(Luận văn) kiểm định ảnh hưởng của lý thuyết thời điểm thị trường đến các doanh nghiệp ipo việt nam ,

t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH hi ep  w n lo ad ju y th yi pl LÊ MINH CÚC QUỲNH n ua al n va KIỂM ĐỊNH ẢNH HƯỞNG ll fu m oi CỦA LÝ THUYẾT THỜI ĐIỂM at nh z THỊ TRƯỜNG ĐẾN CÁC z ht vb k jm DOANH NGHIỆP IPO VIỆT NAM om l.c gm an Lu n va ey t re LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp Hồ Chí Minh - 2013 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ng  hi ep w n lo ad ju y th LÊ MINH CÚC QUỲNH yi pl KIỂM ĐỊNH ẢNH HƯỞNG n ua al n va CỦA LÝ THUYẾT THỜI ĐIỂM ll fu oi m THỊ TRƯỜNG ĐẾN CÁC at nh z DOANH NGHIỆP IPO VIỆT NAM z jm ht vb k Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng om LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ l.c gm Mã ngành: 60340201 an Lu n va NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC ey t re PGS TS NGUYỄN THỊ LIÊN HOA Tp Hồ Chí Minh - 2013 DANH MỤC CÁC THUẬT NGỮ VIẾT TẮT t to TÊN TIẾNG VIỆT TÊN TIẾNG ANH ng hi ep BCTC Báo cáo tài Phát hành lần đầu cơng w IPO Initial Public Offering n lo chúng ad Modigliani Miller theory Lý thuyết định thời điểm thị Market timing theory yi MTT Lý thuyết MM ju y th MM pl Phương pháp bình phương bé Ordinary Least Squares n n va OLS ua al trường ll fu Lý thuyết trật tự phân hạng SGDCK Sở giao dịch chứng khoán TPHCM TPHCM STT Lý thuyết đánh đổi Pecking order theory oi m POT at nh z z ht vb k jm Static trade-off theory om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC HÌNH VẼ t to Hình 1.1: Đường trung bình di động tháng số lượng IPO hàng tháng ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC BẢNG VẼ t to Bảng 4.1: Bảng thống kê mô tả doanh nghiệp ng hi ep Bảng 4.2: Kết kiểm định hệ số tương quan biến w Bảng 4.3: Kết hồi quy biến Proceeds/At-1khi khơng có biến tương tác n lo ad Bảng 4.4: Kết hồi quy biến Proceeds/Atkhi khơng có biến tương tác y th yi mơ hình ju Bảng 4.5: Kết hồi quy biến Proceeds/At-1khi có biến tương tác pl al n va mơ hình n ua Bảng 4.6: Kết hồi quy biến Proceeds/At có biến tương tác ll fu Bảng 4.7: Kết hồi quy biến Proceeds/At-1khi có biến tương tác oi m mơ hình nh at Bảng 4.8: Kết kiểm định phương sai thay đổi biến tác động lên z z cấu trúc vốn doanh nghiệp vb ht Bảng 4.9: Kết hồi quy biến thiên tỷ lệ đòn bẩy tài khơng có k jm biến tương tác gm om tương tác l.c Bảng 4.10: Kết hồi quy biến thiên tỷ lệ đòn bẩy tài có biến n va nghiệp IPO n a Lu Bảng 4.11: Tác động thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn doanh y te re TĨM TẮT t to Mục đích luận văn kiểm định tác động lý thuyết định thời ng hi điểm thị trường tác động đến cấu trúc vốn cổ phần doanh nghiệp ep hoạt động IPO Việt Nam niêm yết sàn HOSE giai đoạn chu kỳ từ w tháng 1/2006 đến tháng 12/2012 Tập liệu bao gồm 234 doanh n lo nghiệp tham gia IPO từ tháng 1/2006 đến tháng 12/2012 Việt Nam có giá trị ad liệu sàn chứng khốn HOSE Tơi phân tích lý thuyết định thời điểm y th ju thị trường sử dụng phương pháp hồi quy Pooled OLS Mục đích yi kiểm định tác động lý thuyết định thời điểm thị trường đến số lượng pl ua al vốn cổ phần phát hành doanh nghiệp IPO, thứ hai kiểm định tác động n lý thuyết định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn Chúng kết luận lý va n thuyết định thời điểm thị trường có ảnh hưởng đến doanh nghiệp IPO ll fu Việt Nam oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Chương 1: GIỚI THIỆU