong số đó, ngành công nghiệp chế biến chế tạo chiếm tỷ lệ cao nhất với 36,7% (90 công ty), tiếp theo là ngành bán buôn, bán lẻ với 14,7% (36 công ty).
Tiếp theo đó là ngành Bất động sản với 31 công ty, chiếm 12,7%
Bảng 3.1: Phân loại các doanh nghiệp niêm yết tại HOSE theo ngành nghề kinh doanh
Stt Ngành nghề hoạt động kinh doanh
Mã Ngành Số lượng Tỷ trọng
4 SX, PP năng lượng, điều hòa không khí D 13 5.3
5 Cung cấp nước, xử lý nước thải, rác thải E 2 0.8
7 Bán buôn, bán lẻ, sữa chữa ô tô, mô tô… G 36 14.7
9 Dịch vụ lưu trú & Ăn uống I 3 1.2
10 Thông tin và truyền thông J 7 1.6
13 Hành chính và dịch vụ hỗ trợ N 1 0.4
14 Dịch vụ vui chơi và giải trí R 2 0.8
Giả thiết nghiên cứu
Ảnh hưởng của định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn của doanh nghiệp vẫn còn gây tranh cãi và thiếu sự đồng nhất trong quan điểm Nhiều nhà nghiên cứu, bao gồm cả Baker & Wurler (2002), đồng ý rằng định thời điểm thị trường có tác động ngắn hạn rõ ràng đến cấu trúc vốn Tuy nhiên, tác động dài hạn của yếu tố này vẫn đang được xem xét với nhiều hoài nghi.
Nghiên cứu gần đây đã chỉ ra rằng định thời điểm thị trường có ảnh hưởng đáng kể đến tỷ lệ đòn bẩy của doanh nghiệp khi thực hiện IPO, thông qua việc kiểm định mối liên quan giữa chúng (Alti 2006, Umutlu & Karan 2008, Kaya 2012).
Các nghiên cứu phân loại điều kiện thị trường thành hai loại dựa trên số lượng IPO thực hiện trong kỳ: thị trường “sôi động” (Hot Market) và thị trường “kém sôi động”.
Theo Alti (2006), khi doanh nghiệp thực hiện IPO vào thời điểm thị trường “sôi động”, họ sẽ trải qua sự suy giảm tỷ lệ đòn bẩy cao hơn và hệ số đòn bẩy thấp hơn so với các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn “kém sôi động” Việc định thời điểm thị trường là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp trong quá trình phát hành cổ phiếu.
Dựa trên kết quả của các nghiên cứu lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm trên đây, Bài nghiên cứu đặt ra những giả thiết như sau:
3.2.1 Giả thiết kiểm định ảnh hưởng ngắn hạn của định thị trường lên cấu trúc vốn:
Các doanh nghiệp thực hiện IPO trong bối cảnh thị trường "sôi động" thường có hệ số đòn bẩy cao hơn so với các doanh nghiệp IPO trong điều kiện "kém sôi động" vào thời điểm cuối năm IPO.
Các doanh nghiệp thực hiện IPO trong môi trường thị trường "sôi động" thường có hệ số đòn bẩy thấp hơn so với các doanh nghiệp IPO trong điều kiện "kém sôi động" vào thời điểm cuối năm IPO.
Nghiên cứu cho thấy tỷ lệ vay nợ của các doanh nghiệp IPO trong điều kiện thị trường “sôi động” thấp hơn so với tỷ lệ vay nợ trong điều kiện thị trường “kém sôi động” Điều này chỉ ra rằng định thời điểm thị trường có ảnh hưởng rõ rệt đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp.
3.2.2 Giả thiết kiểm định ảnh hưởng lâu dài của định thị trường lên cấu trúc vốn:
Ho: Các doanh nghiệp IPO trong điều kiện thị trường “sôi động” có hệ số đòn bẩy không thấp hơn trong các năm tiếp theo sau khi IPO
H1: Các doanh nghiệp IPO trong điều kiện thị trường “sôi động” có hệ số đòn bẩy thấp hơn trong các năm tiếp theo sau khi IPO
Nếu không có mối quan hệ nghịch chiều giữa biến giả thị trường "sôi động" và tỷ lệ đòn bẩy của các doanh nghiệp thực hiện IPO sau IPO, thì điều này cho thấy rằng thời điểm IPO không ảnh hưởng lâu dài đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp.
Phương pháp nghiên cứu
Các nghiên cứu trước đây đã áp dụng nhiều phương pháp khác nhau để kiểm tra tác động của lý thuyết định thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn.
Nhiều nghiên cứu đã áp dụng lại phương pháp và mô hình của Baker & Wurgler (2002) nhằm kiểm tra tác động của việc định thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn, bao gồm các công trình của Hovakimian (2006), Bie & Haan (2007), Mahajan & Tartaroglu (2008) và Nguyen.
