Kiểm định ảnh hưởng của lý thuyết thời điểm thị trường đến các doanh nghiệp IPO Việt Nam :

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH  LÊ MINH CÚC QUỲNH KIỂM ĐỊNH ẢNH HƯỞNG CỦA LÝ THUYẾT THỜI ĐIỂM THỊ TRƯỜNG ĐẾN CÁC DOANH NGHIỆP IPO VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp Hồ Chí Minh - 2013 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH  LÊ MINH CÚC QUỲNH KIỂM ĐỊNH ẢNH HƯỞNG CỦA LÝ THUYẾT THỜI ĐIỂM THỊ TRƯỜNG ĐẾN CÁC DOANH NGHIỆP IPO VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã ngành: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS TS NGUYỄN THỊ LIÊN HOA Tp Hồ Chí Minh - 2013 DANH MỤC CÁC THUẬT NGỮ VIẾT TẮT TÊN TIẾNG VIỆT BCTC Báo cáo tài IPO Phát hành lần đầu công TÊN TIẾNG ANH Initial Public Offering chúng MM Lý thuyết MM Modigliani Miller theory MTT Lý thuyết định thời điểm thị Market timing theory trường OLS Phương pháp bình phương bé Ordinary Least Squares POT Lý thuyết trật tự phân hạng SGDCK Sở giao dịch chứng khoán TPHCM TPHCM STT Lý thuyết đánh đổi Pecking order theory Static trade-off theory DANH MỤC HÌNH VẼ Hình 1.1: Đường trung bình di động tháng số lượng IPO hàng tháng DANH MỤC BẢNG VẼ Bảng 4.1: Bảng thống kê mô tả doanh nghiệp Bảng 4.2: Kết kiểm định hệ số tương quan biến Bảng 4.3: Kết hồi quy biến Proceeds/At-1khi khơng có biến tương tác Bảng 4.4: Kết hồi quy biến Proceeds/Atkhi khơng có biến tương tác Bảng 4.5: Kết hồi quy biến Proceeds/At-1khi có biến tương tác mơ hình Bảng 4.6: Kết hồi quy biến Proceeds/At có biến tương tác mơ hình Bảng 4.7: Kết hồi quy biến Proceeds/At-1khi có biến tương tác mơ hình Bảng 4.8: Kết kiểm định phương sai thay đổi biến tác động lên cấu trúc vốn doanh nghiệp Bảng 4.9: Kết hồi quy biến thiên tỷ lệ địn bẩy tài khơng có biến tương tác Bảng 4.10: Kết hồi quy biến thiên tỷ lệ địn bẩy tài có biến tương tác Bảng 4.11: Tác động thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn doanh nghiệp IPO TĨM TẮT Mục đích luận văn kiểm định tác động lý thuyết định thời điểm thị trường tác động đến cấu trúc vốn cổ phần doanh nghiệp hoạt động IPO Việt Nam niêm yết sàn HOSE giai đoạn chu kỳ từ tháng 1/2006 đến tháng 12/2012 Tập liệu bao gồm 234 doanh nghiệp tham gia IPO từ tháng 1/2006 đến tháng 12/2012 Việt Nam có giá trị liệu sàn chứng khốn HOSE Tơi phân tích lý thuyết định thời điểm thị trường sử dụng phương pháp hồi quy Pooled OLS Mục đích kiểm định tác động lý thuyết định thời điểm thị trường đến số lượng vốn cổ phần phát hành doanh nghiệp IPO, thứ hai kiểm định tác động lý thuyết định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn Chúng kết luận lý thuyết định thời điểm thị trường có ảnh hưởng đến doanh nghiệp IPO Việt Nam Chương 1: GIỚI THIỆU Lý chọn đề tài Từ lý thuyết Modigliani Miller công bố năm 1958, nhà nghiên cứu bắt đầu tiến hành điều tra định tài trợ doanh nghiệp cho hoạt động mình, cấu trúc vốn vấn đề quan trọng định tài trợ doanh nghiệp Tuy vấn đề mẻ thu hút quan tâm đặc biệt