t to Lý chọn đề tài ng hi ep Từ lý thuyết Modigliani Miller công bố năm 1958, nhà nghiên cứu bắt đầu tiến hành điều tra định tài trợ doanh w n nghiệp cho hoạt động mình, cấu trúc vốn vấn đề quan lo ad trọng định tài trợ doanh nghiệp Tuy y th vấn đề mẻ thu hút quan tâm đặc biệt nhiều nhà ju yi nghiên cứu kinh tế tài khắp giới Quyết định làm giảm chi pl ua al phí vốn có tầm quan trọng để tối đa giá trị thị trường doanh nghiệp Lý n thuyết MM (1958) đưa nhân tố làm giảm chi phí vốn nợ, đồng n va thời giải thích cơng ty đạt đến cấu trúc vốn tối ưu Theo ll fu Modigliani Miller (1958), doanh nghiệp vay giảm chi phí vốn oi m cách trừ tiền lãi từ khoản thuế phải trả Tuy nhiên chi phí vốn gia at nh tăng sau thời điểm định đối mặt với rủi ro tài Lý thuyết z MM cho cơng ty khơng thể thay đổi chi phí vốn cách thay đổi tỉ lệ z vb nợ/ vốn cổ phần dựa giả thiết khơng có thuế, chi phí đại diện, chi phí phá ht sản thơng tin bất đối xứng Nói cách khác, sách tài doanh jm k nghiệp độc lập với giá trị thị trường doanh nghiệp Giả thiết không thực tế gm lý thuyết khám phá lý thuyết khác lý thuyết đánh đổi om l.c cấu trúc vốn, lý thuyết trật tự phân hạng, lý thuyết định thời điểm thị trường a Lu giải thích định cấu trúc vốn doanh nghiệp Sự đời n ba lý thuyết cấu trúc vốn nhằm thích nghi với giả thiết thị trường bất hồn n va hảo, thơng tin bất cân xứng khủng hoảng tài sử dụng nợ giải y thống cấu trúc vốn bao gồm ba lý thuyết lý thuyết đánh đổi te re thích định cấu trúc vốn doanh nghiệp Những lý thuyết truyền cấu trúc vốn (Trade off theory), lý thuyết trật tự phân hạng (pecking order t to theory), lý thuyết định thời điểm thị trường (market timing theory) Trong ng lý thuyết thời điểm thị trường chưa thể lý giải vấn đề hi ep cách triệt để, lý thuyết đánh đổi lý thuyết trật tự phân hạng hai lý thuyết có tảng lý luận vững Quá trình phát triển lý thuyết w n ước lượng tính hiệu lý thuyết cấu trúc vốn đưa đến lo ad chứng không giống Shyam-Sunder Myers (1999) tìm thấy y th ju chứng ủng hộ lý thuyết trật tự phân hạng lý thuyết đánh đổi Fama yi French (2002) tìm thấy chứng có thiên hướng chống lại hai lý thuyết pl ua al Frank Goyal (2003) tìm thấy chứng có liên quan với lý thuyết trật tự n phân hạng, đặc biệt công ty nhỏ Trong hầu hết nghiên n va cứu sử dụng mơ hình thực nghiệm phổ biến để kiểm định hai lý thuyết ll fu chưa có nhiều nghiên cứu kiểm định tính hiệu lực giả định mơ m oi hình at nh Tính cần thiết đề tài z z ht vb Thị trường chứng khoán Việt Nam kênh huy động jm vốn quan trọng cho doanh nghiệp phương thức đầu tư ưa k chuộng Bên cạnh việc đầu tư thị trường thứ cấp, đầu tư thị gm l.c trường sơ cấp vào đợt IPO hình thức đầu tư lựa chọn om Thực trạng IPO năm gần cho thấy nhiều doanh nghiệp tiến hành y Nam để kiểm định tác động lý thuyết định thời điểm thị trường đến cấu te re nghiệp thực trạng việc định giá cổ phiếu doanh nghiệp IPO Việt n văn dựa hoạt động việc phát hành công chúng lần đầu doanh va nhiều phiên IPO phải hủy bỏ khơng có người đăng ký mua Bài luận n nghiệp phải giãn tiến độ IPO kết IPO khơng khả quan, chí a Lu IPO thất bại, trồi sụt thị trường chứng khốn, nhiều doanh trúc vốn địn bẩy doanh nghiệp hoạt động IPO Thực tế Việt t to Nam chưa tìm thấy nghiên cứu thực nghiệm tính hiệu lý ng thuyết cấu trúc vốn, đặc biệt ảnh hưởng lý thuyết định thời điểm thị hi ep trường đến doanh nghiệp hoạt động IPO, việc kiểm định tính hiệu lực giả định lý thuyết Trong tài