Boubaker 2009, Bougatef & Chichiti 2010) Ưu điểm của phương pháp này là có thể so sánh với kết quả nghiên cứu của Baker & Wurgler (2002)
Phương pháp sử dụng biến M/B EFWA để đo lường định thời điểm thị trường đã gặp phải nhiều chỉ trích Để khắc phục vấn đề này, một số nghiên cứu đã tách biến tỷ lệ giá trị thị trường/giá trị sổ sách thành nhiều biến khác nhau, nhằm phản ánh rõ hơn những nỗ lực của nhà quản lý doanh nghiệp trong việc định thời điểm thị trường.
Jenter (2005) cho rằng giao dịch nội bộ là chỉ số tốt hơn tỷ lệ giá trị thị trường/giá trị sổ sách để kiểm tra tác động của việc định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn Nghiên cứu cho thấy khi giá trị thị trường/giá trị sổ sách của công ty bị định giá thấp, nhà quản lý sẽ mua cổ phiếu của chính công ty và thực hiện mua lại cổ phiếu quỹ Định thời điểm thị trường thể hiện qua danh mục đầu tư của các nhà quản lý và quyết định tài chính của doanh nghiệp Do đó, giao dịch nội bộ có thể được sử dụng như một phương pháp khác để đo lường tác động của định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn Tuy nhiên, việc thiếu thông tin về các giao dịch này gây khó khăn cho việc áp dụng phương pháp tại thị trường Việt Nam.
Kayhan và Titman (2007) đã phân chia biến đo lường định thời điểm thị trường trong nghiên cứu của Baker và Wurgler thành hai thành phần: định thời điểm hàng năm và định thời điểm dài hạn Định thời điểm hàng năm phản ánh mức độ sai lệch giá, trong khi định thời điểm dài hạn thể hiện các cơ hội tăng trưởng Để kiểm định việc định thị trường khi IPO của các doanh nghiệp niêm yết tại HOSE, nghiên cứu này áp dụng phương pháp của Alti (2006).
23 sử dụng biến giả thị trường “sôi động” để đo lường việc định thời điểm thị trường
Phương pháp này có một số ưu điểm như sau:
Nó giúp phân tích để tránh những hạn chế trong việc sử dụng biến M/B EFWA nhằm xác định thời điểm thị trường, như đã đề cập trước đó.
Theo Alti (2006), khái niệm về thị trường sôi động phù hợp với cả hai trường phái lý thuyết về định thời điểm thị trường, bao gồm định giá sai lệch và sự lựa chọn nghịch.
Phương pháp này phụ thuộc vào các điều kiện thị trường hơn là đặc điểm quy mô doanh nghiệp, so với các đơn vị đo lường khác như biến bình quân gia quyền của các nguồn tài trợ bên ngoài thông qua tỷ lệ giá trị thị trường/giá trị sổ sách (Baker & Wurgler, 2002) hoặc biến định giá hàng năm và dài hạn của Kayhan & Titman (2007) Nhiều nghiên cứu đã áp dụng phương pháp này để kiểm nghiệm giả định về định thời điểm thị trường, bao gồm các nghiên cứu của Wagner (2007), Umutlu & Karan (2008), Xu (2009), Doukas và cộng sự (2011), và Kaya (2012).
Việc thêm biến giả thị trường "sôi động" vào mô hình giúp nâng cao khả năng giải thích của nó, đặc biệt là khi áp dụng trong nghiên cứu tại các thị trường chứng khoán mới nổi đang trải qua giai đoạn tăng trưởng mạnh mẽ.
Mô hình nghiên cứu áp dụng các biến kiểm soát tương tự như trong nghiên cứu của Baker & Wurgler (2002) và Alti (2006) Để kiểm tra ảnh hưởng của định thời điểm thị trường đến cơ cấu vốn trong năm IPO, phương trình hồi quy được sử dụng như sau:
Y t = Bo + B 1 Hot + B 2 (M/B) t +B 3 (EBITDA/A) t-1 + B 4 SIZE t-1 + B 5 (PPE/A) t-1 +
Biến phụ thuộc Yt (D/A ipo – D/A pre ipo) phản ánh sự thay đổi hàng năm của giá trị đòn bẩy sổ sách từ năm trước IPO (Pre IPO) đến cuối năm IPO Các biến kiểm soát được sử dụng bao gồm tỷ số giá trị thị trường so với giá trị sổ sách, lợi nhuận trước lãi, thuế và khấu hao tài sản (khả năng sinh lời), logarit tự nhiên của doanh thu thuần (Size), cùng với tài sản cố định và nhà máy.
Tỷ lệ giá trị thị trường/giá trị sổ sách (M/B) không có sẵn trước khi IPO, vì vậy tỷ lệ của năm IPO được sử dụng thay thế Các biến này và cách tính toán sẽ được trình bày trong mục 3.4 Theo giả thiết 3.2.1, biến giả thị trường “sôi động” (biến HOT) dự kiến có mối tương quan nghịch và có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc Yt theo công thức 3.1.