nhiều nhà nghiên cứu kinh tế tài khắp giới Quyết định làm giảm chi phí vốn có tầm quan trọng để tối đa giá trị thị trường doanh nghiệp Lý thuyết MM (1958) đưa nhân tố làm giảm chi phí vốn nợ, đồng thời giải thích cơng ty đạt đến cấu trúc vốn tối ưu Theo Modigliani Miller (1958), doanh nghiệp vay giảm chi phí vốn cách trừ tiền lãi từ khoản thuế phải trả Tuy nhiên chi phí vốn gia tăng sau thời điểm định đối mặt với rủi ro tài Lý thuyết MM cho cơng ty khơng thể thay đổi chi phí vốn cách thay đổi tỉ lệ nợ/ vốn cổ phần dựa giả thiết khơng có thuế, chi phí đại diện, chi phí phá sản thơng tin bất đối xứng Nói cách khác, sách tài doanh nghiệp độc lập với giá trị thị trường doanh nghiệp Giả thiết không thực tế lý thuyết khám phá lý thuyết khác lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, lý thuyết trật tự phân hạng, lý thuyết định thời điểm thị trường giải thích định cấu trúc vốn doanh nghiệp Sự đời ba lý thuyết cấu trúc vốn nhằm thích nghi với giả thiết thị trường bất hồn hảo, thơng tin bất cân xứng khủng hoảng tài sử dụng nợ giải thích định cấu trúc vốn doanh nghiệp Những lý thuyết truyền thống cấu trúc vốn bao gồm ba lý thuyết lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn (Trade off theory), lý thuyết trật tự phân hạng (pecking order theory), lý thuyết định thời điểm thị trường (market timing theory) Trong lý thuyết thời điểm thị trường chưa thể lý giải vấn đề 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 ước lượng tính hiệu lý thuyết cấu trúc vốn đưa đến chứng không giống Shyam-Sunder Myers (1999) tìm thấy chứng ủng hộ lý thuyết trật tự phân hạng lý thuyết đánh đổi Fama French (2002) tìm thấy chứng có thiên hướng chống lại hai lý thuyết Frank Goyal (2003) tìm thấy chứng có liên quan với lý thuyết trật tự phân hạng, đặc biệt công ty nhỏ Trong hầu hết nghiên cứu sử dụng mơ hình thực nghiệm phổ biến để kiểm định hai lý thuyết chưa có nhiều nghiên cứu kiểm định tính hiệu lực giả định mơ hình Tính cần thiết đề tài Thị trường chứng khốn Việt Nam kênh huy động vốn quan trọng cho doanh nghiệp phương thức đầu tư ưa chuộng Bên cạnh việc đầu tư thị trường thứ cấp, đầu tư thị trường sơ cấp vào đợt IPO hình thức đầu tư lựa chọn Thực trạng IPO năm gần cho thấy nhiều doanh nghiệp tiến hành IPO thất bại, trồi sụt thị trường chứng khoán, nhiều doanh nghiệp phải giãn tiến độ IPO kết IPO không khả quan, chí nhiều phiên IPO cịn phải hủy bỏ khơng có người đăng ký mua Bài luận văn dựa hoạt động việc phát hành công chúng lần đầu doanh nghiệp thực trạng việc định giá cổ phiếu doanh nghiệp IPO Việt Nam để kiểm định tác động lý thuyết định thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn đòn bẩy doanh nghiệp hoạt động IPO Thực tế Việt Nam chưa tìm thấy nghiên cứu thực nghiệm tính hiệu lý thuyết cấu trúc vốn, đặc biệt ảnh hưởng lý thuyết định thời điểm thị trường đến doanh nghiệp hoạt động IPO, việc kiểm định tính hiệu lực giả định lý thuyết Trong tài liệu giáo khoa đề cập chi tiết lý