GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI
LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI
Giai đoạn 2016 – 2018, thị trường cổ phiếu Việt Nam ghi nhận sự tăng trưởng mạnh mẽ nhờ vào làn sóng IPO từ nhiều doanh nghiệp, với giá trị lên đến ngàn tỷ đồng, vượt xa kỳ vọng của các chuyên gia kinh tế Tuy nhiên, từ sau năm 2018, nền kinh tế Việt Nam đã trải qua nhiều biến động lớn do tác động kéo dài của đại dịch Covid-19, cuộc chiến thương mại Mỹ - Trung và các căng thẳng chính trị khác, khiến nhiều doanh nghiệp gặp khó khăn, doanh thu giảm sút và không còn khả năng đáp ứng điều kiện IPO theo Luật chứng khoán 2016, đặc biệt là các doanh nghiệp nhỏ Năm 2022 đã trở thành năm đầy thách thức cho nền kinh tế và thị trường chứng khoán toàn cầu khi đối mặt với lạm phát gia tăng, khả năng suy thoái nhanh chóng và xung đột căng thẳng giữa Nga.
Thị trường IPO tại Việt Nam đang phát triển chậm lại do nhiều yếu tố như giá nhiên liệu tăng, lãi suất ngân hàng cao, điều kiện thị trường thắt chặt và các vụ bê bối tài chính gần đây Nhiều doanh nghiệp có tỷ lệ đòn bẩy tài chính tốt đã quyết định hoãn kế hoạch IPO cho đến khi thị trường khả quan hơn, dẫn đến sự giảm sút đáng kể về số lượng và chất lượng các thương vụ IPO trong những năm gần đây.
Vì lẽ đó, tác giả lựa chọn khoảng thời gian nghiên cứu từ 2016 đến 2022 để thực hiện khoá luận
Các doanh nghiệp tại Việt Nam hiện đang đối mặt với nhiều cơ hội và thách thức trong bối cảnh nền kinh tế đang phục hồi Sự non trẻ của thị trường và tình trạng thông tin bất cân xứng tạo ra sự cần thiết cho lý thuyết định thời điểm thị trường Cạnh tranh giữa các doanh nghiệp ngày càng gay gắt, buộc họ phải giảm tỷ suất sinh lời yêu cầu để thu hút đầu tư Thị trường tài chính luôn biến động, khiến nhà đầu tư lo ngại về tính chính xác của thông tin từ các nhà quản trị Đặc biệt, các doanh nghiệp nhỏ thường lợi dụng sự bất cân xứng thông tin để xác định thời điểm phát hành chứng khoán, do họ khó kiểm soát thông tin công bố.
1.1.2 Tính cấp thiết của đề tài
Cấu trúc vốn là yếu tố quan trọng để tối đa hóa giá trị doanh nghiệp, khiến việc lựa chọn cấu trúc vốn phù hợp trở thành mối quan tâm hàng đầu của các nhà quản trị Nhiều nghiên cứu khoa học trên thế giới đã chỉ ra ảnh hưởng của lý thuyết đánh đổi, lý thuyết trật tự phân hạng và lý thuyết thời điểm thị trường đối với cấu trúc vốn, cả trong ngắn hạn lẫn dài hạn.
Theo lý thuyết thời điểm thị trường được trình bày bởi Baker và Wurgler
Trong bối cảnh Hoa Kỳ năm 2002, các nhà quản trị doanh nghiệp có thể gia tăng tài sản cho các cổ đông hiện tại bằng cách xác định thời điểm phát hành chứng khoán, nhằm tận dụng các yếu tố ngẫu nhiên trong chi phí vốn chủ sở hữu so với chi phí của các nguồn vốn khác Do đó, doanh nghiệp nên phát hành cổ phần khi giá cổ phiếu cao và mua lại khi giá cổ phiếu thấp Nhiều nghiên cứu thực nghiệm từ các doanh nghiệp Hà Lan đã bổ sung cho lý thuyết này (De Bie & De Haan).
Nghiên cứu từ các quốc gia công nghiệp phát triển (G7) và các công ty tại Thâm Quyến, Trung Quốc đã chỉ ra tiềm năng khoa học trong lĩnh vực cấu trúc vốn Mặc dù nhiều nghiên cứu đã xác nhận ảnh hưởng của thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn trong ngắn hạn, như các tác phẩm của Taggart (1977) và Ikenberry cùng cộng sự (1995), nhưng tác động dài hạn vẫn chưa được khai thác nhiều Baker và Wurgler (2002) là những người đầu tiên chỉ ra ảnh hưởng lâu dài của thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn.
Tại Việt Nam, nghiên cứu về tác động của cấu trúc vốn dựa trên lý thuyết thời điểm thị trường vẫn còn hạn chế Vì vậy, tác giả đã chọn đề tài "Lý thuyết thời điểm thị trường: Trường hợp các công ty cổ phần niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam" làm đối tượng nghiên cứu cho khóa luận tốt nghiệp, tập trung vào giai đoạn 2016 – 2022.
MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU
Mục tiêu chính của nghiên cứu là kiểm định lý thuyết thời điểm thị trường và ảnh hưởng của nó đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam Nghiên cứu sẽ đề xuất các chính sách nhằm hỗ trợ các nhà quản trị điều chỉnh thời điểm IPO và tỷ lệ vay nợ một cách hợp lý, từ đó nâng cao khả năng sinh lời cho doanh nghiệp.
Dựa trên mục tiêu tổng quát, tác giả xác định các mục tiêu cụ thể như sau:
Thứ nhất, lý thuyết thời điểm thị trường có tồn tại ở thị trường Việt Nam hay không
Mục tiêu của nghiên cứu này là xác định mức độ ảnh hưởng của lý thuyết thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam, cả trong ngắn hạn và dài hạn Việc hiểu rõ tác động này sẽ giúp các doanh nghiệp đưa ra quyết định tài chính hợp lý, tối ưu hóa cấu trúc vốn và nâng cao hiệu quả hoạt động kinh doanh.
Các nhà quản trị doanh nghiệp nên xem xét điều chỉnh thời điểm phát hành cổ phần và đưa ra quyết định hợp lý về việc sử dụng nợ hay vốn cổ phần khi huy động vốn Việc này không chỉ giúp tối ưu hóa nguồn lực tài chính mà còn nâng cao hiệu quả hoạt động kinh doanh.
CÂU HỎI NGHIÊN CỨU
Dựa trên các mục tiêu đã xác định, câu hỏi nghiên cứu đầu tiên là liệu lý thuyết thời điểm thị trường có hiện hữu trong thị trường Việt Nam hay không.
Lý thuyết thời điểm thị trường ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam, cả trong ngắn hạn và dài hạn, thông qua việc điều chỉnh tỷ lệ nợ và vốn chủ sở hữu dựa trên điều kiện thị trường hiện tại Trong ngắn hạn, các công ty có thể tận dụng cơ hội huy động vốn khi thị trường thuận lợi, trong khi trong dài hạn, sự biến động của thị trường có thể dẫn đến thay đổi chiến lược tài chính nhằm tối ưu hóa chi phí vốn và giảm rủi ro tài chính.
Để doanh nghiệp Việt Nam xác định thời điểm phát hành cổ phần và điều chỉnh cơ cấu vốn một cách phù hợp, cần thực hiện những hàm ý chính sách quan trọng Điều này bao gồm việc phân tích thị trường, dự báo xu hướng kinh tế, và đánh giá nhu cầu vốn Ngoài ra, cần có sự hỗ trợ từ chính sách tài chính và các quy định pháp lý nhằm tạo điều kiện thuận lợi cho việc huy động vốn Việc xác định thời điểm phát hành cổ phần cũng phải dựa trên tình hình tài chính hiện tại của doanh nghiệp và mục tiêu phát triển trong tương lai.
ĐỐI TƢỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU
1.4.1 Đối tƣợng nghiên cứu Đối tượng của đề tài nghiên cứu hư ng đến là tác động của lý thuyết Thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn của các CTCP niêm yết tại Việt Nam
Tác giả đã chọn lọc 22 công ty cổ phần (CTCP) hoạt động trong lĩnh vực phi tài chính, thực hiện IPO trên hai sàn HOSE và HNX, với dữ liệu từ năm 2016 đến 2022 Lý do cho việc nghiên cứu trong giai đoạn này được giải thích trong phần bối cảnh của đề tài Các doanh nghiệp tài chính như ngân hàng, bảo hiểm và dịch vụ tài chính không được đưa vào mẫu nghiên cứu do cấu trúc vốn khác biệt, với đòn bẩy tài chính cao thường gặp, trái ngược với các doanh nghiệp phi tài chính, nơi chỉ số đòn bẩy cao phản ánh khó khăn Dữ liệu nghiên cứu được tổng hợp từ báo cáo tài chính đã kiểm toán trên trang web Vietstock.com.vn, bao gồm cả số liệu vào thời điểm một năm trước IPO của các doanh nghiệp, tất cả đều được thu thập vào cuối năm.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Nghiên cứu này nhằm mục tiêu giải quyết các câu hỏi nghiên cứu bằng cách áp dụng nhiều phương pháp như tổng hợp, so sánh, phân tích thống kê mô tả, và kiểm định các hiện tượng như đa cộng tuyến, tự tương quan và phương sai thay đổi Qua đó, tác giả củng cố độ tin cậy của mô hình và phân tích kết quả hồi quy mô hình OLS để đánh giá tác động của lý thuyết Thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp trong ngắn hạn và dài hạn Đồng thời, nghiên cứu cũng đề xuất các hàm ý chính sách nhằm tối ưu hóa lợi nhuận cho doanh nghiệp tại thị trường Việt Nam từ năm 2016 đến 2022, dựa trên kết quả của lý thuyết thời điểm thị trường và các quyết định điều chỉnh cấu trúc vốn.