Nghiên cứu này kiểm tra ảnh hưởng dài hạn của định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn thông qua việc áp dụng phương trình hồi quy, sau khi đã phân tích các ảnh hưởng tạm thời.
Y t = Bo + B 1 Hot + B 2 M/B t +B 3 EBITDA/A t-1 + B4SIZE t-1 + B 5 PPE/A t-1 +
Biến phụ thuộc Yt (D/At – D/A pre IPO) thể hiện sự thay đổi lũy kế của giá trị đòn bẩy sổ sách trong 5 năm đầu sau IPO Theo giả thiết 3.2.2, biến giả thị trường "sôi động" (biến HOT) được kỳ vọng có mối quan hệ nghịch và ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc Yt theo công thức 3.2.
Thiết lập biến
3.4.1 Biến phụ thuộc: Tỷ lệ thay đổi đòn bẩy (Y t )
Trong nghiên cứu về cấu trúc vốn, hai đơn vị đo lường đòn bẩy chính là đòn bẩy sổ sách và đòn bẩy thị trường Một số nhà nghiên cứu như Frank & Goyal (2009) cho rằng đòn bẩy thị trường không đáng tin cậy do sự biến động của thị trường tài chính, trong khi các học giả ủng hộ đòn bẩy thị trường cho rằng đòn bẩy sổ sách chỉ phản ánh tình hình quá khứ của doanh nghiệp Đòn bẩy được xem xét trong bài nghiên cứu này là đòn bẩy sổ sách, được định nghĩa là tỷ lệ Tổng nợ trên Tổng tài sản, theo nghiên cứu của Alti (2006) và Kayhan & Titman (2007), và được suy ra từ bảng cân đối kế toán của doanh nghiệp.
3.4.2 Biến độc lập: thị trường “sôi động” (Hot Market)
Theo Alti (2006), thị trường được phân loại thành “sôi động” và “kém sôi động” dựa trên số lượng IPO hàng tháng Để loại bỏ các biến động theo mùa, Alti (2006) sử dụng bình quân di động trung tâm 3 tháng của số lượng IPO mỗi tháng.
"Sôi động" được hiểu là giai đoạn mà bình quân di động trung tâm 3 tháng của số lượng IPO vượt qua giá trị trung vị của nó Đối với từng IPO trong mẫu nghiên cứu, biến giả thị trường "sôi động" được gán giá trị 1 khi doanh nghiệp thực hiện chào bán công khai trong tháng diễn ra thị trường sôi động, còn trong trường hợp ngược lại, giá trị này sẽ là 0.
Tỷ số giá trị thị trường/giá trị sổ sách được tính theo công thức (Tổng tài sản – Vốn sổ sách + Vốn thị trường)/Tổng tài sản, dựa trên nghiên cứu của Baker & Wurgler (2002) và Alti (2006) Giá trị thị trường của vốn cổ phần được xác định tại thời điểm kết thúc năm tài chính dựa trên giá trị vốn hóa thị trường.
Tỷ lệ giá trị thị trường/giá trị sổ sách được sử dụng đại diện cho cơ hội tăng trưởng
Lý thuyết cấu trúc vốn cho thấy mối quan hệ phức tạp giữa tăng trưởng và đòn bẩy Theo lý thuyết đánh đổi, doanh nghiệp có nhiều cơ hội tăng trưởng thường có nhu cầu tài chính vượt quá lợi nhuận giữ lại, dẫn đến việc gia tăng đòn bẩy Ngược lại, lý thuyết trật tự phân hạng chỉ ra rằng các công ty tăng trưởng nhanh phải đối mặt với chi phí vay cao để tài trợ cho sự phát triển Nghiên cứu của Delcoure (2007) khẳng định rằng doanh nghiệp thường sử dụng nợ để tài trợ cho các cơ hội đầu tư, trong khi Deesomsak và cộng sự (2004) cho rằng mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và đòn bẩy là ngược chiều.
Khả năng sinh lời là lợi nhuận trước lãi, thuế và khấu hao/Tổng tài sản (Alti 2006, Mahajan & Tartaroglu, 2008)
Không có mối quan hệ đồng nhất giữa khả năng sinh lời và cấu trúc vốn theo các lý thuyết hiện có Lý thuyết đánh đổi cho rằng doanh nghiệp có lợi nhuận cao thường có nhu cầu vay mượn lớn hơn để tận dụng lá chắn thuế, trong khi lý thuyết trật tự phân hạng lại cho rằng khi lợi nhuận tăng, doanh nghiệp có xu hướng sử dụng ít nợ hơn do có khả năng giữ lại lợi nhuận để đầu tư.