liệu w n giáo khoa đề cập chi tiết lý thuyết cấu trúc vốn chương trình lo ad đại học người ta vận dụng thường xuyên phân tích, y th ju việc xem xét tính phù hợp lý thuyết Việt Nam chưa thật yi rõ ràng Để bước đầu tiếp cận với lý thuyết cấu trúc vốn này, cụ thể lý pl ua al thuyết định thời điểm thị trường, tiến hành thực nghiên cứu thực n nghiệm “Kiểm định lý thuyết định thời điểm thị trường tác động đến cấu trúc ll fu trả lời cho câu hỏi: n va vốn dựa vào hoạt động IPO doanh nghiệp Việt Nam” Nghiên cứu oi m at IPO Việt Nam hay không? nh (1) Lý thuyết định thời điểm thị trường có tác động đến doanh nghiệp z z (2) Lý thuyết định thời điểm thị trường tác động đến số lượng vốn cổ phần vb ht phát hành cấu trúc vốn doanh nghiệp IPO Việt Nam k jm nào? Đề tài tập trung giải mục tiêu nghiên cứu sau: om l.c gm Mục tiêu nghiên cứu n y te re lên cấu trúc vốn va Thứ hai kiểm định tác động lý thuyết định thời điểm thị trường n đến số lượng vốn cổ phần phát hành doanh nghiệp IPO a Lu Thứ nhất, kiểm định tác động lý thuyết định thời điểm thị trường Đối tượng nghiên cứu: t to ng Để đạt mục tiêu nghiên cứu trên, đối tượng nghiên cứu hi ep luận văn bao gồm: w - Biến giả thị trường HOT n lo - Sự biến thiên tỉ lệ địn bẩy tài (D/A) ad - Lợi nhuận thu từ việc bán cổ phiếu chia cho tổng tài sản cuối năm y th ju IPO (Proceeds/At) yi - Lợi nhuận thu từ việc bán cổ phiếu chia cho tổng tài sản đầu năm pl n ua al IPO (Proceeds/At-1) n va Phạm vi nghiên cứu: fu ll Các số liệu lấy giai đoạn từ tháng 1/2006 đến tháng oi m 12/2012 at nh z Các mẫu chọn công ty phi tài niêm yết sàn z giao dịch Sở chứng khoán TPHCM tham gia vào hoạt động IPO giai đoạn từ ht k jm l.c gm Phương pháp nghiên cứu vb tháng 1/2006 đến tháng 12/2012 om Sử dụng phương pháp hồi quy Pooled OLS để kiểm định ảnh hưởng n hành tác động đến cấu trúc vốn a Lu lý thuyết thời điểm thị trường tác động đến số lượng vốn cổ phần phát y cơng ty phi tài niêm yết sàn HOSE, dựa vào việc thu thập te re Dữ liệu nghiên cứu tính tốn từ thu thập từ báo cáo tài n va Dữ liệu nghiên cứu 47 reg proceedsat hot mbt ebitdaat1 sizet1 ppeat1 dat1 hotmbt hotsize,r t to Linear regression ng Number of obs F( 8, 1273) Prob > F R-squared Root MSE hi ep w Coef hot mbt ebitdaat1 sizet1 ppeat1 dat1 hotmbt hotsize _cons -2067.817 -84612.8 537.8822 -112.1154 185.5319 -473.5905 86759.78 193.131 2709.562 n proceedsat Robust Std Err lo ad ju y th 895.6653 57528.33 432.9769 48.10849 208.8626 117.8126 57529.21 67.23443 638.6924 t P>|t| yi -2.31 -1.47 1.24 -2.33 0.89 -4.02 1.51 2.87 4.24 = 1282 = 2486.27 = 0.0000 = 0.1031 = 1167.3 [95% Conf Interval] 0.021 0.142 0.214 0.020 0.375 0.000 0.132 0.004 0.000 -3824.959 -197473.6 -311.5446 -206.4961 -224.2208 -704.7187 -26102.7 61.2285 1456.557 -310.6747 28247.96 1387.309 -17.73477 595.2846 -242.4624 199622.3 325.0335 3962.568 pl al n ua Bảng 4.6: Kết hồi quy biến Proceeds/Atkhi có biến tương tác n va mơ hình ll fu Sau đưa biến tương tác HOT*M/Bt HOT*SIZE vào mơ hình (2), oi m kết thực nghiệm bảng 4.5 cho thấy R2 = 20.32% với p-value R2 = at nh nên hệ số hồi quy có ý nghĩa.Hệ số hồi quy biến SIZEt-1có mức ý z nghĩa 5%; biến PPE/At-1có mức ý nghĩa 10%; lại biến HOT, M/Bt, z ht vb EBITDA/At-1,D/At-1, HOT*M/Bt HOT*SIZE khơng có ý nghĩa thống kê jm Hệ số hồi quy biến SIZEt-1 mang giá trị âm -112.1154 nên quy mô công k ty có mối quan hệ ngược chiều với số lượng vốn cổ phần PPE/At-1 mang gm om l.c chiều với số