thuyết cấu trúc vốn chương trình đại học người ta vận dụng thường xun phân tích, việc xem xét tính phù hợp lý thuyết Việt Nam chưa thật rõ ràng Để bước đầu tiếp cận với lý thuyết cấu trúc vốn này, cụ thể lý thuyết định thời điểm thị trường, tiến hành thực nghiên cứu thực nghiệm “Kiểm định lý thuyết định thời điểm thị trường tác động đến cấu trúc vốn dựa vào hoạt động IPO doanh nghiệp Việt Nam” Nghiên cứu trả lời cho câu hỏi: (1) Lý thuyết định thời điểm thị trường có tác động đến doanh nghiệp IPO Việt Nam hay không? (2) Lý thuyết định thời điểm thị trường tác động đến số lượng vốn cổ phần phát hành cấu trúc vốn doanh nghiệp IPO Việt Nam nào? Mục tiêu nghiên cứu Đề tài tập trung giải mục tiêu nghiên cứu sau: Thứ nhất, kiểm định tác động lý thuyết định thời điểm thị trường đến số lượng vốn cổ phần phát hành doanh nghiệp IPO Thứ hai kiểm định tác động lý thuyết định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn Đối tượng nghiên cứu: Để đạt mục tiêu nghiên cứu trên, đối tượng nghiên cứu luận văn bao gồm: - Biến giả thị trường HOT - Sự biến thiên tỉ lệ địn bẩy tài (D/A) - Lợi nhuận thu từ việc bán cổ phiếu chia cho tổng tài sản cuối năm IPO (Proceeds/At) - Lợi nhuận thu từ việc bán cổ phiếu chia cho tổng tài sản đầu năm IPO (Proceeds/At-1) Phạm vi nghiên cứu: Các số liệu lấy giai đoạn từ tháng 1/2006 đến tháng 12/2012 Các mẫu chọn cơng ty phi tài niêm yết sàn giao dịch Sở chứng khoán TPHCM tham gia vào hoạt động IPO giai đoạn từ tháng 1/2006 đến tháng 12/2012 Phương pháp nghiên cứu Sử dụng phương pháp hồi quy Pooled OLS để kiểm định ảnh hưởng lý thuyết thời điểm thị trường tác động đến số lượng vốn cổ phần phát hành tác động đến cấu trúc vốn Dữ liệu nghiên cứu Dữ liệu nghiên cứu tính tốn từ thu thập từ báo cáo tài cơng ty phi tài niêm yết sàn HOSE, dựa vào việc thu thập 47 reg proceedsat hot mbt ebitdaat1 sizet1 ppeat1 dat1 hotmbt hotsize,r Linear regression Number of obs F( 8, 1273) Prob > F R-squared Root MSE proceedsat 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 Robust Std Err 895.6653 57528.33 432.9769 48.10849 208.8626 117.8126 57529.21 67.23443 638.6924 t -2.31 -1.47 1.24 -2.33 0.89 -4.02 1.51 2.87 4.24 P>|t| 0.021 0.142 0.214 0.020 0.375 0.000 0.132 0.004 0.000 = 1282 = 2486.27 = 0.0000 = 0.1031 = 1167.3 [95% Conf Interval] -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 Bảng 4.6: Kết hồi quy biến Proceeds/Atkhi có biến tương tác mơ hình Sau đưa biến tương tác HOT*M/Bt HOT*SIZE vào mơ hình (2), kết thực nghiệm bảng 4.5 cho thấy R2 = 20.32% với p-value R2 = nên hệ số hồi quy có ý nghĩa.Hệ số hồi quy biến SIZEt-1có mức ý nghĩa 5%; biến PPE/At-1có mức ý nghĩa 10%; lại biến HOT, M/Bt, EBITDA/At-1,D/At-1, HOT*M/Bt HOT*SIZE khơng có ý nghĩa thống kê Hệ số hồi quy biến SIZEt-1 mang giá trị âm -112.1154 nên quy mơ cơng ty có mối quan hệ ngược chiều với số lượng vốn cổ phần PPE/At-1 mang giá trị dương 185.5319 tỉ lệ tài sản hữu hình có mối quan hệ chiều với số lượng vốn