Các doanh nghiệp có lợi nhuận thường ưu tiên sử dụng vốn tự có để tránh thông tin bất cân xứng và chi phí giao dịch Họ thường sử dụng lợi nhuận giữ lại cho đầu tư trước, và chỉ chuyển sang vốn bên ngoài khi cần thiết Khi lựa chọn giữa phát hành trái phiếu và cổ phiếu, doanh nghiệp thường chọn trái phiếu Nhiều nghiên cứu thực nghiệm cho thấy có mối tương quan nghịch giữa khả năng sinh lời và đòn bẩy.
Qui mô doanh nghiệp có thể được đo lường bằng nhiều phương pháp khác nhau, trong đó một số nghiên cứu sử dụng logarit tự nhiên của tổng tài sản (Hovakimian 2006) Tuy nhiên, tổng tài sản cũng là biến độc lập trong phương trình hồi quy, có thể dẫn đến mối quan hệ tương quan quá lớn Do đó, một phương pháp khác là tính qui mô doanh nghiệp bằng logarit tự nhiên của doanh thu thuần (Alti 2006, Mahajan & Tartaroglu 2008) Nghiên cứu của Green & Murinde (2008) cho thấy doanh thu ít bị ảnh hưởng bởi cấu trúc tài sản hay phương pháp báo cáo, và doanh thu thuần trong nghiên cứu này được tính theo đơn vị triệu đồng.
Lý thuyết đánh đổi cho rằng đòn bẩy tài chính có mối liên hệ tích cực với quy mô doanh nghiệp; doanh nghiệp lớn thường có khả năng phá sản thấp hơn Những doanh nghiệp quy mô lớn thường đa dạng hóa hoạt động và duy trì dòng tiền ổn định, dẫn đến rủi ro phá sản thấp hơn so với doanh nghiệp nhỏ Trong trường hợp xảy ra phá sản, doanh nghiệp lớn thường phải chịu chi phí thấp hơn so với doanh nghiệp nhỏ.
Qui mô doanh nghiệp phản ánh thông tin bất cân xứng trên thị trường vốn, với lý thuyết trật tự phân hạng cho rằng có mối quan hệ nghịch giữa đòn bẩy và qui mô Các doanh nghiệp lớn thường bị giám sát chặt chẽ bởi các nhà phân tích, điều này giúp họ có khả năng phát hành cổ phiếu tốt hơn và vay nợ ít hơn.
Biến tài sản hữu hình thì được tính toán là tỷ lệ của Tài sản cố định ròng/tổng tài sản (Alti, 2006)
Các lý thuyết về cấu trúc vốn cho thấy rằng tài sản hữu hình có mối quan hệ tích cực với đòn bẩy tài chính Nghiên cứu thực nghiệm của Frank & Goyal (2003) chứng minh rằng doanh nghiệp sở hữu nhiều tài sản hữu hình có khả năng tiếp cận nguồn vốn vay ngân hàng dễ dàng hơn Điều này là do tài sản hữu hình có thể được sử dụng làm tài sản cầm cố, giúp doanh nghiệp vay với lãi suất thấp và dẫn đến xu hướng vay nợ cao hơn.
Tỷ lệ đòn bẩy được xác định bằng cách chia tổng nợ cho tổng tài sản Biến này thường có độ trễ so với biến phụ thuộc Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng cấu trúc vốn trong quá khứ có mối tương quan ngược chiều với cấu trúc vốn hiện tại.
NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Các kết quả thống kê mô tả
Đường trung bình di động theo tháng về số lượng IPO tại HOSE được thể hiện trong đồ thị 4.1, với giá trị trung vị là 2.67 Đồ thị 1 cho thấy sự biến thiên lớn về số lượng IPO hàng tháng, với 189 lần IPO trong tổng số 245 lần IPO của mẫu nghiên cứu, chiếm 77%, diễn ra trong các tháng được xác định là thị trường.
Trong giai đoạn 2006 - 2011, thị trường chứng khoán Việt Nam ghi nhận 56 lần IPO, chiếm 23% tổng số lượt phát hành Đồ thị 4.1 cho thấy số lượng IPO thường tăng cao vào các tháng cuối năm, đặc biệt từ tháng 10 đến tháng 12 Quý IV/2006 được xem là thời điểm sôi động nhất của thị trường, đánh dấu giai đoạn phát triển nóng của thị trường chứng khoán Việt Nam.
Bảng 4.2 tóm lược các chỉ số tài chính của doanh nghiệp IPO, phân tích theo thời điểm IPO Năm IPO được xác định là năm tài chính diễn ra sự kiện IPO, trong khi Pre IPO là năm trước đó Các biến chính trong nghiên cứu bao gồm đòn bẩy (D/A), chỉ số M/B, tỷ số khả năng sinh lợi (EBITDA/A), logarit tự nhiên doanh thu thuần (Size) và tỷ trọng tài sản cố định trên tổng tài sản (PPE/A) Mẫu nghiên cứu bao gồm 245 quan sát tại thời điểm kết thúc năm tài chính thực hiện IPO, 149 quan sát tại năm tài chính thứ 2 sau IPO và giảm xuống còn 50 quan sát vào năm tài chính thứ 5 sau IPO.
