Thông tin tài liệu
TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH & CN, TẬP 20, SỐ Q3 - 2017 105 Tác động định thời điểm thị trƣờng đến cấu trúc vốn công ty niêm yết thị trƣờng chứng khốn Việt Nam Ngơ Thanh Trà, Trần Văn Tuyến, Nguyễn Văn Điệp Tóm tắt—Nghiên cứu xem xét tác động lý thuyết định thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn mẫu gồm 430 cơng ty niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam tiến hành IPO (Initial Public Offering) giai đoạn 2006 – 2012 Yếu tố định thời điểm thị trường đo lường biến HOT (nhận giá trị đợt IPO công ty rơi vào tháng ―sôi động‖ nhận giá trị đợt IPO công ty rơi vào tháng ―ảm đạm‖) Dựa theo phương pháp tiếp cận Alti (2006), viết tìm hiểu tác động yếu tố định thời điểm thị trường đến tỷ lệ đòn bẩy ngắn hạn (tại năm IPO) dài hạn (năm IPO + 1, IPO + 2,…, IPO + 6) Kết nghiên cứu cho thấy khơng có chứng hành vi định thời điểm thị trường công ty niêm yết Việt Nam; điều hàm ý công ty tiến hành IPO vào thời điểm thị trường ―sôi động‖ hay ―ảm đạm‖ khơng có ảnh hưởng đến tỷ lệ địn bẩy ngắn hạn dài hạn Ngồi ra, kết nghiên cứu cho thấy yếu tố: khả tăng trưởng, khả sinh lợi, quy mơ doanh nghiệp có tác động tích cực đến cấu trúc vốn cơng ty niêm yết Từ khóa—Cấu trúc vốn, định thời điểm thị trường, IPO M GIỚI THIỆU ỤC tiêu tối đa hóa giá trị cơng ty mối quan tâm hàng đầu ngƣời chủ sở hữu công ty sở quan trọng lý thuyết tài doanh nghiệp đại Có nhiều yếu tố ảnh hƣởng đến giá trị cơng ty nhƣ tình hình Bài nhận ngày 08 tháng 03 năm 2016, hoàn chỉnh sửa chữa ngày 24 tháng 03 năm 2016 Tác giả Ngô Thanh Trà Quỹ trợ vốn cho ngƣời lao động nghèo tự tạo việc làm (Quỹ CEP) (email: ngothanhtra89 @ gmail.com) Tác giả Trần Văn Tuyến công tác Trƣờng Cao đẳng Kinh tế Đối ngoại (email: tranvantuyenueh@gmail.com) Tác giả Nguyễn Văn Điệp công tác Trƣờng Cao đẳng Kinh tế Đối ngoại (email: vandiep1302@gmail.com) kinh tế, lĩnh vực hoạt động, mức độ cạnh tranh, lực nhà quản trị,… Trong đó, cấu trúc vốn vấn đề cốt lõi doanh nghiệp mà nhà quản trị tài đặc biệt quan tâm khơng tác động đến giá trị cơng ty mà cịn ảnh hƣởng đến hoạt động khác công ty Nhiều lý thuyết đƣợc xây dựng với nghiên cứu thực nghiệm đƣợc thực nhằm xem xét ảnh hƣởng định lựa chọn cấu trúc vốn tối ƣu đến giá trị công ty Hiện nay, lý thuyết lựa chọn cấu trúc vốn tối ƣu cho cơng ty tập trung vào ba nhóm lý thuyết cấu trúc vốn, là: lý thuyết đánh đổi, lý thuyết trật tự phân hạng lý thuyết định thời điểm thị trƣờng Thời gian gần đây, tác động định thời điểm thị trƣờng lên cấu trúc vốn lên nhƣ hƣớng nghiên cứu thu hút quan tâm nhiều nhà kinh tế học giới Tuy nhiên, nghiên cứu Việt Nam chủ yếu tập trung vào kiểm định lý thuyết đánh đổi lý thuyết trật tự phân hạng (Lê Đạt Chí, 2013; Võ Thị Quý, 2014; Trần Nguyễn Anh Minh Võ Hồng Đức, 2015; Lê Thanh Ngọc Nguyễn Đồn Quốc Anh, 2015) Do đó, nghiên cứu đƣợc thực nhằm cung cấp chứng định lƣợng việc định cấu trúc vốn cho