lượng vốn cổ phần phát hành giá trị dương 185.5319 tỉ lệ tài sản hữu hình có mối quan hệ a Lu Kết thực nghiệm bảng 4.6 cho thấy R2 = 10.31% với p-value n R2 = nên hệ số hồi quy có ý nghĩa.Hệ số hồi quy biến HOT, doanh nghiệp thị trường HOT gia tăng lợi nhuận từ việc bán cổ phần y HOT*SIZE mang giá trị dương 193.131 có ý nghĩa quy mô te re EBITDA/At-1, PPE/At-1 HOT*M/Bt khơng có ý nghĩa thống kê Biến n va SIZEt-1, D/At-1, HOT*SIZE có mức ý nghĩa 5%; cịn lại biến M/Bt, 48 thị trường HOT tăng theo Biến tương tác HOT*M/Bt khơng có ý t to nghĩa số lượng vốn cổ phần phát hành Tỉ lệ địn bẩy tài mang ng giá trị âm -473,5905 số lượng vốn cổ phần phát hành có mối quan hệ hi ep ngược chiều với địn bẩy năm trước Tuy nhiên, có biến tương tác biến HOT lại mang giá trị âm -2067.817 cho thấy mối quan hệ ngược chiều w n thị trường HOT số lượng vốn cổ phần phát hành lo Proceeds/At Proceeds/At-1 Proceeds/At-1 +/- 483.4704 ** -2067.817 ** 1402.88 ** 4189.947 (0.021) (0) (0.224) -84612.8 28406.04 ** -81451.07 (0) (0.142) (0) (0.534) 537.8822 1751.388 1786.868 (0.214) (0.263) (0.258) -362.6794 ** -272.3924 ** (0.009) (0) -1091.261 * -1045.115 * (0.053) (0.052) ju y th Proceeds/At al ad HOT Dấu kỳ vọng yi +/- pl M/Bt (0) 2024.637 ** n ua + 558.1244 -112.1154 ** (0.396) (0.02) 223.9781 185.5319 (0.307) (0.375) -508.8617 ** -473.5905 ** 1038.656 vb 996.1012 (0) (0) (0.175) (0.169) - 86759.78 - 109732 oi at nh +/- -30.22868 m PPE/At-1 - ll SIZEt-1 fu (0.192) n va EBITDA/At-1 z z D/At-1 ht 193.131 ** - om (0.004) 0.0907 0.1031 0.2017 0.2032 0 0 n y te re hành doanh nghiệp IPO va Hệ số hồi quy (**) mang ý nghĩa 5% (*) mang ý nghĩa 10% Các hệ số ( ) giá trị p-value hệ số hồi quy Bảng 4.7: Ảnh hưởng thời điểm thị trường đến số lượng vốn cổ phần phát n p-value (0.396) a Lu R2 -212.596 l.c - (0.402) gm (0.132) HOT*SIZE k jm HOT*M/Bt +/- 49 Tóm lại, số lượng vốn cổ phần phát hành doanh nghiệp IPO t to chịu ảnh hưởng tác động thị trường HOT – COLD Biến giả HOT ng mang giá trị dương cột cột 3, có ý nghĩa doanh nghiệp thị hi ep trường HOT có khuynh hướng gia tăng vốn cổ phần nhiều doanh nghiệp thị trường COLD (phù hợp với kết luận Alti, 2006), đồng thời w n hỗ trợ cho nghiên cứu Gunney Hussian (2010) Biến giả HOT lo ad khơng có ý nghĩa cột lại mang giá trị âm cột mối quan hệ y th ju xét đến biến tương tác HOT*SIZE, doanh nghiệp tham yi gia vào thị trường HOT phát hành số lượng vốn cổ phần pl n tăng theo ua al quy mô doanh nghiệp gia tăng lợi nhuận từ việc bán cổ phiếu va n Tỉ lệ giá trị thị trường sổ sách (M/Bt) mang giá trị dương cột fu ll cột doanh nghiệp có nhiều hội đầu tư gia tăng vốn m oi nhiều hơn, lại khơng có ý nghĩa cột cột nh at Biến SIZE mang giá trị âm cho thấy doanh nghiệp có quy z z mô nhỏ gia tăng vốn cổ phần nhiều Tỉ lệ địn bẩy tài khơng vb ht có ý nghĩa cột cột lại mang giá trị âm cột cột jm k mức đòn bẩy trước năm IPO tương quan âm với mức lợi nhuận thu gm từ hoạt động IPO, tức địn bẩy năm trước cao lợi nhuận om l.c cuối năm IPO giảm a Lu Tỉ lệ tài sản hữu hình (PPE/A) khơng có ý nghĩa cột cột n lại có ý nghĩa cột cột 4, đồng thời lại mang giá trị âm cho thấy mạnh mẽ cho biến độc lập y hồi quy kiểm định từ mơ hình mang giá trị lớn có sức giải thích te re cổ phần phát hành doanh nghiệp năm IPO gia tăng nhiều Hệ số n va tỉ lệ tài sản hữu hình doanh nghiệp năm trước IPO thấp số lượng vốn 50 Tóm lại, dựa vào kết nghiên cứu thực nghiệm trên, ta kết luận t to lý