Theo Bảng 4.2, tỷ lệ đòn bẩy của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn HOSE dao động từ 46,7% đến 51,6%, phản ánh sự phù hợp với các nghiên cứu trước đây về doanh nghiệp niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam.
Nghiên cứu của Bigger và cộng sự (2008) cho thấy tỷ lệ đòn bẩy đạt 52%, trong khi nghiên cứu của Nguyen và cộng sự (2012) ghi nhận tỷ lệ này là 48% Những kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Booth và cộng sự (2001), cho thấy tỷ lệ đòn bẩy sổ sách của các doanh nghiệp ở các quốc gia đang phát triển là 51%.
Trong các năm IPO, tỷ lệ đòn bẩy trung bình của doanh nghiệp đạt 50.1%, với xu hướng giảm dần trong năm IPO Sau khi IPO, các doanh nghiệp thường giảm mức vay nợ và duy trì tỷ lệ này ở mức thấp trong 5 năm tiếp theo.
Tỷ lệ M/B của các doanh nghiệp trong năm IPO dao động từ 0.37 đến 8.91, với giá trị bình quân khởi đầu ở mức 1.75 Tuy nhiên, xu hướng giảm rõ rệt trong các năm sau IPO, khi tỷ lệ M/B giảm xuống còn 1.205 ở năm IPO+3 và thấp nhất là 0.89 ở năm IPO+5, phản ánh xu hướng chung của thị trường trong những năm gần đây.
So với năm trước khi thực hiện IPO, khả năng sinh lời của doanh nghiệp đã tăng đáng kể từ 0.148 lên 0.161 Tuy nhiên, xu hướng trong các năm tiếp theo lại có sự biến động.
Sau một năm kể từ khi IPO, nhiều doanh nghiệp ghi nhận sự sụt giảm mạnh, với khả năng sinh lời duy trì ổn định ở mức 0.15 trong hai năm tiếp theo Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đó, trong đó Doan & Nguyen (2011) chỉ ra rằng tỷ lệ ROA bình quân của doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam là 9.58%, và nghiên cứu của Nguyen (2012) cho kết quả tương tự là 10%.
Doanh thu thuần của doanh nghiệp IPO đã tăng rõ rệt trong các năm sau IPO, phản ánh sự tăng trưởng ổn định của nền kinh tế Việt Nam từ 2006 đến 2011 Mặc dù tài sản hữu hình cũng có sự gia tăng trong giai đoạn này, nhưng mức tăng là không đáng kể, với tỷ lệ tài sản hữu hình duy trì ở mức trung bình khoảng 30% so với tổng tài sản.
Bảng 4.3 thể hiện hệ số tương quan giữa các biến chính trong mẫu, nhằm kiểm tra ảnh hưởng của định thời điểm thị trường Nghiên cứu này áp dụng hệ số tương quan Pearson để phân tích mối quan hệ giữa các biến trong mô hình.
Biến đòn bẩy có mối tương quan thống kê với hầu hết các biến độc lập, với sự tương quan nghịch với chỉ số M/B và khả năng sinh lợi, trong khi lại có mối quan hệ đồng biến với biến qui mô và tài sản hữu hình, phù hợp với các dự đoán trước đó Ma trận hệ số tương quan được sử dụng để phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến, và nếu hệ số tương quan giữa hai biến độc lập quá cao, có thể là dấu hiệu của sự cộng tuyến Theo bảng 4.3, hầu hết các hệ số tương quan đều nhỏ hơn 0.35, cho thấy không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình.
Bảng 4.2: Thống kê mô tả các biến theo thời gian IPO
Pre_IPO IPO IPO+1 IPO+2 IPO+3 IPO+4 IPO+5
Bảng 4.3: Hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình
Các kết quả thực nghiệm
Mục A bảng 4.4 cho thấy giá trị trung bình của đòn bẩy tài chính của các doanh nghiệp IPO trong bối cảnh thị trường "sôi động" và so sánh với tình hình thị trường "trầm lắng".
Phân tích cho thấy rằng trong thị trường "sôi động", tỷ lệ đòn bẩy của các doanh nghiệp IPO giảm nhiều hơn, khoảng 1,36%, so với những doanh nghiệp thực hiện IPO trong thị trường "kém sôi động" vào cuối năm IPO Điều này cho thấy sự ảnh hưởng của điều kiện thị trường đến quyết định tài chính của các công ty trong giai đoạn IPO.
Các doanh nghiệp trong thị trường "sôi động" có giá trị đòn bẩy trung bình là 0.501, cao hơn so với 0.498 của các doanh nghiệp trong thị trường "kém sôi động" Tuy nhiên, không có sự khác biệt thống kê đáng kể giữa tỷ lệ thay đổi trung bình của đòn bẩy và giá trị đòn bẩy trung bình giữa hai nhóm doanh nghiệp này Sự khác biệt này có thể xuất phát từ các cơ hội tăng trưởng khác nhau.