cổ phần phát hành Kết thực nghiệm bảng 4.6 cho thấy R2 = 10.31% với p-value R2 = nên hệ số hồi quy có ý nghĩa.Hệ số hồi quy biến HOT, SIZEt-1, D/At-1, HOT*SIZE có mức ý nghĩa 5%; cịn lại biến M/Bt, EBITDA/At-1, PPE/At-1 HOT*M/Bt khơng có ý nghĩa thống kê Biến HOT*SIZE mang giá trị dương 193.131 có ý nghĩa quy mô doanh nghiệp thị trường HOT gia tăng lợi nhuận từ việc bán cổ phần 48 thị trường HOT tăng theo Biến tương tác HOT*M/Bt khơng có ý nghĩa số lượng vốn cổ phần phát hành Tỉ lệ địn bẩy tài mang giá trị âm -473,5905 số lượng vốn cổ phần phát hành có mối quan hệ 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 thị trường HOT số lượng vốn cổ phần phát hành HOT M/Bt EBITDA/At-1 SIZEt-1 PPE/At-1 D/At-1 HOT*M/Bt Dấu kỳ vọng Proceeds/At Proceeds/At Proceeds/At-1 Proceeds/At-1 +/- 483.4704 ** -2067.817 ** 1402.88 ** 4189.947 (0) (0.021) (0) (0.224) 2024.637 ** -84612.8 28406.04 ** -81451.07 (0) (0.142) (0) (0.534) 558.1244 537.8822 1751.388 1786.868 (0.192) (0.214) (0.263) (0.258) -30.22868 -112.1154 ** -362.6794 ** -272.3924 ** (0.396) (0.02) (0.009) (0) 223.9781 185.5319 -1091.261 * -1045.115 * (0.307) (0.375) (0.053) (0.052) -508.8617 ** -473.5905 ** 1038.656 996.1012 (0) (0) (0.175) (0.169) - 86759.78 - 109732 +/- + - +/- +/- (0.132) HOT*SIZE - 193.131 ** (0.402) - (0.004) R2 p-value -212.596 (0.396) 0.0907 0.1031 0.2017 0.2032 0 0 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 hành doanh nghiệp IPO 49 Tóm lại, số lượng vốn cổ phần phát hành doanh nghiệp IPO chịu ảnh hưởng tác động thị trường HOT – COLD Biến giả HOT mang giá trị dương cột cột 3, có ý nghĩa doanh nghiệp thị 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 hỗ trợ cho nghiên cứu Gunney Hussian (2010) Biến giả HOT khơng có ý nghĩa cột lại mang giá trị âm cột mối quan hệ xét đến biến tương tác HOT*SIZE, doanh nghiệp tham gia vào thị trường HOT phát hành số lượng vốn cổ phần quy mơ doanh nghiệp gia tăng lợi nhuận từ việc bán cổ phiếu tăng theo Tỉ lệ giá trị thị trường sổ sách (M/Bt) mang giá trị dương cột cột doanh nghiệp có nhiều hội đầu tư gia tăng vốn nhiều hơn, lại khơng có ý nghĩa cột cột Biến SIZE mang giá trị âm cho thấy doanh nghiệp có quy mô nhỏ gia tăng vốn cổ phần nhiều Tỉ lệ địn bẩy tài khơng có ý nghĩa cột cột lại mang giá trị âm cột cột mức đòn bẩy trước năm IPO tương quan âm với mức lợi nhuận thu từ hoạt động IPO, tức địn bẩy năm trước cao lợi nhuận cuối năm IPO giảm Tỉ lệ tài sản hữu hình (PPE/A) khơng có ý nghĩa cột cột lại có ý nghĩa cột cột 4, đồng thời lại mang giá trị âm cho thấy tỉ lệ tài sản hữu hình doanh nghiệp năm trước IPO thấp số lượng vốn cổ phần phát hành doanh nghiệp năm IPO gia tăng nhiều Hệ số hồi quy kiểm định từ mơ hình mang giá trị lớn có sức giải thích mạnh mẽ cho biến độc lập 50 Tóm lại, dựa vào kết nghiên cứu thực nghiệm trên, ta kết luận lý thuyết định thời điểm thị trường có tác động đến việc phát hành vốn cổ phần doanh nghiệp IPO Việt Nam, doanh nghiệp thị trường HOT