doanh nghiệp niêm yết thị trƣờng Việt Nam sở lý thuyết định thời điểm thị trƣờng CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Lý thuyết định thời điểm thị trường Xét góc độ nhà đầu tƣ, định thời điểm thị trƣờng (market timing) chiến lƣợc dựa nỗ lực dự đoán biến động giá thị trƣờng tƣơng lai để đƣa định mua bán tài sản tài (thƣờng chứng khốn) Tuy nhiên, tài doanh nghiệp, xét góc độ nhà quản trị doanh nghiệp, lý thuyết định thời điểm thị 106 SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT, Vol 20, No Q3 - 2017 trƣờng cho rằng, nhà quản trị tận dụng lợi thông tin nội doanh nghiệp, dựa sai lệch giá thị trƣờng so với giá trị thực cổ phần, tiến hành điều chỉnh thời điểm phát hành vốn cổ phần Nghiên cứu Baker Wurgler (2002) cho thấy nhìn vấn đề cấu trúc vốn Các tác giả cho thật khó để giải thích lựa chọn tài trợ thơng qua lý thuyết truyền thống Thay vào đó, tác giả đề xuất lý thuyết định thời điểm thị trƣờng, nói cấu trúc vốn kết tích lũy nỗ lực khứ để định thời điểm thị trƣờng chứng khốn Các cơng ty chọn phát hành vốn cổ phần cổ phiếu họ có giá trị thị trƣờng cao giá trị sổ sách giá trị thị trƣờng khứ Điều nhằm khai thác biến động tạm thời chi phí vốn cổ phần, làm giảm chi phí vốn cổ phần cơng ty Mặt khác, công ty tiến hành mua lại cổ phần trƣờng hợp cổ phiếu họ bị định giá thấp Khi thị trƣờng nợ thị trƣờng cổ phiếu thuận lợi cách bất thƣờng, nhà quản lý tăng vốn công ty nhu cầu tài trợ Ngƣợc lại, trƣờng hợp hai thị trƣờng không thuận lợi, doanh nghiệp trì hỗn việc phát hành Lý thuyết nói định thời điểm thị trƣờng để phát hành vốn cổ phần có tác động lớn dai dẳng lên tỷ lệ đòn bẩy Đặc biệt, biến động tạm thời giá trị thị trƣờng gây thay đổi lâu dài cấu trúc vốn cơng ty Có hai phiên lý thuyết định thời điểm thị trƣờng Phiên mơ hình động Myers Majluf (1984), giả định nhà quản lý nhà đầu tƣ hợp lý lựa chọn đối nghịch khác công ty theo thời gian Các cơng ty có nghĩa vụ phải phát hành cổ phần sau thơng tin tích cực đƣợc phát hành nhằm làm giảm bất cân xứng thông tin nhà quản lý cổ đông Sự sụt giảm bất cân xứng thông tin có liên quan đến tăng giá cổ phiếu dẫn đến tài trợ vốn cổ phần nhiều Vì vậy, cơng ty tạo hội thời điểm cho Phiên thứ hai lý thuyết định thời điểm thị trƣờng giả định nhà quản lý nhà đầu tƣ không hợp lý dẫn đến việc định giá sai Theo Baker Wurgler (2002), nhà quản lý phát hành vốn cổ phần chi phí vốn cổ phần thấp bất thƣờng mua lại chi phí đƣợc cho cao bất hợp lý Cả hai phiên lý thuyết định thời điểm thị trƣờng có dự đốn tƣơng tự mối quan hệ giá trị công ty định tài trợ Các công ty phát hành cổ phần cơng ty có giá trị thị trƣờng cao so với giá trị sổ sách ngƣời kiếm đƣợc lợi nhuận bất thƣờng trƣớc tăng vốn Baker Wurgler (2002) cho tỷ lệ giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách báo để giải thích tác động định thời điểm thị trƣờng hai phiên lý thuyết định thời điểm thị trƣờng Kể từ tỷ lệ giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách đại diện cho lựa chọn đối nghịch việc định giá sai, Baker Wurgler (2002) phân biệt phiên chiếm ƣu Tóm lại, theo lý thuyết định thời điểm thị trƣờng, định cấu trúc vốn đƣợc thực dựa điều kiện thị trƣờng vốn Giá cổ phiếu mức lãi suất tƣơng ứng sở cho phát hành vốn cổ phần nợ Theo lý thuyết định thời điểm thị trƣờng, tỷ lệ địn bẩy tối ƣu khơng tồn 2.2 Những chứng thực nghiệm Theo sau nghiên cứu Baker Wurgler (2002), có nhiều nghiên cứu định tài trợ dựa định thời điểm thị trƣờng Một số nghiên cứu xác nhận tồn lý thuyết định thời điểm thị trƣờng tác động dai dẳng lựa chọn cấu trúc vốn doanh nghiệp Trong nghiên cứu công ty châu Âu, Bancel Mittoo (2004) thấy nhà quản lý tích cực tham gia việc lựa chọn thời điểm phát hành vốn cổ phần, phát hành cổ phiếu sau gia tăng giá cổ phiếu công ty yếu tố quan trọng Nghiên cứu Jenter (2005) cung cấp chứng định thời điểm thị trƣờng cấp doanh nghiệp cấp nhà quản lý Các công ty với tỷ lệ giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách thấp đƣợc coi công ty trƣởng thành, công ty với tỷ lệ giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách cao đƣợc coi công ty tăng trƣởng Các nhà quản lý cơng ty có tỷ lệ giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách thấp mua cổ phần cho riêng họ, mua lại cho công ty họ Elliott tác giả (2008) sử dụng mơ hình thu nhập cịn lại để đo lƣờng tác động định giá sai vốn cổ phần tác động định thời điểm thị trƣờng lên định tài trợ doanh nghiệp, kết phù hợp với Baker Wurgler (2002) cơng ty có nhiều khả phát hành vốn cổ phần để tài trợ cho thâm hụt họ vốn cổ phần đƣợc định giá cao TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH & CN, TẬP 20, SỐ Q3 - 2017 Huang Ritter (2009) tìm thấy công ty tài trợ cho tỷ lệ lớn thâm hụt tài họ vốn cổ phần huy động bên ngồi chi phí vốn cổ phần thấp Hỗ trợ thêm cho lý thuyết định thời điểm thị trƣờng đƣợc ghi nhận giá trị lịch sử chi phí vốn cổ phần có ảnh hƣởng dai dẳng lên cấu trúc vốn cơng ty, chí sau kiểm sốt yếu tố đặc điểm công ty - đƣợc thừa nhận yếu tố quan trọng định cấu trúc vốn De Bie de Haan (2007), Bougatef Chichti (2010), Gaud tác giả (2007) tƣơng ứng tìm thấy mối tƣơng quan âm yếu tố định thời điểm thị trƣờng tỷ lệ đòn bẩy Hà Lan, Pháp 13 nƣớc châu Âu Một số nghiên cứu cho thấy định phát hành chứng khoán nƣớc phát triển đƣợc thúc đẩy lý thuyết định thời điểm thị trƣờng nhƣ Henderson tác giả (2006), Cohen tác giả (2007), Ni tác giả (2010), Bo tác giả (2011) Bằng chứng ủng hộ lý thuyết định thời điểm thị trƣờng không đến từ thị trƣờng vốn cổ phần mà đến từ thị trƣờng nợ Bancel Mittoo (2004) Baker tác giả (2003) tìm thấy chứng việc định thời điểm thị trƣờng tƣơng lai (forward - looking market timing) Khi dự đoán lãi suất tƣơng lai giảm, nhà quản lý có xu hƣớng phát hành nợ ngắn hạn Ngƣợc lại, dự đoán lãi suất tƣơng lai tăng, họ có xu hƣớng đƣa định phát hành nợ dài hạn Barry tác giả (2008) tìm thấy chứng