thuyết định thời điểm thị trường có tác động đến việc phát hành vốn ng cổ phần doanh nghiệp IPO Việt Nam, doanh nghiệp hi ep thị trường HOT có khuynh hướng gia tăng vốn cổ phần nhiều doanh nghiệp thị trường COLD, đồng thời doanh nghiệp có quy mơ w n nhỏ gia tăng vốn cổ phần nhiều hơn, doanh nghiệp có nhiều hội lo ad đầu tư gia tăng vốn cổ phần mức đòn bẩy năm trước tham gia IPO y th ju cao lợi nhuận cuối năm IPO giảm Tuy nhiên, xét ảnh yi hưởng biến tương tác hội đầu tư tăng trưởng hay xem xét quy pl ua al mô khác doanh nghiệp, doanh nghiệp thị trường HOT n lại phát hành vốn cổ phần hơn, quy mô doanh nghiệp thị n va trường HOT gia tăng lợi nhuận từ việc bán cổ phần thị trường HOT ll fu tăng theo m oi 4.4 Ảnh hưởng vấn đề định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn nh at Phần kiểm tra ảnh hưởng lý thuyết định thời điểm thị z z trường đến cấu trúc vốn thông qua biến phụ thuộc biến thiên tỉ lệ địn bẩy vb ht tài từ năm bắt đầu IPO đến cuối năm IPO Đầu tiên, tập trung vào jm k thay đổi mức đòn bẩy từ trước năm IPO đến năm IPO, hồi quy biến giả HOT l.c gm biến độc lập theo mơ hình sau: (3) y biến kiểm sốt biến độc lập te re Đầu tiên, dùng kiểm định White để kiểm định phương sai thay đổi n (4) va β5PPE/At-1 + β6D/At-1 + β7HOT*M/Bt + β8HOT*SIZEt-1 + εt n D/At - D/At-1= α + β1HOT + β2M/Bt + β3EBITDA/At-1 + β4SIZEt-1 + a Lu β5PPE/At-1 + β6D/At-1 + εt om D/At - D/At-1 = α + β1HOT + β2M/Bt + β3EBITDA/At-1 + β4SIZEt-1 + 51 t to ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb jm k Bảng 4.8: Kết kiểm định Phương sai thay đổi biến tác động lên l.c gm cấu trúc vốn doanh nghiệp om Dựa vào kết kiểm định bảng 4.8, ta thấy 0.999 < 11.46 n thay đổi, hệ số hồi quy có mức tin cậy đáng kể a Lu 0.999 < 9.12 nên chấp nhận giả thiết Ho, tức mơ hình khơng bị phương sai n va y te re 52 Kết mơ hình (3) sau: t to ng reg datdat1 hot mbt ebitdaat1 sizet1 ppeat1 dat1 hi ep Source SS Model Residual df MS w 1275 045453232 025094219 32.2678489 1281 025189578 n 272719392 31.9951296 Number of obs F( 6, 1275) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE lo Total = = = = = = 1282 1.81 0.0935 0.0085 0.0038 15841 ad Coef Std Err ju pl t P>|t| 1.87 0.21 -0.83 1.94 1.78 0.22 -2.84 ua al 0089205 092523 0178339 0031244 0152589 0094508 0419921 n [95% Conf Interval] 0.062 0.833 0.405 0.053 0.076 0.827 0.005 -.0008098 -.161949 -.0498493 -.0000825 -.0028341 -.0164693 -.2017926 0341911 2010792 0201247 0121768 0570363 0206122 -.0370302 n va 0166906 0195651 -.0148623 0060472 0271011 0020715 -.1194114 yi hot mbt ebitdaat1 sizet1 ppeat1 dat1 _cons y th datdat1 ll fu oi m Bảng 4.9: Kết hồi quy biến thiên tỷ lệ địn bẩy tài at nh khơng có biến tương tác z Dựa vào kết bảng 4.9, ta thấy giá trị R2 = 0.85% với p-value R2 z ht vb = 0.0935 > α nên hệ số hồi quy có ý nghĩa Trong kết trên, hệ số hồi quy k jm biến HOT, PPE/At-1, SIZEt-1 có mức ý nghĩa 10%; cịn lại biến D/At-1, gm M/Bt EBITDA/At-1 khơng có ý nghĩa thống kê Hệ số hồi quy biến l.c HOT,PPE/At-1 SIZEt-1 mang giá trị dương có mối quan hệ om chiều với biến thiên tỉ lệ địn bẩy tài Khi doanh nghiệp tham gia vào n va gia tăng tỉ lệ đòn bẩy n với năm trước Đồng thời quy mơ doanh nghiệp lớn doanh nghiệp a Lu thị trường HOT doanh nghiệp gia tăng địn bẩy tài nhiều so y te re 53 Kết hồi quy mô hình (4) sau: t to reg datdat1 hot mbt ebitdaat1 sizet1 ppeat1 dat1 hotmbt hotsize ng Source SS df MS hi ep 523570281 31.7442787 1273 