ĐÓNG GÓP CỦA ĐỀ TÀI
Khóa luận tốt nghiệp đã đóng góp thực tiễn quan trọng cho nghiên cứu bằng cách phân tích mối tương quan giữa thời điểm thị trường và cấu trúc vốn Kết quả này cung cấp thông tin chi tiết cho các doanh nghiệp Việt Nam, từ đó tác giả đề xuất các kiến nghị về việc điều chỉnh thời điểm phát hành cổ phần và ra quyết định sử dụng nợ cũng như vốn cổ phần một cách phù hợp.
KẾT CẤU CỦA KHÓA LUẬN
Chương 1 Giới thiệu đề tài
Trong chương 1, tác giả trình bày lý do lựa chọn đề tài nghiên cứu, xác định mục tiêu và câu hỏi nghiên cứu, đồng thời chỉ rõ đối tượng và phạm vi nghiên cứu Ngoài ra, tác giả cũng tổng quan về phương pháp nghiên cứu được áp dụng và cuối cùng là mô tả sơ lược về cấu trúc của khóa luận tốt nghiệp.
CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU
TỔNG QUAN VỀ CẤU TRÚC VỐN DOANH NGHIỆP
2.1.1 Khái niệm về cấu trúc vốn của doanh nghiệp
Cấu trúc vốn là cơ cấu tài chính của doanh nghiệp, bao gồm nợ và vốn chủ sở hữu, nhằm tài trợ cho hoạt động của doanh nghiệp Trong tài chính, cấu trúc vốn thể hiện cách doanh nghiệp đầu tư vào tài sản thông qua sự kết hợp giữa vốn chủ sở hữu, nợ hoặc chứng khoán hỗn hợp Việc xác định cấu trúc vốn phù hợp là ưu tiên hàng đầu của các nhà quản trị để tối đa hóa lợi nhuận và tạo giá trị lâu dài cho cổ đông Mặc dù có nhiều nghiên cứu về cấu trúc vốn doanh nghiệp trên toàn cầu, nhưng rất ít công trình nghiên cứu về tác động của thời điểm thị trường đối với cấu trúc vốn tại các nước đang phát triển Do đó, cần tiến hành nghiên cứu tại thị trường này để hỗ trợ nhà đầu tư và doanh nghiệp tiếp cận thông tin về thị trường vốn.
Các chỉ báo tài chính về nợ và vốn chủ sở hữu đóng vai trò quan trọng trong hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp Trách nhiệm của các nhà quản trị là tối ưu hóa sự kết hợp giữa các loại chứng khoán để gia tăng giá trị doanh nghiệp Theo Baker và Wurgler (2002), cấu trúc vốn phản ánh những nỗ lực trong quá khứ nhằm xác định thời điểm thị trường, cụ thể là phát hành cổ phiếu khi vốn chủ sở hữu được định giá cao và mua lại cổ phiếu khi chúng bị định giá thấp.
2.1.2 Các chỉ tiêu đo lường cấu trúc vốn của doanh nghiệp
Chênh lệch tỷ lệ đòn bẩy tài chính (Delta - D/A) được xác định là sự thay đổi trong đòn bẩy sổ sách so với một năm trước đó Tác giả sử dụng biến phụ thuộc này để kiểm định tác động ngắn hạn của thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn, bằng cách so sánh tỷ lệ đòn bẩy sổ sách của doanh nghiệp trong năm IPO với tỷ lệ của một năm trước IPO.
Tỷ lệ đòn bẩy tài chính (D/A) được đo lường qua hai chỉ tiêu: tỷ lệ đòn bẩy sổ sách và tỷ lệ đòn bẩy thị trường Trong nghiên cứu này, tác giả chọn sử dụng tỷ lệ đòn bẩy sổ sách vì thị trường tài chính thường xuyên biến động, khiến tỷ lệ đòn bẩy thị trường trở thành một chỉ số kém tin cậy trong việc ra quyết định về chính sách cơ cấu tài chính của doanh nghiệp (Frank & Goyal, 2009) Hơn nữa, doanh nghiệp có khả năng kiểm soát tỷ lệ đòn bẩy sổ sách tốt hơn so với tỷ lệ đòn bẩy thị trường, do đó, tỷ lệ đòn bẩy sổ sách thường được áp dụng rộng rãi hơn (Graham & Harvey, 2001).
2.1.3 Một số lý thuyết nền liên quan đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp
Lý thuyết của Miller và Modigliani (1958) được xem là nền tảng cho các lý thuyết cấu trúc vốn hiện đại, cho rằng giá trị của doanh nghiệp phụ thuộc vào khả năng sinh lời của tài sản, không phải vào cách tài trợ qua nợ hoặc vốn chủ sở hữu Họ chỉ ra rằng trong môi trường không có thuế TNDN và không có chi phí giao dịch hay thông tin bất cân xứng, giá trị doanh nghiệp không thay đổi giữa việc vay nợ và không vay nợ Năm 1963, họ cập nhật lý thuyết này trong bối cảnh có thuế TNDN, nhấn mạnh rằng giá trị doanh nghiệp sẽ tăng nhờ lợi ích từ lá chắn thuế khi chi phí lãi vay được khấu trừ trước thuế Điều này cho thấy cấu trúc vốn có ảnh hưởng rõ rệt đến giá trị công ty trong môi trường có thuế.
Miller và Modigliani đã đưa ra những giả định trong điều kiện thị trường vốn hoàn hảo, nhưng những giả định này không phản ánh đúng thực tế Vì vậy, cấu trúc vốn có thể trở nên phù hợp hơn với các công ty khi các giả định cơ bản của hai nhà nghiên cứu này được điều chỉnh.
Lý thuyết đánh đổi trái ngược với lý thuyết M&M, cho rằng giá trị doanh nghiệp trong thị trường không hoàn hảo bị ảnh hưởng bởi cấu trúc vốn (Kraus & Litzenberger, 1973) Theo nghiên cứu của Kraus và Litzenberger, việc tài trợ bằng nợ vay có thể gia tăng giá trị công ty khi xác suất và chi phí kiệt quệ tài chính thấp, nhưng cũng có thể làm giảm giá trị do các chi phí phát sinh từ kiệt quệ tài chính Những chi phí này được xác định dựa trên rủi ro phá sản và lý thuyết chi phí đại diện (Jensen).
& Meckling, 1976) và lý thuyết tín hiệu (Ross, 1977) Theo (Myers & Majluf,
Lý thuyết đánh đổi tĩnh chỉ ra rằng tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu tối ưu đạt được khi có sự cân bằng giữa lợi ích từ lá chắn thuế nợ vay và nguy cơ kiệt quệ tài chính Để tối ưu hóa cấu trúc vốn, các công ty cần áp dụng lý thuyết này và điều chỉnh tỷ lệ nợ để đạt được sự cân bằng mong muốn.
Fischer và các cộng sự (1989) đã phát triển lý thuyết đánh đổi trong mô hình cơ cấu vốn tối ưu, bao gồm cả chi phí vốn hoá cổ phần Thực tế cho thấy, các công ty thường chấp nhận tỷ lệ đòn bẩy không đúng với tỷ lệ mục tiêu và có thể điều chỉnh tỷ lệ này nếu chi phí cơ hội để điều chỉnh không vượt quá giá trị mất mát dựa trên kết quả kinh doanh.
2.1.3.3 Lý thuyết trật tự phân hạng
Lý thuyết trật tự phân hạng, được Donaldson (1961) đề xuất, cho rằng thị trường vốn là hoàn hảo và không có thông tin bất cân xứng Tuy nhiên, Myers & Majluf (1984) đã phát triển lý thuyết này với giả định rằng nhà quản lý nắm giữ nhiều thông tin hơn so với nhà đầu tư bên ngoài Lý thuyết này thừa nhận sự bất đối xứng thông tin giữa nhà quản lý và nhà đầu tư, dẫn đến chênh lệch chi phí của các nguồn tài chính khác nhau Do đó, các công ty sẽ huy động vốn theo thứ tự: vốn tư nhân, nợ, và cuối cùng là vốn chủ sở hữu.
Theo lý thuyết trật tự phân hạng, lợi nhuận giữ lại không phát sinh chi phí lựa chọn bất lợi do là nguồn vốn nội bộ, trong khi nguồn vốn bên ngoài như nợ và vốn chủ sở hữu phải chịu chi phí để huy động Các công ty thường ưu tiên sử dụng quỹ nội bộ để tài trợ cho hoạt động Khi cần thêm vốn, họ sẽ vay nợ, và vốn chủ sở hữu chỉ được xem xét như một lựa chọn cuối cùng Hơn nữa, lý thuyết này cho rằng không tồn tại tỷ lệ mục tiêu hay đòn bẩy tối ưu trong doanh nghiệp.