việc định thời điểm thị trƣờng dựa vào khứ (backward - looking market timing) công ty phát hành nợ nhiều so với phát hành vốn cổ phần lãi suất thấp so với giá trị lãi suất lịch sử Henderson cộng (2006) xem xét định thời điểm thị trƣờng vốn cổ phần nợ quy mô quốc tế Kết cho thấy yếu tố định thời điểm đặc biệt quan trọng định phát hành chứng khốn Các cơng ty phát hành thêm nợ dài hạn lãi suất thấp hơn, trƣớc lãi suất gia tăng Doukas tác giả (2011) cho thấy điều kiện thị trƣờng vốn thuận lợi thúc đẩy công ty phát hành thêm nợ thời kỳ thị trƣờng “sôi động” thời kỳ thị trƣờng “ảm đạm” Nhƣ vậy, chứng thực nghiệm cho thấy chọn thời điểm thị trƣờng có tác động mạnh mẽ dài hạn lên cấu trúc nguồn vốn cấu trúc nguồn vốn kết tích lũy việc cố gắng bắt thời điểm thị trƣờng 107 PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 Mơ hình nghiên cứu Nhằm tìm hiểu yếu tố định thời điểm thị trƣờng chứng khoán đợt IPO (Initial Public Offering), viết sử dụng phƣơng pháp Alti (2006) Alti (2006) sử dụng biến giả thị trƣờng “sôi động” để đo lƣờng định thời điểm thị trƣờng Wagner (2007), Umutlu Karan (2011), Xu (2009), Doukas tác giả (2011), Kaya (2012) sử dụng cách tiếp cận theo phƣơng pháp Alti để kiểm định lý thuyết định thời điểm thị trƣờng Phƣơng pháp có nhiều lợi thế: Thứ nhất, cho phép nhà phân tích chệch khỏi nhiều mối quan tâm việc sử dụng tỷ lệ giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách nhƣ đại diện cho yếu tố định thời điểm thị trƣờng nhƣ nghiên cứu trƣớc Thứ hai, theo Alti (2006), ý tƣởng thị trƣờng “sôi động” phù hợp với hai phiên lý thuyết định thời điểm thị trƣờng (là định giá sai lựa chọn đối nghịch) Cuối cùng, cách tiếp cận giúp tránh yếu tố thuộc đặc điểm doanh nghiệp nhƣ việc sử dụng giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách (Baker Wurgler, 2002) thành phần ngắn hạn dài hạn (Kayhan Titman, 2007) Dựa theo Alti (2006), nhằm xem xét tác động ngắn hạn định thời điểm thị trƣờng lên cấu trúc vốn, nghiên cứu sử dụng mơ hình: D/At = co + c1HOT + c2M/Bt + c3EBITDA/At1 + c4SIZEt-1 + c5PPE/At-1 + ɛt (1) Và: D/At - D/At-1 = co + c1HOT + c2M/Bt + c3EBITDA/At-1 + c4SIZEt-1 + c5PPE/At-1 + c6D/At-1 + ɛt (2) Trong đó: t năm IPO; biến phụ thuộc lần lƣợt tỷ lệ đòn bẩy năm IPO thay đổi tỷ lệ đòn bẩy năm IPO so với năm trƣớc (năm PRE-IPO); biến độc lập gồm: biến giả đo lƣờng yếu tố định thời điểm thị trƣờng (HOT), tỷ lệ giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách (M/B), khả sinh lợi (EBITDA/A), quy mơ doanh nghiệp (SIZE), tài sản hữu hình (PPE/A) tỷ lệ đòn bẩy sổ sách (D/A) Các biến độc lập ngoại trừ biến HOT đƣợc đƣa vào mơ hình phù hợp với nghiên cứu trƣớc (Rajan Zingales,1995; Baker Wurgler, 2002) Nhằm xem xét tác động dài hạn định thời điểm thị trƣờng lên cấu trúc vốn, nghiên cứu sử dụng mơ hình: D/At = co + c1HOT + c2M/Bt-1 + 108 SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT, Vol 20, No Q3 - 2017 c3EBITDA/At-1 + c4SIZEt-1 + c5PPE/APREIPO + ɛt (3) Và: D/At - D/APRE-IPO = co + c1HOT + c2M/Bt1 + c3EBITDA/At-1 + c4SIZEt-1 + c5PPE/At-1 + c6D/APRE-IPO + ɛt (4) Trong đó, t lần lƣợt năm IPO + 1, IPO + 2, IPO + 3, IPO + 4, IPO + 5, IPO + Biến phụ thuộc lần lƣợt tỷ lệ đòn bẩy thay đổi tỷ lệ đòn bẩy năm IPO + 1, IPO + 2, IPO + 3, IPO + 4, IPO + 5, IPO + so với năm trƣớc thời điểm IPO (năm PRE-IPO) Các biến độc lập đƣợc sử dụng tƣơng tự nhƣ mơ hình xem xét tác động ngắn hạn 3.2 Cách thức đo lường biến 3.2.1Biến phụ thuộc Tỷ lệ đòn bẩy (D/A): Trong nghiên cứu lý thuyết cấu trúc vốn có hai cách đo lƣờng tỷ lệ địn bẩy, tỷ lệ địn bẩy sổ sách tỷ lệ đòn bẩy thị trƣờng Tuy nhiên, tỷ lệ đòn bẩy sổ sách đƣợc sử dụng phổ biến tỷ lệ địn bẩy thị trƣờng theo nhà kinh tế tài nhà quản lý thị trƣờng tài biến động nhiều nên tỷ lệ đòn bẩy thị trƣờng báo khơng đáng tin cậy cho sách tài cơng ty (Frank Goyal, 2009) Ngồi ra, khảo sát Graham Harvey (2001) cho thấy nhà quản lý tập trung vào giá trị sổ sách thiết lập cấu tài Đồng thời, Heider Ljungqvist (2012) lập luận tỷ lệ đòn bẩy sổ sách cách đo lƣờng tốt cho sách nợ cơng ty kiểm sốt tỷ lệ địn bẩy sổ sách tốt tỷ lệ đòn bẩy thị trƣờng Những nghiên cứu liên quan xác định tỷ lệ đòn bẩy sổ sách tổng nợ phải trả chia cho tổng tài sản nhƣ Fama French (2005), Frank Goyal (2004), Alti (2006), Hovakimian (2006), Kayhan Titman, (2007) Tỷ lệ đòn bẩy sổ sách đƣợc sử dụng làm đại diện cho tỷ lệ đòn bẩy nghiên cứu D⁄A= (Giá trị sổ sách tổng nợ phải trả)/(Tổng tài sản) 3.2.2Biến độc lập Định thời điểm thị trường (HOT): Dựa theo Alti (2006), tác giả định nghĩa thị trƣờng “sôi động” “ảm đạm” khối lƣợng IPO hàng tháng Nhằm loại bỏ yếu tố biến động theo mùa, tác giả sử dụng trung bình di động tháng nhằm làm mƣợt liệu khối lƣợng IPO (Helwege Liang, 2004 Alti, 2006) Tháng “sôi động” đƣợc định nghĩa thời điểm thị trƣờng giá trị trung bình di động tháng lớn giá trị trung vị chúng, tháng “ảm đạm” đƣợc định nghĩa thời điểm thị trƣờng giá trị trung bình di động tháng nhỏ giá trị trung vị chúng Trong nghiên cứu này, biến giả HOT đại lƣợng đo lƣờng nỗ lực định thời điểm thị trƣờng vốn cổ phần công ty Biến giả HOT nhận giá trị đợt IPO công ty rơi vào tháng “sôi động”, nhận giá trị đợt IPO công ty rơi vào tháng “ảm đạm” Alti (2006) cho thấy công ty phát hành vốn cổ phần thị trƣờng “sơi động” có tỷ lệ địn bẩy thấp so với công ty phát hành thị trƣờng “ảm đạm” Vì doanh nghiệp phát hành xem thị trƣờng “sôi động” nhƣ cửa sổ hội với chi phí sử dụng vốn cổ phần tạm thời thấp nên phát hành nhiều cổ phần bình thƣờng Ngƣợc lại, với thị trƣờng “ảm đạm”, doanh nghiệp phát hành IPO cố gắng giữ mức phát hành vốn cổ phần thấp điều kiện thị trƣờng không phù hợp Nhƣ vậy, giả thuyết đƣợc phát biểu nhƣ sau: Mối tƣơng quan biến HOT tỷ lệ đòn bẩy ngƣợc chiều Khả tăng trƣởng (Tỷ lệ giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách - M/B): Dựa theo Baker Wurgler (2002), Dittmar Mahrt-Smith (2007), Bates