065446285 02493659 Total 32.2678489 1281 025189578 Model Residual Number of obs F( 8, 1273) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 1282 2.62 0.0075 0.0162 0.0100 15791 w n Coef lo datdat1 ad ju y th t 0839435 13.94854 0178208 0041159 01527 009502 13.94887 0063409 0544333 yi 232609 -25.17757 -.0110229 0131098 0310145 -.0015537 25.18814 -.0166021 -.2082149 pl P>|t| 2.77 -1.81 -0.62 3.19 2.03 -0.16 1.81 -2.62 -3.83 0.006 0.071 0.536 0.001 0.042 0.870 0.071 0.009 0.000 [95% Conf Interval] 0679262 -52.54223 -.0459843 0050352 0010574 -.0201949 -2.177154 -.0290418 -.3150037 3972918 2.187093 0239386 0211844 0609715 0170875 52.55343 -.0041624 -.1014261 n ua al hot mbt ebitdaat1 sizet1 ppeat1 dat1 hotmbt hotsize _cons Std Err n va Bảng 4.10: Kết hồi quy biến thiên tỷ lệ địn bẩy tài có ll fu biến tương tác m oi Dựa kết hồi quy bảng 4.10, xét đến biến tương tác, ta nh at thấy giá trị R2 = 1.62% với p-value R2 = 0.0075 nên hệ số hồi quy có ý z nghĩa Hệ số hồi quy biến HOT, SIZEt-1, PPE/At-1, HOT*SIZE có mức ý z ht vb nghĩa 5%; biến M/Bt, HOT*M/Bt có mức ý nghĩa 10%, cịn lại biến D/At-1, PPE/At-1 mang giá trị dương, biến tác động chiều với gm k jm EBITDA/At-1 khơng có ý nghĩa thống kê Hệ số hồi quy biến HOT, SIZEt- l.c biến thiên tỉ lệ địn bẩy tài Cịn lại hệ số hồi quy biến M/Bt, n a Lu lệ địn bẩy tài om HOT*SIZE mang giá trị âm mối quan hệ ngược chiều với biến thiên tỉ n va y te re 54 ng D/At - D/At-1 D/At - D/At-1 + 0.0166906* 0.232609 ** (0.062) (0.006) 0.0195651 -25.17757 * (0.833) (0.071) -0.148623 -0.0110229 (0.405) (0.536) 0.0060472 * 0.131098 ** (0.053) (0.001) + 0.0271011 * 0.0310145** ua t to Dấu kỳ vọng (0.076) (0.042) +/- 0.0020715 -0.0015537 (0.827) (0.87) hi HOT ep +/- M/Bt w n lo - ad EBITDA/At-1 y th + ju SIZEt-1 yi al n n va D/At-1 pl PPE/At-1 fu 25.18814 * ll HOT*M/Bt m oi (0.071) (-0.166021) at nh HOT*SIZE 0.009 ** z 0.0935 0.0075 ht p-value 0.0162 vb 0.0085 z R2 k jm Hệ số hồi quy (**) mang ý nghĩa 5% (*) mang ý nghĩa 10% gm Các hệ số ( ) giá trị p-value hệ số hồi quy om doanh nghiệp IPO l.c Bảng 4.11: Tác động thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn y 25.17757 cho thấy có gia tăng giá trị thị trường cổ phiếu te re địn bẩy tài để phát hành vốn cổ phần Tỉ lệ M/B mang giá trị âm - n doanh nghiệp thị trường HOT có nhiều hội đầu tư gia tăng tỉ lệ va với năm trước Biến HOT*M/Bt mang giá trị dương có ý nghĩarằng n IPO tham gia vào thị trường HOT gia tăng mức đòn bẩy nhiều so a Lu Biến giả HOT mang giá trị dương có ý nghĩa doanh nghiệp 55 doanh nghiệp huy động vốn để giảm tỉ lệ đòn bẩy ngược lại Biến SIZE t to mang giá trị dương, cho thấy doanh nghiệp có quy mơ năm trước IPO ng lớn gia tăng tỉ lệ địn bẩy tài sau tham gia IPO Biến hi ep HOT*SIZE mang giá trị âm có ý nghĩa doanh nghiệp tham gia vào hoạt động IPO thị trường HOT, doanh nghiệp có quy mơ nhỏ w n gia tăng tỉ lệ địn bẩy tài để phát hành vốn cổ phần nhiều Nói cách lo ad khác, thay đổi địn bẩy bị ảnh hưởng doanh nghiệp tham y th ju gia vào thị trường HOT COLD Do đó, lý thuyết thời điểm thị trường có yi ảnh hưởng đến cấu trúc vốn hay làm thay đổi tỉ lệ địn bẩy tài pl n ua al doanh nghiệp tham gia hoạt động IPO Việt Nam n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re 56 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN t to 5.1 Kết luận: ng hi ep Kết nghiên cứu trả lời câu hỏi đặt lý thuyết thời điểm thị trường có tác động đến số lượng vốn cổ phần cấu trúc vốn w n doanh nghiệp IPO Việt Nam, so với số nghiên cứu thực lo ad nghiệm trước lý thuyết thời điểm thị trường Việt Nam, kết ju y th nghiên cứu lý thuyết thời điểm thị trường không ảnh hưởng đến cấu trúc yi vốn doanh nghiệp IPO Việt Nam việc định thời điểm thị pl trường có tồn Việt Nam, nhiên tác động yếu ngắn hạn al n ua giá trị tích lũy tác động lại có ảnh hưởng không nhỏ đến n va chọn lựa cấu trúc vốn doanh nghiệp ll fu Trong nghiên cứu này, kiểm định ảnh hưởng lý thuyết thời oi m điểm thị trường đến cấu trúc vốn dựa vào hoạt động IPO doanh at nh nghiệp Việt Nam niêm yết Sở giao dịch chứng khoán TPHCM z Mục đích đầu tiên, kiểm định tác động thời điểm thị trường lên số lượng z vốn cổ phần phát hành công ty IPO Thứ hai, kiểm định tác động vb ht thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn Kết chủ yếu sau: jm k Khi kiểm định mơ hình hồi quy cơng ty phương pháp gm l.c Pooled OLS, kết hồi quy cho thấy biến giả HOT có ý nghĩa ảnh hưởng om đến thời điểm phát hành vốn cổ phần cơng ty, cơng ty có xu y Phát phù hợp với nghiên cứu Guney Hussian (2007) Tuy te re công ty tăng đáng kể năm IPO, tỉ lệ M/B giảm sau kiện IPO n bẩy trước năm IPO tương quan âm với lợi nhuận thu từ IPO, lợi nhuận va có khuynh hướng gia tăng vốn cổ phần nhiều hơn, đồng thời mức đòn n phù hợp với nghiên cứu Alti (2006) Các doanh nghiệp có quy mô nhỏ a Lu hướng phát hành nhiều vốn cổ phần tham gia vào thị trường HOT, 57 nhiên, biến giả HOT lại khơng có ý nghĩa xem xét doanh nghiệp IPO t to mối quan hệ tương tác hội đầu tư tăng trưởng quy mô ng doanh nghiệp thị trường HOT hi ep Sau đó, chúng tơi kiểm định ảnh hưởng thời điểm thị trường đến w cấu trúc vốn, dẫn đến kết luận gia tăng tỉ lệ giá trị thị trường giá trị n lo sổ sách dẫn đến việc thay đổi biến thiên tỉ lệ địn bẩy tài ad y th doanh nghiệp thị trường HOT, cụ thể giá trị thị trường cổ phiếu ju tăng doanh nghiệp có xu hướng huy động vốn cổ phần để bán thêm cổ yi phiếu ta thị trường, làm giảm tỉ lệ đòn bẩy doanh nghiệp.Đối pl ua al vớicác doanh nghiệp có quy mơ lớn sử dụng nhiều đòn bẩy n doanh nghiệp tham gia vào thị trường HOT doanh va n nghiệp lớn sử dụng địn bẩy Sự biến thiên địn bẩy khơng fu ll làm ảnh hưởng đến lợi nhuận doanh nghiệp, lại bị ảnh hưởng m oi doanh nghiệp tham gia vào thị trường HOT – COLD Dựa vào giá phát nh at hành cổ phiếu doanh nghiệp, nhận thấy mức giá phát hành thị z trường cao nhiều so với giá niêm yết phù hợp với lý thuyết thời z ht vb điểm thị trường doanh nghiệp phát hành cổ phiếu giá cao mua lại om l.c 5.2 Hạn chế: gm doanh nghiệp Việt Nam tham gia hoạt động IPO k jm giá thấp Tóm lại, lý thuyết định thời điểm thị trường có tác động đến a Lu Bài nghiên cứu kiểm định ảnh hưởng lý thuyết định thời điểm n thị trường tác động đến số lượng vốn cổ phần cấu trúc vốn y giải thích doanh nghiệp thị trường HOT có khuynh hướng te re tra khác doanh nghiệp thị trường HOT – COLD để n va doanh nghiệp IPO Việt Nam dựa hồi quy Pooled OLS, mà chưa kiểm 58 phát hành nhiều vốn cổ phần đạt lợi nhuận cơng ty t to thị trường COLD, xác định thời điểm thị trường ng hi Bài nghiên cứu kiểm định tác động lý thuyết định thời ep điểm thị trường đến cấu trúc vốn doanh nghiệp ngắn hạn, w dài hạn chưa kiểm định ảnh hưởng lý thuyết n lo ad Vì liệu thu thập để tính tốn kiểm định mơ hình chủ yếu lấy từ báo y th cáo tài doanh nghiệp có giá trị Sở giao dịch chứng khoán ju yi TPHCM, nhiên không tránh khỏi việc