2.1.3.4 Lý thuyết thời điểm thị trường
Nền tảng lý thuyết thời điểm thị trường bắt nguồn từ nghiên cứu của Myers và Majluf (1984) về thông tin bất cân xứng trong quyết định đầu tư và tài trợ Khi thông tin được công bố, doanh nghiệp phát hành cổ phiếu ngay lập tức có thể giảm thiểu bất cân xứng thông tin giữa nhà quản lý và nhà đầu tư, dẫn đến việc giá cổ phiếu tăng và tỷ lệ tài trợ chuyển sang vốn chủ sở hữu thay vì nợ Điều này cho phép doanh nghiệp tận dụng tốt hơn các cơ hội phát hành.
Vào năm 2002, Baker và Wurgler đã phát triển lý thuyết thời điểm thị trường, khẳng định rằng các nhà quản trị thường phát hành vốn cổ phần khi chi phí vốn thấp và mua lại khi chi phí vốn cao Mặc dù các nhà quản lý tin rằng họ có thể định thời điểm thị trường, thực tế cho thấy thị trường vẫn hoạt động hiệu quả Các công ty phát hành cổ phần thường có giá trị thị trường cao hơn giá trị sổ sách và lợi nhuận bất thường trước khi huy động vốn Sau khi nghiên cứu giai đoạn 1968 - 1999, Baker và Wurgler nhận định rằng chỉ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (M/B) là một biến đại diện tốt để giải thích các hiệu ứng của định thời điểm thị trường Tóm lại, lý thuyết thời điểm thị trường cho thấy không tồn tại tỷ lệ đòn bẩy tối ưu, và quyết định phát hành nợ hay vốn chủ sở hữu dựa trên giá cổ phiếu và lãi suất.
Baker và Wurgler (2002) là những người tiên phong nghiên cứu ảnh hưởng của lý thuyết Thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn, nhấn mạnh rằng cấu trúc vốn phản ánh những nỗ lực trong quá khứ để xác định thời điểm thị trường Các công ty với đòn bẩy thấp thường huy động vốn khi giá trị cổ phiếu cao, trong khi các công ty lớn và có đòn bẩy tốt lại huy động vốn khi giá trị cổ phiếu thấp Điều này không chỉ giảm chi phí vốn mà còn mang lại lợi ích cho cổ đông hiện tại, nhưng có thể gây bất lợi cho cổ đông mới Khi cổ phiếu bị định giá thấp, doanh nghiệp có thể mua lại cổ phiếu nếu thị trường nợ và vốn khả quan, và các nhà quản lý có thể huy động vốn ngay cả khi không cần thiết Như vậy, thời điểm phát hành cổ phần ảnh hưởng đáng kể đến tỷ lệ đòn bẩy và có thể kéo dài ít nhất một thập kỷ.
Lý thuyết thời điểm thị trường gặp phải nhiều hạn chế khi áp dụng vào cấu trúc vốn của doanh nghiệp, đặc biệt trong bối cảnh thị trường tài chính biến động cao và khó dự đoán Nghiên cứu của Wildenauer và Kortt (2015) chỉ ra rằng các quỹ hưu trí tại Úc gặp khó khăn trong việc dự báo xu hướng thị trường chứng khoán, điều này làm cho việc áp dụng lý thuyết trở nên phức tạp Hơn nữa, lý thuyết này không đánh giá đầy đủ các yếu tố như chất lượng doanh nghiệp, sức mạnh cạnh tranh, và cơ hội tăng trưởng, theo Kim và Suh (2013) Điều này dẫn đến việc các nhà đầu tư bên ngoài không thể hiểu rõ mối liên hệ giữa đầu tư, chi phí nguồn vốn và dòng tiền, từ đó ảnh hưởng đến sức mạnh tài chính và khả năng phục hồi của doanh nghiệp trong tình huống khó khăn.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU
QUY TRÌNH NGHIÊN CỨU
Hình 3.1 Quy trình nghiên cứu
(Nguồn: Tác giả đề xuất)
Quy trình nghiên cứu của đề tài gồm 8 bư c như sau:
Bước 1: ác định đề tài khoá luận tốt nghiệp
Tác giả chọn đề tài khóa luận tốt nghiệp dựa trên gợi ý từ giảng viên hướng dẫn, sau đó tiến hành tham khảo các nghiên cứu trước đó liên quan đến đề tài.
Bước 2: Tổng quát các khái niệm lý thuyết nền và các nghiên cứu trước
Tác giả tổng hợp các khái niệm và lý thuyết cơ bản về cấu trúc vốn, bao gồm thang đo cấu trúc vốn doanh nghiệp và lý thuyết thời điểm thị trường Bên cạnh đó, tác giả xem xét các nghiên cứu trước đây liên quan đến mối quan hệ giữa thời điểm thị trường và cấu trúc vốn doanh nghiệp, từ đó làm cơ sở cho việc xây dựng mô hình nghiên cứu.
Bước 3: ác định phương pháp nghiên cứu
Tác giả lựa chọn phương pháp nghiên cứu định lượng nhằm phân tích tác động của lý thuyết thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn
Bước 4: y dựng mô h nh nghiên cứu
Tác giả đã kế thừa các chỉ tiêu đo lường đã được chứng minh từ nghiên cứu trước đó để phát triển mô hình và giả thuyết nghiên cứu mới.
Bước 5: Thu thập số liệu nghiên cứu
Tác giả đã tiến hành thu thập dữ liệu nghiên cứu từ 22 doanh nghiệp niêm yết trên thị trường Việt Nam trong khoảng thời gian từ 2016 đến 2022, sử dụng các báo cáo tài chính được công bố trên website vietstock.com.vn.
Bước 6: Kiểm định mô h nh nghiên cứu
Tác giả áp dụng phần mềm Excel để thực hiện các phép tính liên quan đến số liệu nghiên cứu, đồng thời sử dụng phần mềm SPSS 26 để kiểm tra và xác nhận các giả thuyết trong mô hình nghiên cứu.
Bước 7: Thảo luận kết quả nghiên cứu
Sau khi phân tích kết quả hồi quy của mô hình, tác giả thảo luận về những phát hiện của nghiên cứu và so sánh chúng với các nghiên cứu trước đó.
Bước 8: Kết luận và đề uất hàm ý chính sách
Tác giả kết luận khóa luận tốt nghiệp bằng cách đưa ra những hàm ý chính sách liên quan đến việc xác định thời điểm thị trường và cấu trúc vốn của doanh nghiệp tại Việt Nam.
GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU
3.2.1 Định thời điểm thị trường
Biến định thời điểm thị trường ghi nhận giá trị 0 trong tháng thị trường "ảm đạm" khi doanh nghiệp thực hiện đợt chào bán cổ phần lần đầu (IPO), và giá trị 1 trong tháng thị trường "sôi động" Tháng thị trường "sôi động" được xác định khi số lượng IPO của doanh nghiệp lớn hơn giá trị trung vị của các quan sát, trong khi tháng thị trường "ảm đạm" xảy ra khi số lượng IPO thấp hơn giá trị này.
Tình trạng "ảm đạm" được xác định khi số lượng IPO của doanh nghiệp nhỏ hơn giá trị trung vị của số quan sát Tác giả đã quyết định sử dụng biến giả HOT thay vì biến khác để phân tích tình hình này.
Biến giả HOT được xem là một công cụ quan trọng trong việc phân tích thị trường vì nó không chỉ phản ánh sự định giá sai của thị trường mà còn mở ra cơ hội đầu tư và tăng trưởng, như đã chỉ ra trong nghiên cứu của Kayhan và Titman (2007) cũng như Hovakimian (2006) Hơn nữa, biến giả HOT còn giúp khắc phục những yếu tố liên quan đến đặc trưng doanh nghiệp, bao gồm biến M/B theo nghiên cứu của Baker và Wurgler (2002), đồng thời giảm thiểu các sai lệch do biến M/B gây ra trong mô hình nghiên cứu.
Nghiên cứu của Alti (2006) chỉ ra rằng thời điểm thị trường là yếu tố quyết định quan trọng đối với hoạt động tài trợ ngắn hạn, với các doanh nghiệp ở thị trường "sôi động" huy động vốn nhiều hơn và giảm tỷ lệ đòn bẩy nhiều hơn so với doanh nghiệp ở thị trường "ảm đạm" Nghiên cứu của Chu Thị Thu Thuỷ (2020) cho thấy thời điểm thị trường có tác động tiêu cực đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp phi tài chính tại Việt Nam, cả trong ngắn hạn và dài hạn, thông qua biến đại diện HOT Tác giả Gonçalves (2021) phân tích lý thuyết thời điểm thị trường và ảnh hưởng của nó lên cấu trúc vốn, phát hiện mối tương quan âm giữa biến HOT và cấu trúc vốn, với mối quan hệ này trở nên tích cực sau năm IPO+5 Do đó, tác giả cho rằng thời điểm thị trường tác động tiêu cực đến đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp.