Kết quả hồi quy tỷ lệ biến thiên của đòn bẩy (ΔD/At) từ năm IPO so với năm trước khi IPO (Pre-IPO) được phân tích theo biến giả thị trường “sôi động” và các biến kiểm soát khác, như trình bày trong mục B, cột 2 của Bảng 4.4 Giá trị t-statistics được ghi chú trong dấu móc đơn dưới các hệ số hồi quy.
Hệ số của biến giả thị trường “sôi động” (biến HOT) là -0.001 (t-statistics = -0.07)
Hệ số của biến giả HOT cho thấy một giá trị âm, phản ánh rằng các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn thị trường "sôi động" có tỷ lệ đòn bẩy giảm mạnh hơn so với các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn "kém sôi động" vào cuối năm thực hiện IPO Tuy nhiên, kết quả này không mang tính chất thống kê đáng kể.
Chỉ số M/B cho thấy mối quan hệ nghịch với tỷ lệ đòn bẩy ở mức ý nghĩa 1% Nghiên cứu trước đây cho rằng M/B phản ánh việc định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn Cả M/B và biến giả thị trường “sôi động” đều liên quan đến ảnh hưởng của định thời điểm thị trường, dẫn đến ảnh hưởng của M/B có thể lấn át biến giả HOT, khiến nó thiếu ý nghĩa thống kê Để làm rõ tác động của biến giả thị trường “sôi động”, nghiên cứu sẽ loại bỏ biến M/B và chạy lại mô hình hồi quy Kết quả cho thấy biến giả HOT không có quan hệ thống kê với sự biến thiên của tỷ lệ đòn bẩy.
Kết quả từ Mục B, bảng 4.4, cột 4 và 5 cho thấy việc chạy lại phương trình hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy (D/At) vào cuối năm IPO, sử dụng biến giả thị trường “sôi động” cùng các biến kiểm soát khác, đã loại trừ biến đòn bẩy của năm Pre-IPO Mặc dù ước lượng hệ số của biến giả thị trường “sôi động” có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy trong cả hai trường hợp có và không có biến M/B, nhưng kết quả này không đạt ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.4 trình bày hệ số hồi quy của các biến nhân tố như hệ số M/B, khả năng sinh lợi, quy mô doanh nghiệp, tài sản cố định và tỷ lệ đòn bẩy, cho thấy mối quan hệ nhất quán với giả thiết của các nghiên cứu trước Theo Alti (2006) và Chang & Dasgupta (2009), độ trễ của đòn bẩy có mối quan hệ ngược chiều và ý nghĩa thống kê với sự thay đổi của đòn bẩy sổ sách, được thể hiện trong bảng 4.4 và 4.5.
BẢNG 4.4: ẢNH HƯỞNG NGẮN HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƯỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN ΔD/A t ΔD/A t D/A t D/A t
MỤC A: Giá trị trung bình
MỤC B: Phân tích hồi quy
Bảng 4.5 trình bày kết quả kiểm định ảnh hưởng lâu dài của thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn Mục A so sánh giá trị thay đổi tỷ lệ đòn bẩy (ΔD/At) giữa các doanh nghiệp IPO trong thị trường "sôi động" và "kém sôi động" trong 5 năm sau IPO Kết quả cho thấy doanh nghiệp IPO trong thị trường "sôi động" thường có mức suy giảm đòn bẩy lớn hơn so với doanh nghiệp trong thị trường "kém sôi động", với sự chênh lệch khoảng 5,59% trong năm IPO+1 Tuy nhiên, từ năm IPO+2 trở đi, mối quan hệ giữa hai nhóm doanh nghiệp không đồng nhất, với kết quả đảo ngược ở năm IPO+2 và IPO+4, mặc dù những khác biệt này không có ý nghĩa thống kê.
Hệ số hồi quy trong bảng 4.5, mục B chỉ ra rằng biến HOT có mối quan hệ tích cực với sự thay đổi của đòn bẩy, cho thấy các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn thị trường "sôi động" thường tăng cường đòn bẩy So sánh trong mục A, bảng 4.6 cho thấy tỷ lệ đòn bẩy trung bình của các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn "sôi động" cao hơn so với giai đoạn "kém sôi động" từ năm thứ nhất đến năm thứ năm sau IPO Tuy nhiên, các kết quả này không đạt ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.6 so sánh tỷ lệ đòn bẩy bình quân của hai nhóm doanh nghiệp IPO trong các giai đoạn thị trường khác nhau, cho thấy tỷ lệ này cao hơn ở giai đoạn thị trường sôi động so với thời điểm “kém sôi động” Tuy nhiên, các giá trị t-statistics chỉ ra rằng những kết quả này không có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.6 tiếp tục trình bày kết quả hồi quy biến tỷ lệ đòn bẩy (D/At) với các biến kiểm soát đại diện cho đặc tính doanh nghiệp như M/B, EBITDA, SIZE và PPE, trong đó loại trừ biến tỷ lệ đòn bẩy tại năm trước IPO (D/Apre_ipo) Kết quả cho thấy sự tương đồng với kết quả ở mục B.