tác giả (2009), tỷ lệ giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách đƣợc tính cơng thức sau: M⁄B = (Giá trị sổ sách nợ+Giá trị thị trƣờng vốn cổ phần)/(Tổng tài sản) Trong đó, giá trị thị trƣờng vốn cổ phần giá trị vốn hóa thị trƣờng Tỷ lệ giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách đƣợc sử dụng nhƣ biến đại diện cho hội tăng trƣởng Cơ hội tăng trƣởng đại diện cho tăng trƣởng dự kiến tài sản vơ hình cơng ty chẳng hạn nhƣ triển vọng sản phẩm, kỹ quản lý, tin cậy khách hàng Các lý thuyết cấu trúc vốn có khơng đồng tình mối quan hệ hội tăng trƣởng tỷ lệ đòn bẩy Những hội tăng trƣởng không đƣợc sử dụng nhƣ tài sản chấp trƣờng hợp phá sản, tài sản bị nhiều giá trị tài sản hữu hình Những cơng ty có tài sản vơ hình lớn khơng nên tài trợ nợ mà thay vào nên vốn cổ phần (Titnam Wessels, 1998; Rajan Zingales, 1995) Hơn nữa, TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH & CN, TẬP 20, SỐ Q3 - 2017 cơng ty tăng trƣởng có tài sản hữu hình thấp nên khả chấp hợp đồng nợ thấp Lý thuyết đánh đổi nêu lên mối tƣơng quan âm mức nợ vay hội tăng trƣởng Tuy nhiên, lý thuyết trật tự phân hạng cho tỷ lệ đòn bẩy tăng trƣởng có mối quan hệ chiều Đối với công ty phát triển, quỹ nội khơng đủ để tài trợ cho hội đầu tƣ họ cần tài trợ từ nguồn vốn bên ngồi Theo lý thuyết trật tự phân hạng, công ty ƣu tiên nợ vốn cổ phần Điều kết luận mối tƣơng quan dƣơng tỷ lệ đòn bẩy hội tăng trƣởng Bằng chứng thực nghiệm nƣớc phát triển cho kết khác Booth cộng (2001) tìm thấy công ty tài trợ cho hội đầu tƣ họ với khoản nợ Tuy nhiên, Deesomsak tác giả (2004) lại cho thấy mối tƣơng quan âm hội tăng trƣởng tỷ lệ địn bẩy Nhƣ vậy, có mối tƣơng quan dƣơng âm hội tăng trƣởng tỷ lệ đòn bẩy Khả sinh lợi (EBITDA/A): Khả sinh lợi đƣợc định nghĩa tỷ lệ thu nhập trƣớc thuế, lãi vay khấu hao tổng tài sản (Alti, 2006; De Jong tác giả, 2008; Mahajan Tartaroglu, 2008; Gungoraydinoglu Öztekin, 2011) Khả sinh lợi đƣợc tính theo cơng thức sau: EBITDA⁄A = (Thu nhập trƣớc thuế,lãi vay khấu hao)/(Tổng tài sản) Trong đó, giá trị thị trƣờng vốn cổ phần giá trị vốn hóa thị trƣờng Tỷ lệ giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách đƣợc sử dụng nhƣ biến đại diện cho hội tăng trƣởng Cơ hội tăng trƣởng đại diện cho tăng trƣởng dự kiến tài sản vơ hình cơng ty chẳng hạn nhƣ triển vọng sản phẩm, kỹ quản lý, tin cậy khách hàng Các lý thuyết cấu trúc vốn có khơng đồng tình mối quan hệ hội tăng trƣởng tỷ lệ địn bẩy Những hội tăng trƣởng khơng đƣợc sử dụng nhƣ tài sản chấp trƣờng hợp phá sản, tài sản bị nhiều giá trị tài sản hữu hình Những cơng ty có tài sản vơ hình lớn khơng nên tài trợ nợ mà thay vào nên vốn cổ phần (Titnam Wessels, 1998; Rajan Zingales, 1995) Hơn nữa, cơng ty tăng trƣởng có tài sản hữu hình thấp nên khả chấp hợp đồng nợ thấp Lý thuyết đánh đổi nêu lên 109 mối tƣơng quan âm mức nợ vay hội tăng trƣởng Tuy nhiên, lý thuyết trật tự phân hạng cho tỷ lệ địn bẩy tăng trƣởng