H1: Định thời điểm thị trường (HOT) tác động ngược chiều với đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp
3.2.2 Giá trị thị trường trên giá trị sổ sách
Nghiên cứu của Baker và Wurgler (2002) sử dụng tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (M/B hay P/B) để đại diện cho thời điểm thị trường P/B là chỉ số so sánh giá cổ phiếu của công ty với giá trị sổ sách của nó, được tính bằng giá thị trường trên mỗi cổ phiếu chia cho giá trị sổ sách trên mỗi cổ phiếu Chỉ số này thường được dùng để đánh giá sức khỏe tài chính và tiềm năng tương lai của công ty, cũng như giá trị tương đối so với các công ty cùng ngành Giá trị P/B thấp có thể cho thấy công ty bị định giá thấp hơn tài sản, trong khi P/B cao có thể chỉ ra rằng công ty đang bị định giá quá cao Ngoài ra, theo Baker và Wurgler (2002), những giá trị M/B lớn hơn 10 sẽ bị loại trừ khỏi mẫu nghiên cứu.
Nghiên cứu của Baker và Wurgler (2002) chỉ ra rằng chỉ số M/B phản ánh sự định giá sai của thị trường và có mối tương quan nghịch với tỷ lệ đòn bẩy Họ cho rằng doanh nghiệp thường phát hành cổ phiếu khi thị trường định giá cao hơn thực tế, dẫn đến giá trị sổ sách bị thổi phồng Hệ quả là sự định giá sai này làm giảm đòn bẩy tài chính trong năm tiếp theo Nghiên cứu của Ngô Thanh Trà, Trần Văn Tuyến và Nguyễn Văn Điệp (2014) cũng xác nhận mối quan hệ tiêu cực giữa tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách và cấu trúc vốn doanh nghiệp Tác giả Kioko (2019) đã xem xét tác động của chỉ số M/B đến cấu trúc vốn và phát hiện rằng nó có ảnh hưởng nghịch biến đến đòn bẩy tài chính (D/A).
Nghiên cứu năm 2022 phân tích ảnh hưởng của lý thuyết thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn tại Đông Nam Á, đặc biệt là Indonesia, cho thấy mối tương quan ngược chiều giữa tỷ lệ giá trị thị trường trên sổ sách và mức đòn bẩy của công ty Cụ thể, khi tỷ lệ này tăng, mức đòn bẩy của công ty sẽ giảm Điều này chỉ ra rằng, khi chỉ báo giá trị thị trường cao, đây là thời điểm lý tưởng để phát hành cổ phiếu lần đầu, dẫn đến xu hướng giảm tỷ lệ huy động vốn từ nợ Tác giả đã đưa ra giả thuyết rằng tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách và tỷ lệ đòn bẩy tài chính có mối quan hệ âm.
H2: Tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách ( ) tác động ngược chiều với đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp
PPE, viết tắt của Tài sản, Nhà xưởng và Thiết bị, bao gồm các tài sản như tòa nhà, đồ nội thất, máy móc và thiết bị công nghệ thông tin, dự kiến sử dụng trên 1 năm Thông tin về PPE được ghi nhận trong mục Tài sản cố định trên bảng cân đối kế toán và đã được trừ khấu hao lũy kế Tài sản hữu hình có thể được sử dụng làm tài sản thế chấp, vì vậy tỷ lệ tài sản hữu hình cao trên bảng cân đối kế toán sẽ làm tăng khả năng vay mượn và đòn bẩy tài chính (Rajan & Zingales, 1995; Baker & Wurgler, 2002) Do đó, tỷ trọng tài sản hữu hình có thể ảnh hưởng đến đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp.
Nghiên cứu của Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2015) chỉ ra rằng thời điểm thị trường ảnh hưởng đến cấu trúc vốn thông qua sự kiện IPO, với mối quan hệ tích cực giữa tài sản hữu hình và cấu trúc vốn Các công ty sở hữu nhiều tài sản cố định có khả năng tiếp cận vốn vay dễ dàng hơn nhờ sử dụng tài sản này làm tài sản đảm bảo, từ đó gia tăng việc sử dụng nợ Nghiên cứu của Baker và Wurgler (2002) khẳng định rằng giá trị tài sản hữu hình cao mang lại nhiều lợi ích khi vay nợ, như lãi suất thấp và hạn mức vay cao Bougatef và Chichti (2010) cũng tìm thấy rằng tài sản hữu hình tác động tích cực đến quyết định vay nợ và tỷ lệ đòn bẩy tài chính nhờ vào sự tin cậy mà nó mang lại, nâng cao khả năng vay và trả nợ Do đó, mô hình nghiên cứu này kỳ vọng vào mối quan hệ cùng chiều giữa tài sản hữu hình và cấu trúc vốn.
H3: Tài sản hữu hình ( ) tác động cùng chiều với đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp
EBITDA, hay lợi nhuận trước thuế, lãi vay và khấu hao, là chỉ số đo lường hiệu suất tài chính của doanh nghiệp, cung cấp cái nhìn rõ ràng hơn về hiệu quả hoạt động so với thu nhập ròng Chỉ số này loại trừ các chi phí không đồng nhất giữa các ngành và doanh nghiệp có cấu trúc vốn khác nhau, giúp nhà đầu tư và nhà phân tích đánh giá chính xác khả năng sinh lời và sức khỏe tài chính của doanh nghiệp.
Nghiên cứu của Kioko (2019) cho thấy khả năng sinh lời có mối quan hệ nghịch biến với đòn bẩy tài chính, tức là khi công ty đạt lợi nhuận đủ để đáp ứng nhu cầu tài chính mà không cần phụ thuộc vào nợ, tỷ lệ đòn bẩy sẽ giảm Tương tự, Hasnawati và cộng sự (2022) cũng khẳng định mối quan hệ tiêu cực giữa khả năng sinh lời và đòn bẩy tài chính Nghiên cứu của Ngô Thanh Trà, Trần Văn Tuyến và Nguyễn Văn Điệp (2014) cho thấy khả năng sinh lời tác động ngược chiều đến tỷ lệ đòn bẩy, đồng thời việc sử dụng đòn bẩy tài chính có thể giúp doanh nghiệp tận dụng cơ hội đầu tư, tạo ra lợi nhuận trong tương lai mặc dù hiện tại lợi nhuận thấp Nguyễn Hữu Thao (2017) cũng chỉ ra rằng lợi nhuận cao giúp doanh nghiệp giảm rủi ro tài chính do ít phụ thuộc vào vay nợ Do đó, giả thuyết được xác lập rằng khả năng sinh lời có mối quan hệ ngược chiều với đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp.
H4: Khả năng sinh lời ( ) tác động ngược chiều với đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp
3.2.5 Quy mô doanh nghiệp Được tính bằng logarit tự nhiên của doanh thu thuần Quy mô của doanh nghiệp càng l n thì càng dễ dàng huy động các khoản vay từ ngân hàng hoặc các tổ chức tín dụng Từ đó, doanh nghiệp càng có xu hư ng đi vay nợ nhiều hơn (Baker
Việc vay nợ đối với doanh nghiệp nhỏ thường gặp khó khăn do ngân hàng và tổ chức tín dụng lo ngại về rủi ro, dẫn đến lãi suất vay cao hơn so với doanh nghiệp lớn Điều này ảnh hưởng tiêu cực đến khả năng trả nợ và sự phát triển kinh doanh của các doanh nghiệp nhỏ.
Nghiên cứu của Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2015) nhấn mạnh rằng quy mô công ty là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến đòn bẩy tài chính, với các công ty lớn thường có lợi thế hơn trong việc vay nợ ngân hàng Bougatef và Chichti (2010) cũng chỉ ra rằng quy mô doanh nghiệp và đòn bẩy tài chính có mối quan hệ cùng chiều, khi các công ty lớn thường áp dụng nhiều chiến lược đa dạng hóa trong tăng trưởng, giúp giảm khả năng phá sản Ngoài ra, việc đa dạng hóa cũng giúp các công ty lớn có ít doanh thu bất thường và ít thông tin bất lợi hơn so với các công ty nhỏ, từ đó cho phép họ vay nợ nhiều hơn và giữ tỉ lệ nợ cao hơn vốn chủ sở hữu trong cấu trúc vốn.
Nghiên cứu năm 2021 chỉ ra rằng có mối quan hệ tích cực giữa quy mô doanh nghiệp và tỷ lệ đòn bẩy tài chính; doanh nghiệp lớn có uy tín cao trên thị trường và khả năng tiếp cận nguồn vốn tốt hơn, giúp họ dễ dàng huy động vốn từ bên ngoài hơn so với các công ty nhỏ Tác giả kỳ vọng vào mối tương quan dương này trong mô hình nghiên cứu.
H5: Quy mô doanh nghiệp (SIZE) có tác động cùng chiều với đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp
Tên biến Viết tắt Công thức
Chênh lệch tỷ lệ đòn bẩy sổ sách ( ) ( ) ( ) ( )
Tỷ lệ đòn bẩy tài chính sổ sách
Biến đại diện cho thời điểm thị trường HOT
Ghi nhận giá trị 0 Thị trường "ảm đạm" Ghi nhận giá trị 1 Thị trường "sôi động"
Giá trị thị trường trên giá trị sổ sách
Quy mô doanh nghiệp SIZE
(Nguồn: Tác giả tổng hợp) Bảng 3.2.Dấu kỳ vọng của các bi c l p
Tên biến Kỳ vọng dấu Nguồn tham khảo
HOT (–) Alti (2006); Chu Thị Thu Thuỷ (2020); Gonỗalves
Ngô Thanh Trà, Trần Văn Tuyến và Nguyễn Văn Điệp (2014); Chu Thị Thu Thuỷ (2020); Baker và Wurgler (2002); Alti (2006); Gonỗalves (2021); Bougatef và Chichti (2010); Kioko (2019); Hasnawati và cộng sự (2022)
Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2015); Baker và Wurgler (2002); Alti (2006); Gonỗalves (2021); Bougatef và Chichti (2010); Hasnawati và cộng sự (2022)
Ngô Thanh Trà, Trần Văn Tuyến và Nguyễn Văn Điệp (2014); Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2015); Nguyễn Hữu Thao (2017); Baker và Wurgler (2002); Alti (2006); Bougatef và Chichti (2010); Kioko (2019); Hasnawati và cộng sự (2022)
Ngô Thanh Trà, Trần Văn Tuyến và Nguyễn Văn Điệp (2014); Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2015); Nguyễn Hữu Thao (2017); Chu Thị Thu Thuỷ (2020); Baker và Wurgler (2002); Gonỗalves (2021); Bougatef và Chichti (2010); Kioko (2019);
(Nguồn: Tác giả tổng hợp)
MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
Dựa trên nền tảng lý thuyết và nghiên cứu trước đây liên quan đến chủ đề, tác giả đã sử dụng biến và ( ) làm biến phụ thuộc nhằm kiểm định ảnh hưởng của "Lý thuyết thời điểm thị trường" đối với các công ty cổ phần niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Hình 3.2 Mô hình nghiên cứu
(Nguồn: Đề xuất của tác giả)
Mô h nh nghiên cứu (1) kiểm định tác động ngắn hạn:
Trong đó: t là năm doanh nghiệp thực hiện IPO; là hệ số chặn, từ là các hệ số hồi quy của các biến độc lập;
Biến phụ thuộc: ( ) là chênh lệch tỷ lệ đòn bẩy của doanh nghiệp tại năm thực hiện IPO so v i 1 năm trư c;
HOT là biến giả đại diện cho việc doanh nghiệp định thời điểm thị trường tại năm IPO;
( ) là tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của doanh nghiệp tại thời điểm t – 1;
( ) là tài sản hữu hình của doanh nghiệp tại thời điểm t – 1;
( ) là khả năng sinh lời của doanh nghiệp tại thời điểm t – 1; là quy mô doanh nghiệp tại thời điểm t – 1;
( ) là độ trễ đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp, tức là đòn bẩy tài chính tại thời điểm t – 1
Mô h nh nghiên cứu (2) kiểm định tác động dài hạn:
Mô hình nghiên cứu được phát triển từ các công trình của Alti (2006) và Chu Thị Thu Thủy (2020), trong đó tác giả tập trung vào việc phân tích tác động dài hạn của thời điểm thị trường đối với cấu trúc vốn doanh nghiệp thông qua biến phụ thuộc.
Trong bài viết này, t đại diện cho các năm sau khi IPO, bắt đầu từ năm IPO + 1 đến IPO + 6 Hệ số chặn được xác định và các hệ số hồi quy của các biến độc lập cũng được trình bày rõ ràng.
Biến phụ thuộc: ( ) là tỷ lệ đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp tại thời điểm t;
HOT là biến giả đại diện cho việc doanh nghiệp định thời điểm thị trường tại năm IPO;
( ) là tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của doanh nghiệp tại thời điểm t – 1;
( ) là tài sản hữu hình của doanh nghiệp tại thời điểm t – 1;
( ) là khả năng sinh lời của doanh nghiệp tại thời điểm t – 1; là quy mô doanh nghiệp tại thời điểm t – 1.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
PHÂN TÍCH THỐNG KÊ MÔ TẢ
Hình 4.1 thể hiện số lượng vốn cổ phần trong đợt phát hành lần đầu ra công chúng của 22 doanh nghiệp từ năm 2016 đến 2022, với giá trị trung vị là 10.617.351 cổ phần Tháng thị trường "sôi động" được xác định khi số lượng cổ phiếu chào bán lần đầu vượt mức trung vị, trong khi tháng "ảm đạm" khi số lượng nằm dưới mức này Kết quả cho thấy có 11 công ty thực hiện phát hành trong tháng "sôi động", chiếm 50% tổng số quan sát, tương tự 11 công ty trong tháng "ảm đạm".
Hình 4.1 Khố lượng IPO hàng tháng của mẫu quan sát
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ HNX và HOSE)
Bảng 4.1 cung cấp thống kê mô tả cho 22 doanh nghiệp trong giai đoạn IPO từ năm 2016 đến 2022, với các mẫu quan sát tại các thời điểm PRE – IPO, IPO, IPO +1, IPO +2, IPO +3, IPO +4, IPO +5 và IPO +6 Các thông số được trình bày bao gồm số lượng quan sát, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất, giá trị trung bình và độ lệch chuẩn của các biến độc lập và phụ thuộc.
Bảng 4.1 Phân tích thống kê mô tả
Dev 0,244 0,248 0,251 0,253 0,255 0,255 0,253 0,251 Min 0,147 0,533 0,533 0,533 0,533 0,533 0,533 Max 2,350 2,350 2,350 2,242 2,242 2,242 2,242 Mean 1,116 1,135 1,141 1,168 1,215 1,269 1,236 Std 0,352 0,349 0,351 0,350 0,369 0,398 0,480
(Nguồn: Tác giả tính toán kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS)
Chênh lệch tỷ lệ đòn bẩy có giá trị trung bình âm và liên tục dao động từ năm IPO đến IPO +6 Độ lệch chuẩn của biến này cũng cho thấy sự biến động bất thường trong thời gian quan sát Giá trị nhỏ nhất có xu hướng tăng qua các năm IPO, bắt đầu từ -0,323 trước và sau IPO, giữ nguyên ở mức -0,198 trong giai đoạn IPO +1 đến IPO +4, và tăng lên -0,108 tại IPO +6 Đồng thời, giá trị lớn nhất của chênh lệch tỷ lệ đòn bẩy sổ sách cũng giảm dần qua các năm IPO, từ 0,671 vào năm PRE.
IPO xuống 0,181vào năm IPO +1 và không có sự chênh lệch trong 3 năm tiếp theo, sau đó giảm xuống 0,175 ở thời điểm IPO +5 và IPO +6
Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản của các doanh nghiệp tại Việt Nam dao động từ 50,9% đến 51,9%, với độ lệch chuẩn từ 24,4% đến 25,5%, cho thấy sự ổn định trong cơ cấu nợ và vốn chủ sở hữu Tuy nhiên, từ năm IPO +3 đến IPO +6, tỷ lệ này tăng lên trên 1, đặc biệt ở Tổng Công ty Cơ khí Xây dựng, do tổng tài sản giảm và nợ phải trả tăng Sự biến động này diễn ra trong bối cảnh dịch bệnh Covid-19 từ 2019 đến 2022, phản ánh mức độ sử dụng nợ vay trung bình của các doanh nghiệp Việt Nam.
Tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách trung bình dao động từ 1,114 đến 1,269, cho thấy các doanh nghiệp trong mẫu được định giá cao và có triển vọng tốt Độ lệch chuẩn của tỷ lệ này có sự biến động bất thường từ năm PRE-IPO đến năm IPO +6 Giá trị nhỏ nhất tăng từ 0,147 vào năm IPO lên 0,533 vào năm IPO +1 và giữ nguyên trong các năm tiếp theo Trong khi đó, giá trị lớn nhất có xu hướng giảm từ 2,350 (ở năm IPO, IPO +1 và IPO +2) xuống 2,242 (từ năm IPO +3 đến IPO +6).
Tài sản hữu hình có giá trị trung bình giảm dần qua các năm, từ 0,210 trong giai đoạn PRE – IPO đến 0,194 vào cuối thời gian IPO+6 Biến động giá trị tương đối đồng đều trong giai đoạn quan sát, với độ lệch chuẩn tăng từ 19,2% vào năm PRE – IPO lên 22,2% vào năm IPO +6 Giá trị nhỏ nhất duy trì ở mức 0,004, trong khi giá trị lớn nhất lần lượt là 0,789 ở các năm PRE – IPO đến IPO +5 và 0,705 tại năm IPO+6.
Kết quả thống kê cho thấy giá trị trung bình của biến khả năng sinh lời có sự thay đổi rõ rệt qua hai giai đoạn trước và sau IPO, giảm nhẹ từ 0,075 vào năm PRE-IPO xuống 0,074 vào năm IPO, sau đó tăng dần đến 0,085 vào năm IPO +6 Độ lệch chuẩn của biến cũng có xu hướng tăng nhẹ từ 0,048 vào năm IPO lên 0,062 vào cuối thời điểm quan sát IPO +6 Giá trị nhỏ nhất lần lượt là -0,101 tại năm PRE-IPO, IPO, IPO +1, IPO +2; -0,053 vào năm IPO +3 và -0,006 tại năm IPO +5 và IPO +6 Giá trị lớn nhất ghi nhận là 0,308 vào năm PRE-IPO, 0,225 từ năm IPO đến năm IPO +5 và 0,221 vào năm IPO +6.