BẢNG 4.5: TÁC ĐỘNG DÀI HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƯỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN: ΔD/At IPO+1 IPO+2 IPO+3 IPO+4 IPO+5
MỤC A: Giá trị trung bình
MỤC B: Phân tích hồi quy
BẢNG 4.6: TÁC ĐỘNG DÀI HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƯỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN
D/At IPO+1 IPO+2 IPO+3 IPO+4 IPO+5
Phần A: Giá trị trung bình
Phần B: Phân tích hồi quy
Biến HOT có hệ số hồi qui dương qua các năm, cho thấy mối quan hệ đồng biến giữa biến HOT và đòn bẩy nợ của doanh nghiệp.
Biến M/B trong cả hai mô hình hồi quy cho thấy mối quan hệ nghịch chiều với sự biến thiên của đòn bẩy (ΔD/At) và đòn bẩy bình quân qua các năm Ảnh hưởng của biến M/B kéo dài trong hai năm đầu sau IPO và có ý nghĩa thống kê rõ ràng.
Mô hình hồi quy cho thấy mức độ phù hợp với chỉ số R² đã được điều chỉnh từ 0.32 đến 0.52, cho thấy tính nhất quán và sự phù hợp với kết quả nghiên cứu của Alti (2006), trong đó biến thiên từ 0.33 đến 0.49.
Kết quả thực nghiệm của các biến kiểm soát
4.3.1 Biến chỉ số thị trường (M/B):
Nghiên cứu cho thấy biến M/B ảnh hưởng rõ rệt đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp qua thay đổi tỷ lệ đòn bẩy, đặc biệt trong 2 năm sau IPO với ý nghĩa thống kê Chỉ số M/B phản ánh cơ hội tăng trưởng tương lai, và kết quả chỉ ra mối quan hệ nghịch chiều giữa cơ hội tăng trưởng và tỷ lệ vay nợ, cho thấy các doanh nghiệp tăng trưởng cao niêm yết tại HOSE ít vay nợ hơn Điều này ngụ ý rằng sự gia tăng giá cổ phiếu làm giảm chi phí vốn cổ phần, từ đó khuyến khích doanh nghiệp sử dụng nguồn vốn cổ phần để tài trợ tài chính.
Kết quả nghiên cứu cho thấy các doanh nghiệp có chỉ số M/B cao thường tăng cường sử dụng nguồn tài trợ vốn cổ phần từ bên ngoài, thay vì vay nợ, nhằm tránh gây áp lực lên cấu trúc vốn và giảm nguy cơ phá sản Mối quan hệ nghịch chiều này cũng được xác nhận bởi các nghiên cứu của Frank & Goyal (2004) và Alti (2006).
4.3.2 Biến khả năng sinh lợi (EBITDA/A):
Các hệ số hồi quy cho thấy mối quan hệ nghịch chiều và có ý nghĩa thống kê giữa khả năng sinh lợi và đòn bẩy nợ của doanh nghiệp Kết quả này xác nhận giả thuyết của lý thuyết trật tự phân hạng, cho thấy doanh nghiệp ưu tiên sử dụng lợi nhuận giữ lại để tài trợ đầu tư thay vì vay nợ hoặc phát hành cổ phần Do đó, các doanh nghiệp có khả năng sinh lợi tốt thường vay nợ ít hơn so với các doanh nghiệp khác.
Kết quả nghiên cứu của Booth và cộng sự (2001) cho thấy cấu trúc vốn của các doanh nghiệp ở các quốc gia đang phát triển tương đồng với những phát hiện gần đây Đồng thời, nghiên cứu của Nguyen và cộng sự (2012) chỉ ra rằng khả năng sinh lợi có mối quan hệ ngược chiều với đòn bẩy nợ, bao gồm cả tổng nợ, nợ ngắn hạn và nợ dài hạn.
Nghiên cứu của Tiến Sĩ Lê Đạt Chí cho thấy có mối quan hệ ngược chiều giữa biến EBITDA (ROA) và đòn bẩy tài chính của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam, điều này phù hợp với kết quả nghiên cứu trước đó.
4.3.3 Biến qui mô doanh nghiệp (SIZE):
Kết quả hồi qui từ các bảng 4.4, 4.5 và 4.6 cho thấy rõ ràng rằng qui mô doanh nghiệp, được đo lường bằng logarit tự nhiên của doanh thu thuần, có ảnh hưởng đáng kể đến đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp Ảnh hưởng này kéo dài tới 5 năm sau khi doanh nghiệp thực hiện IPO Hệ số hồi qui chỉ ra rằng có mối quan hệ đồng biến giữa qui mô và tỷ lệ vay nợ, với mức ý nghĩa thống kê đạt 5% và 1%.