có khuynh hướng gia tăng vốn cổ phần nhiều doanh nghiệp thị trường COLD, đồng thời doanh nghiệp có quy mơ nhỏ gia tăng vốn cổ phần nhiều hơn, doanh nghiệp có nhiều hội đầu tư gia tăng vốn cổ phần mức đòn bẩy năm trước tham gia IPO cao lợi nhuận cuối năm IPO giảm Tuy nhiên, xét ảnh hưởng biến tương tác hội đầu tư tăng trưởng hay xem xét quy mơ khác doanh nghiệp, doanh nghiệp thị trường HOT lại phát hành vốn cổ phần hơn, quy mơ doanh nghiệp thị trường HOT gia tăng lợi nhuận từ việc bán cổ phần thị trường HOT tăng theo 4.4 Ảnh hưởng vấn đề định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn Phần kiểm tra ảnh hưởng lý thuyết định thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn thông qua biến phụ thuộc biến thiên tỉ lệ đòn bẩy tài từ năm bắt đầu IPO đến cuối năm IPO Đầu tiên, tập trung vào thay đổi mức đòn bẩy từ trước năm IPO đến năm IPO, hồi quy biến giả HOT biến độc lập theo mơ hình sau: D/At - D/At-1 = α + β1HOT + β2M/Bt + β3EBITDA/At-1 + β4SIZEt-1 + β5PPE/At-1 + β6D/At-1 + εt (3) D/At - D/At-1= α + β1HOT + β2M/Bt + β3EBITDA/At-1 + β4SIZEt-1 + β5PPE/At-1 + β6D/At-1 + β7HOT*M/Bt + β8HOT*SIZEt-1 + εt (4) Đầu tiên, dùng kiểm định White để kiểm định phương sai thay đổi biến kiểm soát biến độc lập 51 Bảng 4.8: Kết kiểm định Phương sai thay đổi biến tác động lên cấu trúc vốn doanh nghiệp Dựa vào kết kiểm định bảng 4.8, ta thấy 0.999 < 11.46 0.999 < 9.12 nên chấp nhận giả thiết Ho, tức mô hình khơng bị phương sai thay đổi, hệ số hồi quy có mức tin cậy đáng kể 52 Kết mơ hình (3) sau: reg datdat1 hot mbt ebitdaat1 sizet1 ppeat1 dat1 Source SS df MS Model Residual 272719392 31.9951296 1275 045453232 025094219 Total 32.2678489 1281 025189578 datdat1 Coef hot mbt ebitdaat1 sizet1 ppeat1 dat1 _cons 0166906 0195651 -.0148623 0060472 0271011 0020715 -.1194114 Std Err .0089205 092523 0178339 0031244 0152589 0094508 0419921 t 1.87 0.21 -0.83 1.94 1.78 0.22 -2.84 Number of obs F( 6, 1275) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.062 0.833 0.405 0.053 0.076 0.827 0.005 = = = = = = 1282 1.81 0.0935 0.0085 0.0038 15841 [95% Conf Interval] -.0008098 -.161949 -.0498493 -.0000825 -.0028341 -.0164693 -.2017926 0341911 2010792 0201247 0121768 0570363 0206122 -.0370302 Bảng 4.9: Kết hồi quy biến thiên tỷ lệ địn bẩy tài khơng có biến tương tác Dựa vào kết bảng 4.9, ta thấy giá trị R2 = 0.85% với p-value R2 = 0.0935 > α nên hệ số hồi quy có ý nghĩa Trong kết trên, hệ số hồi quy biến HOT, PPE/At-1, SIZEt-1 có mức ý nghĩa 10%; cịn lại biến D/At-1, M/Bt EBITDA/At-1 khơng có ý nghĩa thống kê Hệ số hồi quy biến HOT,PPE/At-1 SIZEt-1 mang giá trị dương có mối quan hệ chiều với biến thiên tỉ lệ đòn bẩy tài Khi doanh nghiệp tham gia vào thị trường HOT doanh nghiệp gia tăng địn bẩy tài nhiều so với năm trước Đồng thời quy mơ doanh nghiệp lớn doanh nghiệp gia tăng tỉ lệ đòn bẩy 53 Kết hồi quy mơ hình (4) sau: reg datdat1 hot mbt ebitdaat1 sizet1 ppeat1 dat1 hotmbt hotsize Source SS df MS Model Residual 