Giá trị trung bình của quy mô doanh nghiệp dao động từ 26,99 đến 27,18, cho thấy sự tăng trưởng từ năm PRE – IPO (27,06) đến năm IPO +2 (27,18), sau đó giảm dần từ IPO +3 (27,15) đến IPO +6 (26,99) Độ lệch chuẩn của biến SIZE nằm trong khoảng 1,686 đến 1,945, cho thấy sự ổn định trong tổng doanh thu của các doanh nghiệp qua các năm Giá trị nhỏ nhất ghi nhận là 17,08 vào năm PRE – IPO và 21,50 vào năm IPO, trong khi giá trị lớn nhất đạt 30,47 vào năm PRE – IPO và 30,31 từ năm IPO đến năm IPO +6.
PHÂN TÍCH TƯƠNG QUAN
Bảng 4.2 trình bày ma trận tương quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập trong mô hình hồi quy (1) và (2)
** Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed)
* Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed)
Theo kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS, đối với biến phụ thuộc (tên biến), các biến độc lập có tương quan cùng chiều bao gồm SIZE Ngược lại, các biến độc lập có tương quan ngược chiều với biến phụ thuộc này là HOT và (tên biến) Đối với biến phụ thuộc (tên biến), chỉ có biến độc lập SIZE có tương quan cùng chiều với mức ý nghĩa 1% Trong khi đó, các biến độc lập có tương quan ngược chiều với biến phụ thuộc này bao gồm HOT (mức ý nghĩa 1%), (tên biến) (mức ý nghĩa 5%) và (tên biến).
KIỂM ĐỊNH HIỆN TƢỢNG ĐA CỘNG TUYẾN
Tác giả tiến hành kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến của mô hình nghiên cứu (1) thông qua hệ số Tolerance và hệ số VIF v i giả thuyết:
H0: 1 < Tolerance, VIF < 10, mô hình (1) không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến
H1: Tolerance < 1 hoặc VIF >10, mô hình (1) có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 4.3 Kiể ị a ng tuy n của mô hình nghiên cứu (1)
Kết quả kiểm định đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu với biến phụ thuộc cho thấy hệ số Tolerance của tất cả các biến độc lập đều lớn hơn 0,1 (theo Hair và cộng sự, 2010) và hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến trong mô hình đều nhỏ hơn 10 (theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
Vì vậy, có thể kết luận mô hình (1) không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến
Tác giả đã tiến hành kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu (2) bằng cách sử dụng hệ số Tolerance và hệ số VIF, với giả thuyết được đặt ra cho quá trình này.
H0: 1 < Tolerance, VIF < 10, mô hình (2) không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến
H1: Tolerance < 1 hoặc VIF >10, mô hình (2) có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 4.4.Kiể ị a ng tuy n của mô hình nghiên cứu (2)
(Nguồn: Tác giả tính toán kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS) Đối v i mô hình nghiên cứu có biến phụ thuộc là , có thể thấy hệ số
Trong nghiên cứu này, tất cả các biến độc lập đều có độ lệch chuẩn (tolerance) lớn hơn 0,1 (Hair và cộng sự, 2010), và hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến trong mô hình đều nhỏ hơn 10 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005) Do đó, có thể kết luận rằng mô hình này đạt yêu cầu về tính ổn định và độ tin cậy.
(2) không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
KIỂM ĐỊNH HIỆN TƯỢNG PHƯƠNG SAI THAY ĐỔI
Tác giả sử dụng kiểm định Breush – Pagan để xem xét hiện tượng phương sai thay đổi của mô hình nghiên cứu (1) v i giả thuyết được đặt ra như sau:
H0: Sig > 5%, mô hình (1) không xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi (hoặc mô hình (1) có phương sai đồng nhất)
H1: Sig < 5%, mô hình (1) có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi
Bảng 4.5 Kiể ị ươ g sa t ay ổi của mô hình nghiên cứu (1)
Breush – Pagan Test for Heteroskedasticity
Mô hình nghiên cứu (1) Biến phụ thuộc: ( )
(Nguồn: Tác giả tính toán kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS)
Kết quả kiểm định Breush – Pagan tại bảng 4.5 cho thấy giá trị Sig của mô hình (1) với biến phụ thuộc ( ) l n lớn hơn mức ý nghĩa 5% Do đó, tác giả chấp nhận giả thuyết H0 và bác bỏ giả thuyết H1, điều này chứng tỏ rằng mô hình (1) không gặp phải hiện tượng phương sai thay đổi.
Tác giả áp dụng kiểm định Breusch-Pagan để phân tích hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình nghiên cứu (2), với giả thuyết được đề ra như sau:
H0: Sig > 5%, mô hình (2) không xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi (hoặc mô hình (2) có phương sai đồng nhất)
H1: Sig < 5%, mô hình (2) có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi
Bảng 4.6.Kiểm định phương sai thay đổi của mô h nh nghiên cứu (2) Breush – Pagan Test for Heteroskedasticity
Mô hình nghiên cứu (1) Biến phụ thuộc:
(Nguồn: Tác giả tính toán kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS)
Kết quả kiểm định Breush – Pagan cho thấy giá trị Sig của mô hình (2) với biến phụ thuộc đều lớn hơn mức ý nghĩa 5% Do đó, giả thuyết H0 được chấp nhận, trong khi giả thuyết H1 bị bác bỏ Điều này chứng tỏ rằng mô hình (2) không gặp phải hiện tượng phương sai thay đổi.
KIỂM ĐỊNH HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN
Tác giả tiến hành kiểm định hiện tượng tự tương quan của mô hình nghiên cứu (1) thông qua hệ số Durbin – Watson v i giả thuyết như sau:
H0: 1 < Hệ số DW < 3, mô hình (1) không xảy ra hiện tượng tự tương quan H1: 1 > Hệ số DW > 3, mô hình (1) có xảy ra hiện tượng tự tương quan
Bảng 4.7 Kiể ịnh tự tươ g qua ủa mô hình nghiên cứu (1)
(Nguồn: Tác giả tính toán kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS)
Theo nghiên cứu của Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2010), giá trị Durbin – Watson của mô hình (1) tại bảng 4.7 nằm trong khoảng từ 1 đến 3, cho thấy mô hình này không có hiện tượng tự tương quan.
Tương tự, tác giả cũng kiểm định hiện tượng tự tương quan của mô hình nghiên cứu (2) thông qua hệ số Durbin – Watson v i giả thuyết như sau:
H0: 1 < Hệ số DW < 3, mô hình (2) không xảy ra hiện tượng tự tương quan
H1: 1 > Hệ số DW > 3, mô hình (2) có xảy ra hiện tượng tự tương quan
Bảng 4.8 Kiểm định tự tương quan của mô h nh nghiên cứu (2)
(Nguồn: Tác giả tính toán kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS)
Mô hình nghiên cứu (2) trong bảng 4.8 có giá trị Durbin-Watson nằm trong khoảng (1;3), cho thấy không có hiện tượng tự tương quan xảy ra, theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2010).
PHÂN TÍCH KẾT QUẢ HỒI QUY
4.6.1 Kiểm định tác động ngắn hạn
Trong nghiên cứu này, tác giả áp dụng phương pháp hồi quy bình phương bé nhất OLS để phân tích tác động ngắn hạn của lý thuyết thời điểm thị trường đối với cấu trúc vốn Biến giả HOT được sử dụng để kiểm tra ảnh hưởng đến biến phụ thuộc, và kết quả chi tiết được trình bày trong bảng 4.9.
Bảng 4.9 K t quả hồi quy của mô hình nghiên cứu (1) tạ ă IPO
(Nguồn: Tác giả tính toán kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS)
Kết quả hồi quy trong bảng 4.9 chỉ ra rằng không có biến độc lập nào có ý nghĩa thống kê, cho thấy không có yếu tố nào giải thích được sự thay đổi trong tỷ lệ đòn bẩy sổ sách, vì tất cả hệ số Sig đều lớn hơn mức ý nghĩa 10% Nguyên nhân có thể do hạn chế về số lượng mẫu quan sát vào thời điểm cuối năm IPO Tuy nhiên, từ mô hình nghiên cứu (1), có thể rút ra mối tương quan giữa biến giả HOT và chênh lệch tỷ lệ đòn bẩy tài chính.
Biến đại diện cho thời điểm thị trường nóng ảnh hưởng tích cực đến sự thay đổi tỷ lệ đòn bẩy vào cuối năm IPO so với cuối năm PRE-IPO, với hệ số ước lượng là 0,155 Cụ thể, khi các yếu tố khác không thay đổi, các doanh nghiệp phát hành cổ phiếu lần đầu ra công chúng trong bối cảnh thị trường thuận lợi sẽ có tỷ lệ đòn bẩy cao hơn.