có mối quan hệ chiều Đối với công ty phát triển, quỹ nội khơng đủ để tài trợ cho hội đầu tƣ họ cần tài trợ từ nguồn vốn bên ngồi Theo lý thuyết trật tự phân hạng, cơng ty ƣu tiên nợ vốn cổ phần Điều kết luận mối tƣơng quan dƣơng tỷ lệ đòn bẩy hội tăng trƣởng Bằng chứng thực nghiệm nƣớc phát triển cho kết khác Booth cộng (2001) tìm thấy cơng ty tài trợ cho hội đầu tƣ họ với khoản nợ Tuy nhiên, Deesomsak tác giả (2004) lại cho thấy mối tƣơng quan âm hội tăng trƣởng tỷ lệ địn bẩy Nhƣ vậy, có mối tƣơng quan dƣơng âm hội tăng trƣởng tỷ lệ đòn bẩy Khả sinh lợi (EBITDA/A): Khả sinh lợi đƣợc định nghĩa tỷ lệ thu nhập trƣớc thuế, lãi vay khấu hao tổng tài sản (Alti, 2006; De Jong tác giả, 2008; Mahajan Tartaroglu, 2008; Gungoraydinoglu Öztekin, 2011) Khả sinh lợi đƣợc tính theo cơng thức sau: EBITDA⁄A = (Thu nhập trƣớc thuế,lãi vay khấu hao)/(Tổng tài sản) Theo Myers (2001), cơng ty có có khả sinh lợi cao giảm nợ sử dụng lợi nhuận giữ lại để tài trợ cho dự án cao, ƣu tiên sử dụng nguồn tài trợ nội Bên cạnh đó, việc sử dụng lợi nhuận giữ lại làm giảm chi phí bất cân xứng thơng tin nhƣ chi phí giao dịch chi phí đại diện Ngồi ra, xét khía cạnh thuế mức độ cá nhân, việc giữ lại lợi nhuận tạo chắn thuế cho cổ đơng, điều khuyến khích nhà quản lý giảm tỷ lệ nợ cấu trúc vốn Các nghiên cứu thực nghiệm xác nhận mối tƣơng quan nghịch lợi nhuận tỷ lệ đòn bẩy (Titman Wessel, 1988; Rajan Zingales, 1995; Wald, 1999 Fama French, 2002; Frank Goyal, 2009) Do đó, khả sinh lợi tỷ lệ địn bẩy có mối quan hệ ngƣợc chiều Quy mô doanh nghiệp (SIZE): Quy mô doanh nghiệp đƣợc đo nhiều cách khác Một số nghiên cứu đo lƣờng quy mô doanh nghiệp logarit tổng tài sản (Booth tác giả, 2001; Hovakimian, 2006; Bates tác giả, 2009) Tuy nhiên, 110 SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT, Vol 20, No Q3 - 2017 biến tổng tài sản mẫu số biến độc lập công thức hồi quy Vì vậy, sử dụng phƣơng pháp đo lƣờng tạo mối quan hệ giả mạo hồi quy Thay vào đó, quy mơ doanh nghiệp đƣợc tính logarit tự nhiên doanh thu năm (Alti, 2006; Mahajan Tartaroglu, 2008) SIZE=Ln(Doanh thu thuần) Những cơng ty quy mơ lớn có khả tiếp cận dễ dàng với thị trƣờng vốn vay với lãi suất thuận lợi Do công ty lớn thƣờng có khả đa dạng hóa tốt có dịng tiền ổn định nên xác suất phá sản nhỏ doanh nghiệp có quy mô nhỏ (Smith Watts, 1992) Lý thuyết đánh đổi nhận định mối tƣơng quan thuận quy mô công ty mức vay nợ Bên cạnh nhiều nghiên cứu thực nghiệm cho thấy mối tƣơng quan dƣơng quy mơ doanh nghiệp tỷ lệ địn bẩy (Kester, 1986; Barclay tác giả, 1995; Lasfer 1999; Booth tác giả, 2001; Korajczyk Levy, 2003) Do đó, giả thuyết đƣợc phát biểu nhƣ sau: Quy mơ doanh nghiệp có mối hệ đồng biến với tỷ lệ địn bẩy Tài sản hữu hình (PPE/A): Tài sản hữu hình đƣợc tính tỷ lệ tài sản cố định tổng tài sản (Rajan Zingales, 1995; Booth tác giả, 2001; Bevan Danbolt, 2002) PPE⁄A= (Tài sản cố định)/(Tổng tài sản) Các lý thuyết thƣờng cho tài sản cố định