523570281 31.7442787 1273 065446285 02493659 Total 32.2678489 1281 025189578 datdat1 Coef hot mbt ebitdaat1 sizet1 ppeat1 dat1 hotmbt hotsize _cons 232609 -25.17757 -.0110229 0131098 0310145 -.0015537 25.18814 -.0166021 -.2082149 Std Err .0839435 13.94854 0178208 0041159 01527 009502 13.94887 0063409 0544333 t 2.77 -1.81 -0.62 3.19 2.03 -0.16 1.81 -2.62 -3.83 Number of obs F( 8, 1273) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.006 0.071 0.536 0.001 0.042 0.870 0.071 0.009 0.000 = = = = = = 1282 2.62 0.0075 0.0162 0.0100 15791 [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 Bảng 4.10: Kết hồi quy biến thiên tỷ lệ địn bẩy tài có biến tương tác Dựa kết hồi quy bảng 4.10, xét đến biến tương tác, ta thấy giá trị R2 = 1.62% với p-value R2 = 0.0075 nên hệ số hồi quy có ý nghĩa Hệ số hồi quy biến HOT, SIZEt-1, PPE/At-1, HOT*SIZE có mức ý nghĩa 5%; biến M/Bt, HOT*M/Bt có mức ý nghĩa 10%, cịn lại biến D/At-1, EBITDA/At-1 khơng có ý nghĩa thống kê Hệ số hồi quy biến HOT, SIZEt1 PPE/At-1 mang giá trị dương, biến tác động chiều với biến thiên tỉ lệ địn bẩy tài Cịn lại hệ số hồi quy biến M/Bt, HOT*SIZE mang giá trị âm mối quan hệ ngược chiều với biến thiên tỉ lệ địn bẩy tài 54 HOT M/Bt EBITDA/At-1 SIZEt-1 PPE/At-1 D/At-1 Dấu kỳ vọng 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** (0.076) (0.042) 0.0020715 -0.0015537 (0.827) (0.87) +/- - + + +/- HOT*M/Bt 25.18814 * (0.071) HOT*SIZE (-0.166021) 0.009 ** R2 0.0085 0.0162 p-value 0.0935 0.0075 Hệ số hồi quy (**) mang ý nghĩa 5% (*) mang ý nghĩa 10% Các hệ số ( ) giá trị p-value hệ số hồi quy Bảng 4.11: Tác động thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn doanh nghiệp IPO Biến giả HOT mang giá trị dương có ý nghĩa doanh nghiệp IPO tham gia vào thị trường HOT gia tăng mức địn bẩy nhiều so với năm trước Biến HOT*M/Bt mang giá trị dương có ý nghĩarằng doanh nghiệp thị trường HOT có nhiều hội đầu tư gia tăng tỉ lệ địn bẩy tài để phát hành vốn cổ phần Tỉ lệ M/B mang giá trị âm 25.17757 cho thấy có gia tăng giá trị thị trường cổ phiếu 55 doanh nghiệp huy động vốn để giảm tỉ lệ đòn bẩy ngược lại Biến SIZE mang giá trị dương, cho thấy doanh nghiệp có quy mơ năm trước IPO lớn gia tăng tỉ lệ địn bẩy tài sau tham gia IPO Biến 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 gia tăng tỉ lệ địn bẩy tài để phát hành vốn cổ phần nhiều Nói cách khác, thay đổi đòn bẩy bị ảnh hưởng doanh nghiệp tham gia vào thị trường HOT COLD Do đó, lý thuyết thời điểm thị trường có ảnh hưởng đến cấu trúc vốn hay làm thay đổi tỉ lệ địn bẩy tài doanh nghiệp tham gia hoạt động IPO Việt Nam 56 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 5.1 Kết luận: 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 doanh nghiệp IPO Việt Nam, so với số nghiên cứu thực nghiệm trước lý thuyết thời điểm thị trường Việt Nam, kết nghiên cứu lý thuyết thời điểm thị trường không ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp IPO Việt Nam việc định