Các doanh nghiệp hoạt động trong thị trường "sôi động" có tỷ lệ nợ trên tổng tài sản vào cuối năm IPO cao hơn 15,5% so với các doanh nghiệp ở thị trường "ảm đạm" Điều này cho thấy, sau khi thực hiện IPO, các doanh nghiệp này có xu hướng vay nợ nhiều hơn và phát hành ít vốn chủ sở hữu hơn Mặc dù có mối tương quan dương giữa sự thay đổi tỷ lệ nợ vay vào cuối năm IPO và thời điểm thị trường "HOT", nhưng điều này không đạt ý nghĩa thống kê với hệ số Sig là 0,580 Nguyên nhân có thể là do doanh nghiệp sử dụng vốn vay để mở rộng hoạt động, nâng cấp cơ sở hạ tầng và phát triển sản phẩm mới, từ đó tăng giá trị công ty và cơ hội thành công khi niêm yết.
Biến giá trị thị trường so với giá trị sổ sách có mối tương quan nghịch với chênh lệch tỷ lệ đòn bẩy, với hệ số hồi quy là -1,178, phù hợp với lý thuyết thị trường đã được chứng minh bởi Baker và Wurgler (2002) Họ chỉ ra rằng các doanh nghiệp thường phát hành cổ phiếu khi thị trường định giá cao hơn giá trị sổ sách, dẫn đến kỳ vọng cao từ thị trường Hệ quả là sự định giá sai của thị trường trong năm nay có thể làm giảm tỷ lệ nợ trên tổng tài sản trong năm sau Tuy nhiên, với hệ số Sig là 0,506, cao hơn mức ý nghĩa 10%, biến độc lập không có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc.
Tài sản hữu hình có mối quan hệ tích cực với chênh lệch đòn bẩy sổ sách, với hệ số ước lượng là 0,099, phù hợp với các nghiên cứu trước đây Điều này cho thấy rằng, khi tỷ lệ tài sản cố định hữu hình của doanh nghiệp tăng, khả năng sử dụng nợ cũng tăng theo, nhờ vào việc tận dụng lợi thế từ việc sở hữu nhiều tài sản hữu hình để dễ dàng vay mượn và cải thiện hiệu quả đòn bẩy tài chính Tuy nhiên, mối tương quan này không có ý nghĩa thống kê vào cuối năm IPO, với hệ số Sig của biến đạt 0,7, vượt quá mức ý nghĩa 10%.
Khả năng sinh lời của doanh nghiệp có mối tương quan thuận với sự thay đổi trong tỷ lệ đòn bẩy sổ sách, với hệ số hồi quy là 0,079 Tuy nhiên, do hệ số Sig là 0,8, cao hơn mức ý nghĩa 10%, nên mối tương quan này không có ý nghĩa thống kê Điều này cho thấy biến khả năng sinh lời không thể giải thích được biến phụ thuộc trong mô hình nghiên cứu tại năm IPO.
Quy mô doanh nghiệp có mối quan hệ tích cực với tỷ lệ đòn bẩy tài chính, với hệ số hồi quy là 0,244, cho thấy doanh nghiệp lớn hơn có khả năng vay mượn dễ dàng hơn Điều này phù hợp với các nghiên cứu thực nghiệm trước đây Tuy nhiên, với hệ số Sig là 0,512, vượt quá mức ý nghĩa 10%, quy mô doanh nghiệp không đủ khả năng giải thích sự chênh lệch trong tỷ lệ đòn bẩy trong mô hình nghiên cứu tại năm IPO.
Bảng 4.10 K t quả hồi quy của mô hình nghiên cứu (1) tạ ă IPO +6
(Nguồn: Tác giả tính toán kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS)
Tại bảng 4.10, nghiên cứu kiểm định tác động ngắn hạn của mô hình với biến phụ thuộc tại năm IPO +6 Kết quả hồi quy cho thấy chỉ có hai biến, khả năng sinh lời và quy mô doanh nghiệp (SIZE), có ảnh hưởng đáng kể đến cấu trúc vốn trong ngắn hạn với hệ số Sig nhỏ hơn 5% Cụ thể, tại thời điểm IPO +6, khả năng sinh lời đã đảo chiều tương quan so với năm IPO với hệ số ước lượng là -0,194, trong khi biến quy mô doanh nghiệp có mối quan hệ cùng chiều với sự thay đổi trong tỷ lệ đòn bẩy sổ sách với hệ số hồi quy là 0,296.
Các biến độc lập HOT không có ý nghĩa thống kê với hệ số Sig lần lượt là 0,249; 0,975; 0,630, đều lớn hơn mức ý nghĩa 10% Tuy nhiên, vẫn có thể suy ra mối tương quan giữa chúng với biến phụ thuộc trong mô hình nghiên cứu tại năm IPO +6 Biến HOT đã đảo chiều như mong đợi của tác giả với hệ số hồi quy -0,121 Biến có mối tương quan nghịch với sự chênh lệch trong đòn bẩy tài chính với hệ số ước lượng -0,003 Cuối cùng, biến độc lập Tài sản hữu hình có mối quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc với hệ số hồi quy 0,041.
Kết quả kiểm định tác động ngắn hạn của lý thuyết thời điểm thị trường đối với cấu trúc vốn doanh nghiệp được trình bày trong mô hình nghiên cứu (1) tại bảng 4.10.
4.6.2 Kiểm định tác động dài hạn
Mô hình nghiên cứu được phát triển từ nghiên cứu của Alti (2006) và Chu Thị Thu Thủy (2020), trong đó tác giả sử dụng biến phụ thuộc để phân tích tác động lâu dài của thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp.
Bả g 4.11 K t quả ồ quy ủa ô ì g ê ứu (2) tạ ă IPO +1
(Nguồn: Tác giả tính toán kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS)
Kết quả hồi quy tại bảng 4.11 cho thấy chỉ có ba biến độc lập, bao gồm HOT và SIZE, có ảnh hưởng đáng kể đến biến phụ thuộc tại thời điểm IPO +1 Cụ thể, biến HOT có mối quan hệ nghịch với tỷ lệ đòn bẩy tài chính năm IPO +1 với hệ số hồi quy -0,305 tại mức ý nghĩa 5% Trong khi đó, biến SIZE thể hiện mối quan hệ cùng chiều với tỷ lệ đòn bẩy năm IPO +1, với hệ số hồi quy 0,733 tại mức ý nghĩa 1% Ngoài ra, biến khả năng sinh lời cũng có mối tương quan âm với biến phụ thuộc ở mức ý nghĩa 10% với hệ số hồi quy -0,239.
Kết quả hồi quy cho thấy các biến độc lập không có ý nghĩa thống kê trong mô hình nghiên cứu tại năm IPO +1, với hệ số Sig l n lớn hơn 10%.
Bảng 4.12 K t quả hồi quy của mô hình nghiên cứu (2) tạ ă IPO +2
(Nguồn: Tác giả tính toán kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS)
Bảng 4.12 cho thấy trong mô hình nghiên cứu, có 4 trên 5 biến độc lập có ý nghĩa thống kê Cụ thể, các biến HOT ảnh hưởng ngược chiều đến tỷ lệ đòn bẩy sổ sách với mức ý nghĩa 1%, trong khi biến SIZE có tác động cùng chiều với đòn bẩy tài chính và đạt ý nghĩa thống kê cao ở mức 1% Cuối cùng, một biến khác có tác động ngược chiều tại mức ý nghĩa 10%.
Bả g 4.13 K t quả ồ quy ủa ô ì g ê ứu (2) tạ ă IPO +3
THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.7.1 Định thời điểm thị trường Để kiểm định tác động của lý thuyết thời điểm thị trường đối v i cấu trúc vốn doanh nghiệp trong ngắn hạn, tác giả sử dụng ( ) làm biến phụ thuộc trong mô hình nghiên cứu (1) Biến độc lập đại diện cho thời điểm thị trường (HOT) trong mô hình nghiên cứu (1) tại cuối thời điểm quan sát IPO +6 có hệ số hồi quy là -0,121, thể hiện mối quan hệ ngược chiều v i sự chênh lệch đòn bẩy tài chính đúng v i k vọng của tác giả và các nghiên cứu trư c Tuy nhiên, biến giả HOT tại mô hình nghiên cứu (1) không có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích biến phụ thuộc sự thay đổi trong tỷ lệ đòn bẩy Kết quả này tương đồng v i kết quả nghiên cứu của Ngô Thanh Trà, Trần Văn Tuyến và Nguyễn Văn Điệp (2014) Tác giả bác bỏ giả thuyết lý thuyết thời điểm thị trường có tác động đến cấu trúc vốn doanh nghiệp trong ngắn hạn
Trong nghiên cứu kiểm định tác động dài hạn của lý thuyết thời điểm thị trường đối với cấu trúc vốn doanh nghiệp, biến độc lập đại diện cho thời điểm thị trường (HOT) tại thời điểm IPO +6 có hệ số hồi quy -0,438 với mức ý nghĩa 1%, cho thấy mối tương quan nghịch với tỷ lệ đòn bẩy tài chính sổ sách Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Alti (2006), Chu Thị Thu Thuỷ (2020) và Gonỗalves (2021) Tác giả khẳng định rằng lý thuyết thời điểm thị trường ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp trong dài hạn.