số công ty báo cáo pl khơng thật tình hình tài cơng ty nhiều lý do, làm ua al sai lệch phần kết lý thuyết mơ hình so với thực tế n n va 5.3 Hướng phát triển đề tài ll fu oi m Các định cấu trúc vốn định dài hạn, nên cần thiết nh mở rộng việc thu thập liệu để kiểm định tác động lý thuyết định at thời điểm thị trường đến doanh nghiệp IPO Việt Nam Kayhan z z Titman (2007) xác định việc thay đổi đòn bẩy bị tác động lý thuyết vb ht định thời điểm thị trường ngắn hạn họ lại không xác nhận việc k jm tác động lý thuyết dài hạn gm l.c Cần tìm thêm yếu tố tài khác để đưa vào mơ hình kiểm định om mức độ ảnh hưởng biến tài bên đến số lượng vốn cổ phần n y te re hưởng lý thuyết định thời điểm thị trường Điều quan trọng để va Có thể phân loại theo nhóm ngành cơng nghiệp kiểm định ảnh n định thời điểm thị trường a Lu phát hành cấu trúc vốn doanh nghiệp, tăng độ tin cậy lý thuyết phân tích tính hợp lệ tâm lý thị trường từ nhà đầu tư toàn cầu việc đáp ứng hiệu lý thuyết định thời điểm thị trường công ty Họ 59 không nên quan sát thông tin vấn đề tài báo cáo tài t to để ước tính giá trị thị trường sổ sách mà nên quan sát thông ng tin vấn đề phi tài CGPI (chỉ số nhận thức Quản trị doanh hi ep nghiệp) CSRI (Chỉ số Trách nhiệm xã hội doanh nghiệp) w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re 60 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO t to Alti, A (2006) How Persistent Is the Impact of Market Timing on Capital ng hi Structure? Journal of Finance, 61(4): 1681-1710 ep Andreas Trauten, Roland C Schulzand Maik Dierkes, 2007 The Performance w of IPO Investment Strategies and Pseudo Market Timing – Evidence from n lo Germany JEL-classification : G10, G11, G14 ad y th Baker and Wurgler, 2002 Market Timing and capital Structure The Journal ju of Finance, Vol 57, No : 1-32 yi pl Bougatef, Tunisie and Chichti, 2010 Equity Market Timing and Capital al ua Structure: Evidence from Tunisia and France International Journal of n Business and Management, Vol 5, No 10 va n Gunney and Hussian, 2007 Capital structure and IPO market timing in the fu ll UK Availble at: oi m http://cafef.vn/ at nh http://idoc.vn/tai-lieu z z ht vb http://vi.wikipedia.org/wiki k jm http://www.cophieu68.vn gm l.c http://youth.ueh.edu.vn/modules.php?name=Files&go=view_file&lid=355 om Ignatius Roni Setyawan, Budi Frensidy, 2012 Empirical Tests for Market y Initial Public Offerings – Evidence from Turkey te re Kivilcim Eraydin, 2008 The Underpricing and Long run Performance of n Theory of Capital Structure ISSN: 2089-6271 va Ignatius Rony Setyawan, 2011 An Empirical Study on Market Timing n Classification: G3;G31;G32 a Lu Timing Theory of Capital Structure on the Indonesian Stock Exchange JEL 61 Rongbing Huang and Jay R Ritter, 2005 Testing the Market Timing Theory t to of Capital Structure ng Sibel and Deniz, 2013 Does market timing drive capital structure? Empirical hi ep Evidence from an Emerging Market International Journal of Economics and Financial Issues, Vol 3, No : 140-152, ISSN: 2146-4138 w n lo Thanh Van Nguyen, 2012 Market Timing, Taxes and Capital Structure: ad Evidence from Vietnam Master Thesis Business Administrator, track y th ju Financal Management yi William B Elliott, Johanna Koëter-Kant and Richard S Warr, 2004 Further pl n 637282 ua al Evidence on the Financing Deficit: The Impact of Market Timing SSRN-ID n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re