thời điểm thị trường có tồn Việt Nam, nhiên tác động yếu ngắn hạn giá trị tích lũy tác động lại có ảnh hưởng khơng nhỏ đến chọn lựa cấu trúc vốn doanh nghiệp Trong nghiên cứu này, kiểm định ảnh hưởng lý thuyết thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn dựa vào hoạt động IPO doanh nghiệp Việt Nam niêm yết Sở giao dịch chứng khoán TPHCM Mục đích đầu tiên, kiểm định tác động thời điểm thị trường lên số lượng vốn cổ phần phát hành công ty IPO Thứ hai, kiểm định tác động thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn Kết chủ yếu sau: Khi kiểm định mơ hình hồi quy cơng ty phương pháp Pooled OLS, kết hồi quy cho thấy biến giả HOT có ý nghĩa ảnh hưởng đến thời điểm phát hành vốn cổ phần công ty, cơng ty có xu hướng phát hành nhiều vốn cổ phần tham gia vào thị trường HOT, phù hợp với nghiên cứu Alti (2006) Các doanh nghiệp có quy mơ nhỏ có khuynh hướng gia tăng vốn cổ phần nhiều hơn, đồng thời mức đòn bẩy trước năm IPO tương quan âm với lợi nhuận thu từ IPO, lợi nhuận công ty tăng đáng kể năm IPO, tỉ lệ M/B giảm sau kiện IPO Phát phù hợp với nghiên cứu Guney Hussian (2007) Tuy 57 nhiên, biến giả HOT lại khơng có ý nghĩa xem xét doanh nghiệp IPO mối quan hệ tương tác hội đầu tư tăng trưởng quy mô doanh nghiệp thị trường HOT Sau đó, chúng tơi kiểm định ảnh hưởng thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn, dẫn đến kết luận gia tăng tỉ lệ giá trị thị trường giá trị sổ sách dẫn đến việc thay đổi biến thiên tỉ lệ đòn bẩy tài doanh nghiệp thị trường HOT, cụ thể giá trị thị trường cổ phiếu tăng doanh nghiệp có xu hướng huy động vốn cổ phần để bán thêm cổ phiếu ta thị trường, làm giảm tỉ lệ địn bẩy doanh nghiệp.Đối vớicác doanh nghiệp có quy mơ lớn sử dụng nhiều địn bẩy doanh nghiệp tham gia vào thị trường HOT doanh nghiệp lớn sử dụng địn bẩy Sự biến thiên địn bẩy khơng làm ảnh hưởng đến lợi nhuận doanh nghiệp, lại bị ảnh hưởng doanh nghiệp tham gia vào thị trường HOT – COLD Dựa vào giá phát hành cổ phiếu doanh nghiệp, nhận thấy mức giá phát hành thị trường cao nhiều so với giá niêm yết phù hợp với lý thuyết thời điểm thị trường doanh nghiệp phát hành cổ phiếu giá cao mua lại giá thấp Tóm lại, lý thuyết định thời điểm thị trường có tác động đến doanh nghiệp Việt Nam tham gia hoạt động IPO 5.2 Hạn chế: Bài nghiên cứu kiểm định ảnh hưởng lý thuyết định thời điểm thị trường tác động đến số lượng vốn cổ phần cấu trúc vốn doanh nghiệp IPO Việt Nam dựa hồi quy Pooled OLS, mà chưa kiểm tra khác doanh nghiệp thị trường HOT – COLD để giải thích doanh nghiệp thị trường HOT có khuynh hướng 58 phát hành nhiều vốn cổ phần đạt lợi nhuận công ty thị trường COLD, xác định thời điểm thị trường Bài nghiên cứu kiểm định tác động lý thuyết định thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn doanh nghiệp ngắn hạn, dài hạn chưa kiểm định ảnh hưởng lý thuyết Vì liệu thu thập để tính tốn kiểm định mơ hình chủ yếu lấy từ báo cáo tài doanh nghiệp có giá trị Sở giao dịch chứng khốn