Các đợt IPO diễn ra trong thời điểm thị trường "sôi động" thường thu hút được nhiều nhà đầu tư nhờ vào nhu cầu cao và điều kiện thị trường thuận lợi Doanh nghiệp có thể dễ dàng huy động vốn bằng cách phát hành cổ phần, hỗ trợ cho kế hoạch tăng trưởng và mở rộng Sự cạnh tranh giữa các nhà đầu tư trong giai đoạn này tạo ra nhu cầu cao, cho phép doanh nghiệp định giá cổ phiếu ở mức cao hơn Việc phát hành thêm cổ phần và giảm nợ giúp doanh nghiệp tận dụng nhu cầu mà không làm loãng lợi ích của cổ đông hiện tại Hơn nữa, tỷ lệ nợ thấp hơn giảm rủi ro tài chính và tăng sức hấp dẫn đối với nhà đầu tư, nhờ vào đòn bẩy tài chính thấp và nghĩa vụ trả lãi giảm Điều này không chỉ giảm rủi ro mà còn tăng cường sự ổn định tài chính, làm cho cổ phiếu trở nên hấp dẫn hơn cho những nhà đầu tư tìm kiếm sự an toàn.
4.7.2 Giá trị thị trường trên giá trị sổ sách
Trong nghiên cứu này, giá trị thị trường trên giá trị sổ sách không cho thấy ý nghĩa thống kê ở các mức chấp nhận, không hỗ trợ giả thuyết H2 và các nghiên cứu trước đó cho rằng yếu tố này có tác động tiêu cực đến tỷ lệ đòn bẩy sổ sách của doanh nghiệp, cả trong ngắn hạn lẫn dài hạn Kết quả này cũng tương đồng với nghiên cứu của Nguyễn Hữu Thao (2017).
Mô hình (1) kiểm định tác động ngắn hạn cho thấy tài sản hữu hình không giải thích được sự thay đổi tỷ lệ đòn bẩy tài chính từ thời điểm IPO đến IPO +6 Tuy nhiên, có sự tương quan thuận giữa tài sản hữu hình và chênh lệch tỷ lệ đòn bẩy trong nghiên cứu Do hệ số Sig của biến tài sản hữu hình không đạt mức ý nghĩa chấp nhận, giả thuyết H3 về ảnh hưởng của tài sản hữu hình đến chênh lệch đòn bẩy sổ sách bị bác bỏ Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Nguyễn Hữu Thao (2017), Ngô Thanh Trà, Trần Văn Tuyến và Nguyễn Văn Điệp (2014) cũng như Gonỗalves (2021).
Trong nghiên cứu về tác động dài hạn của lý thuyết thời điểm thị trường đối với cấu trúc vốn doanh nghiệp, biến độc lập Tài sản hữu hình cho thấy mối tương quan nghịch với tỷ lệ đòn bẩy sổ sách ở mức ý nghĩa 10% trong giai đoạn từ IPO +1 đến IPO +6 Điều này trái với kỳ vọng ban đầu của tác giả, dẫn đến kết luận rằng Tài sản hữu hình có tác động ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính trong dài hạn.
Tài sản cố định hữu hình và tỷ lệ nợ trên tổng tài sản có mối quan hệ ngược chiều, phản ánh mức độ rủi ro tài chính của doanh nghiệp Tỷ lệ nợ tăng cho thấy doanh nghiệp đang gánh nhiều nợ hơn so với tài sản sở hữu, có thể là dấu hiệu cảnh báo về khả năng thanh toán Ngược lại, tài sản cố định hữu hình như nhà xưởng, máy móc, và đất đai là tài sản ổn định, giúp doanh nghiệp tạo ra thu nhập bền vững Doanh nghiệp sở hữu nhiều tài sản cố định hữu hình có khả năng bán tài sản để trả nợ, từ đó cải thiện tình hình tài chính và duy trì hoạt động kinh doanh, dẫn đến mối quan hệ ngược chiều giữa tài sản cố định và tỷ lệ nợ.
Trong nghiên cứu, tác giả đã xác định mối quan hệ nghịch giữa khả năng sinh lời và tỷ lệ nợ trên tổng tài sản với mức ý nghĩa 5% tại năm IPO +6 Kết quả này phù hợp với kỳ vọng và các nghiên cứu trước đó, dẫn đến việc tác giả chấp nhận giả thuyết rằng khả năng sinh lời có tác động ngược chiều đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính.
Khả năng sinh lời trong mô hình nghiên cứu cho thấy tác động dài hạn với hệ số ước lượng -0,243 tại thời điểm quan sát IPO +6, đạt mức ý nghĩa 1% Điều này chỉ ra rằng có mối quan hệ ngược chiều giữa khả năng sinh lời và tỷ lệ đòn bẩy tài chính Do đó, mô hình chấp nhận giả thuyết H4, khẳng định rằng khả năng sinh lời có mối tương quan nghịch với cấu trúc vốn doanh nghiệp.
Khi doanh nghiệp có khả năng sinh lời cao, họ thu hút được nhiều khách hàng nhờ vào sản phẩm hoặc dịch vụ có giá trị, dẫn đến lợi thế cạnh tranh và doanh thu tăng đáng kể Doanh thu tăng cho phép doanh nghiệp thanh toán nợ vay, giảm tỷ lệ nợ trên tổng tài sản, và nâng cao danh tiếng cũng như tính thanh khoản Điều này cải thiện đánh giá tín dụng, giúp doanh nghiệp dễ dàng nhận được khoản vay với điều kiện và lãi suất tốt hơn, từ đó giảm tỷ lệ đòn bẩy tài chính Hơn nữa, doanh nghiệp có thể sử dụng dòng tiền để đầu tư vào các dự án lợi nhuận cao, mở rộng quy mô hoạt động và tăng trưởng doanh thu Ngược lại, khả năng sinh lời giảm sẽ gây khó khăn trong việc thanh toán nợ và gia tăng rủi ro tài chính, phù hợp với nghiên cứu của Baker và Wurgler (2002), Alti (2006), và các tác giả khác.
4.7.5 Quy mô doanh nghiệp Ở cuối năm quan sát IPO +6, quy mô doanh nghiệp trong mô hình kiểm định tác động ngắn hạn (1) và tác động dài hạn (2) đến cấu trúc vốn có hệ số hồi quy lần lượt là 0,296 và 0,710 và có ý nghĩa thống kê cao 5% ở mô hình nghiên cứu (1) và 1% ở mô hình nghiên cứu (2) Điều này chứng tỏ quy mô doanh nghiệp có tác động cùng chiều v i cấu trúc vốn doanh nghiệp cả trong ngắn hạn và dài hạn, phù hợp v i k vọng của tác giả và các nghiên cứu trư c đây đã được khảo lược
Quy mô doanh nghiệp tăng yêu cầu doanh nghiệp đầu tư nhiều hơn vào sản phẩm mới, cơ sở vật chất, nhân sự và thị trường, dẫn đến việc phải vay nợ và làm tăng tỷ lệ đòn bẩy Ngược lại, khi quy mô giảm, doanh nghiệp cần đầu tư ít hơn, thường không cần vay nợ nhiều, và sẽ cắt giảm nhân sự cùng chi phí quản lý, từ đó giảm chi phí tài chính và tỷ lệ đòn bẩy Do đó, tỷ lệ đòn bẩy sẽ điều chỉnh giảm để phù hợp với quy mô hoạt động mới của doanh nghiệp.
Kết quả nghiên cứu xác nhận giả thuyết ban đầu và đồng nhất với các nghiên cứu trước đây của Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2015), Nguyễn Hữu Thao (2017), Chu Thị Thu Thuỷ (2020), Baker và Wurgler (2002), Gonỗalves (2021), Bougatef và Chichti (2010), Kioko (2019) và Hasnawati cùng cộng sự (2022) Quy mô doanh nghiệp lớn hơn không chỉ phản ánh lợi nhuận cao hơn mà còn giúp doanh nghiệp dễ dàng thanh toán nợ và xử lý các vấn đề tài chính Nghiên cứu đã chấp nhận giả thuyết H5, cho thấy quy mô doanh nghiệp có tác động tiêu cực đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính.
Bảng 4.17 Tóm t t k t quả nghiên cứu
Tên biến Viết tắt Kỳ vọng Kết quả
Biến đại diện cho thời điểm thị trường HOT (–) (–)
Giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (–) Không tác động
Quy mô doanh nghiệp SIZE (+) (+)
(Nguồn: Tác giả tổng hợp)
Trong chương 4, tác giả đã thực hiện phân tích kết quả nghiên cứu thông qua các phương pháp như phân tích thống kê mô tả, phân tích tương quan, và kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF Ngoài ra, tác giả cũng tiến hành kiểm định hệ số Durbin – Watson để phát hiện hiện tượng tự tương quan, và kiểm định Breusch – Pagan để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi Những bước này nhằm củng cố độ tin cậy của mô hình, cuối cùng là phân tích kết quả hồi quy mô hình bình phương bé nhất (OLS).
Dựa trên kết quả nghiên cứu, tác giả nhận thấy có mối quan hệ cùng chiều giữa quy mô doanh nghiệp và tỷ lệ đòn bẩy, trong khi khả năng sinh lời lại có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy Các biến độc lập khác không ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp Trong mô hình nghiên cứu thứ hai, kết quả cho thấy thời điểm thị trường, tài sản hữu hình và khả năng sinh lời đều có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy, trong khi quy mô doanh nghiệp có tác động cùng chiều Đặc biệt, biến giá trị thị trường trên giá trị sổ sách không có sự tương quan với tỷ lệ đòn bẩy doanh nghiệp.