Kết quả nghiên cứu hỗ trợ quan điểm và giả thuyết của lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, cho thấy rằng quy mô doanh nghiệp có mối liên hệ nghịch với nguy cơ sụp đổ của doanh nghiệp.
Các doanh nghiệp lớn thường áp dụng chiến lược đa dạng hóa đầu tư để giảm thiểu rủi ro Việc phân tán các kênh đầu tư giúp họ ít bị ảnh hưởng bởi tình trạng bất cân xứng thông tin Đồng thời, các doanh nghiệp quy mô lớn cũng có vị thế mạnh mẽ hơn trong quan hệ với các chủ nợ.
Các doanh nghiệp niêm yết tại HOSE có lợi thế trong việc huy động nguồn tài chính từ bên ngoài với chi phí thấp hơn, cho thấy sự gia tăng vay nợ tương ứng với quy mô doanh nghiệp và giảm nguy cơ phá sản Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây tại thị trường Việt Nam của Nguyen & Ramachandran (2006), Biger và cộng sự (2008), cũng như Nguyen & cộng sự (2012).
4.3.4 Tài sản hữu hình (PPE/A):
Nghiên cứu chỉ ra rằng có mối quan hệ đồng biến giữa tài sản cố định và tỷ lệ vay nợ, nhưng giá trị t-statistics của hệ số hồi quy cho thấy mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kê Kết quả này nhất quán với nghiên cứu trước đây của Nguyen và cộng sự (2012) Tương tự, nghiên cứu của Deesomsak và cộng sự (2004) về cấu trúc vốn của doanh nghiệp tại Thái Lan, Singapore và Malaysia cũng không phát hiện mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa tài sản cố định và tỷ lệ nợ của doanh nghiệp.
Nguyên nhân gây ra những ảnh hưởng không có ý nghĩa thống kê có thể được giải thích bởi đặc điểm của các doanh nghiệp niêm yết tại HOSE Theo nghiên cứu của Nguyen và đồng sự (2012), khoảng 40% doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có sự sở hữu từ khu vực nhà nước Nghiên cứu của Nguyen & Ramachandran (2006) cho thấy các doanh nghiệp có yếu tố nhà nước thường có lợi thế hơn trong việc tiếp cận nguồn vốn, được nhà nước bảo hộ, có ưu thế thị trường và ảnh hưởng đến ngân hàng Mối quan hệ với hệ thống ngân hàng là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến khả năng vay nợ và tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp Việt Nam.
Ảnh hưởng của tài sản hữu hình lên tỷ lệ vay nợ là khá yếu do tỷ trọng nhỏ của các khoản nợ dài hạn trong tổng nợ Thông thường, các khoản vay đi kèm với tài sản thế chấp, đặc biệt là các khoản vay dài hạn Tuy nhiên, nhiều doanh nghiệp vẫn có thể tiếp cận các khoản vay ngắn hạn mà không cần tài sản đảm bảo, như vay tín chấp, vay đầu tư cơ sở hạ tầng, hoặc vay có bảo lãnh của chính phủ, điều này đã làm giảm tác động của tài sản cố định lên khả năng vay nợ của doanh nghiệp.
Kiểm tra tính đồng nhất của mô hình (robustness test)
Có nhiều phương pháp để kiểm tra tính đồng nhất của mô hình Nghiên cứu của Alti
Năm 2006, Alti tiến hành kiểm tra tính đồng nhất của mô hình nghiên cứu bằng cách chia mẫu thành hai nhóm dựa trên doanh thu thuần, so sánh sự khác biệt về biến thiên bình quân của các nhóm này Nghiên cứu cũng phân mẫu theo thời gian trước và sau năm 1987, đồng thời định nghĩa lại điều kiện thị trường “sôi động” là nhóm 30% các tháng có số lượng IPOs cao nhất Kết quả từ bảng 4.7 và 4.8 cho thấy mô hình hồi quy với mẫu dữ liệu được phân nhóm lại cho ra kết quả tương đồng với các phát hiện trước đó, khẳng định tính đồng nhất của mô hình nghiên cứu.
BẢNG 4.7: KIỂM TRA TÍNH ĐỒNG NHẤT CỦA MÔ HÌNH ẢNH HƯỞNG NGẮN HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƯỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN ΔD/A t ΔD/A t D/A t D/A t
MỤC A: Giá trị trung bình
MỤC B: Phân tích hồi quy
BẢNG 4.8: KIỂM TRA TÍNH ĐỒNG NHẤT CỦA MÔ HÌNH ẢNH HƯỞNG DÀI HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM
THỊ TRƯỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN
Phần A: Giá trị trung bình
Phần B: Phân tích hồi quy