TPHCM, nhiên khơng tránh khỏi việc số cơng ty báo cáo khơng thật tình hình tài cơng ty nhiều lý do, làm sai lệch phần kết lý thuyết mơ hình so với thực tế 5.3 Hướng phát triển đề tài Các định cấu trúc vốn định dài hạn, nên cần thiết mở rộng việc thu thập liệu để kiểm định tác động lý thuyết định thời điểm thị trường đến doanh nghiệp IPO Việt Nam Kayhan Titman (2007) xác định việc thay đổi đòn bẩy bị tác động lý thuyết định thời điểm thị trường ngắn hạn họ lại không xác nhận việc tác động lý thuyết dài hạn Cần tìm thêm yếu tố tài khác để đưa vào mơ hình kiểm định mức độ ảnh hưởng biến tài bên đến số lượng vốn cổ phần phát hành cấu trúc vốn doanh nghiệp, tăng độ tin cậy lý thuyết định thời điểm thị trường Có thể phân loại theo nhóm ngành cơng nghiệp kiểm định ảnh hưởng lý thuyết định thời điểm thị trường Điều quan trọng để 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 để ước tính giá trị thị trường sổ sách mà nên quan sát thông tin vấn đề phi tài CGPI (chỉ số nhận thức Quản trị doanh nghiệp) CSRI (Chỉ số Trách nhiệm xã hội doanh nghiệp) 60 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Alti, A (2006) How Persistent Is the Impact of Market Timing on Capital Structure? Journal of Finance, 61(4): 1681-1710 Andreas Trauten, Roland C Schulzand Maik Dierkes, 2007 The Performance of IPO Investment Strategies and Pseudo Market Timing – Evidence from Germany JEL-classification : G10, G11, G14 Baker and Wurgler, 2002 Market Timing and capital Structure The Journal of Finance, Vol 57, No : 1-32 Bougatef, Tunisie and Chichti, 2010 Equity Market Timing and Capital Structure: Evidence from Tunisia and France International Journal of Business and Management, Vol 5, No 10 Gunney and Hussian, 2007 Capital structure and IPO market timing in the UK Availble at: http://cafef.vn/ http://idoc.vn/tai-lieu http://vi.wikipedia.org/wiki http://www.cophieu68.vn http://youth.ueh.edu.vn/modules.php?name=Files&go=view_file&lid=355 Ignatius Roni Setyawan, Budi Frensidy, 2012 Empirical Tests for Market Timing Theory of Capital Structure on the Indonesian Stock Exchange JEL Classification: G3;G31;G32 Ignatius Rony Setyawan, 2011 An Empirical Study on Market Timing Theory of Capital Structure ISSN: 2089-6271 Kivilcim Eraydin, 2008 The Underpricing and Long run Performance of Initial Public Offerings – Evidence from Turkey 61 Rongbing Huang and Jay R Ritter, 2005 Testing the Market Timing Theory of Capital Structure Sibel and Deniz, 2013 Does market timing drive capital structure? Empirical Evidence from an Emerging Market International Journal of Economics and Financial Issues, Vol 3, No : 140-152, ISSN: 2146-4138 Thanh Van Nguyen, 2012 Market Timing, Taxes and Capital Structure: Evidence from Vietnam Master Thesis Business Administrator, track Financal Management William B Elliott, Johanna Koëter-Kant and Richard S Warr, 2004 Further Evidence on the Financing Deficit: The Impact of Market Timing SSRN-ID 637282