hữu hình có tƣơng quan thuận với địn bẩy tài Bởi tài sản cố định hữu hình sử dụng nhƣ vật chấp vay mƣợn từ nguồn tài trợ bên ngoài, tỷ lệ lớn tài sản cố định hữu hình doanh nghiệp giúp doanh nghiệp có đƣợc mức lãi suất vay ngân hàng thấp giúp giảm rủi ro ngƣời cho vay Bởi nợ đƣợc đảm bảo chấp tài sản cố định hữu hình, hội để doanh nghiệp thực việc thay tài sản bị giảm hữu tỷ lệ lớn nợ có đảm bảo, mang lại an tồn cho chủ nợ (Stuzl Johnson, 1985) Đối với doanh nghiệp có nhiều tài sản cố định vơ hình, chi phí sử dụng vốn cao kiểm sốt việc sử dụng vốn vay khó khăn Vì vậy, doanh nghiệp có tỷ lệ tài sản cố định hữu hình tổng tài sản lớn thƣờng sử dụng nhiều nợ Mối tƣơng quan đồng biến tài sản hữu hình tỷ lệ địn bẩy đƣợc chứng minh nghiên cứu thực nghiệm (Hovakimian cộng sự, 2001; Frank Goyal, 2003) Nhƣ vậy, nội dung giả thuyết là: Tài sản hữu hình có mối quan hệ chiều với tỷ lệ đòn bẩy BẢNG TĨM TẮT MƠ TẢ CÁC BIẾN ĐỘC LẬP VÀ KỲ VỌNG DẤU Biến Định thời điểm thị trƣờng Khả tăng trƣởng Khả sinh lợi Quy mô doanh nghiệp Tài sản hữu hình Ký hiệu Đo lường HOT HOT nhận giá trị đợt IPO công ty rơi vào tháng “sôi động”, nhận giá trị đợt IPO công ty rơi vào tháng “ảm đạm” Tỷ lệ giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách Tỷ lệ thu nhập trƣớc thuế, lãi vay khấu hao tổng tài sản Logarit tự nhiên doanh thu Tỷ lệ tài sản cố định tổng tài sản M/B EBITDA/A SIZE PPE/A 3.3 Dữ liệu phương pháp nghiên cứu Dữ liệu thu thập từ báo cáo tài cơng ty hai sàn chứng khoán HOSE, HNX từ Trung tâm Lưu ký chứng khoán Việt Nam Dữ liệu sử dụng nghiên cứu dạng liệu chéo tiến hành hồi quy theo phương pháp ước lượng bình phương bé (OLS) dựa theo mơ hình đưa Alti (2006) Ước lượng OLS dễ tính tốn chấp nhận rộng rãi giả thiết OLS chặt (không xảy tượng tự tương quan, đa cộng tuyến phương sai sai số thay đổi) Khoảng thời gian nghiên cứu giai đoạn 2006 – 2012 khoảng thời gian trước thơng Kỳ vọng dấu +/+ + + tin chưa có sẵn khó thu thập Mặt khác, khoảng thời gian diễn bùng nổ thị trường chứng khoán Việt Nam, giai đoạn kỳ vọng tồn tượng bất cân xứng thông tin dẫn đến định giá sai, điều kiện cho việc định thời điểm thị trường xảy Thời điểm bắt đầu quan sát thời điểm IPO chọn lựa Lý chọn lựa dựa theo quan điểm Alti (2006) nguyên nhân Thứ nhất, IPO kiện tài trợ quan trọng doanh nghiệp vịng đời Thứ hai, nhà đầu tư gặp nhiều không chắn mức độ thông tin bất cân xứng cao định giá doanh nghiệp IPO TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH & CN, TẬP 20, SỐ Q3 - 2017 doanh nghiệp phát triển Do IPO đem lại hội lớn cho việc định giá sai, điều kiện tiên để việc định thời điểm thị trường thực Cuối cùng, việc quan sát tượng định thời điểm rõ ràng đợt IPO Các doanh nghiệp lựa chọn để nghiên cứu doanh nghiệp hoạt động lĩnh vực phi tài loại trừ khỏi mẫu doanh nghiệp thiếu số liệu khoảng thời gian quanh thời điểm IPO (đặc biệt thiếu liệu năm trước IPO), doanh nghiệp thiếu số liệu biến số doanh nghiệp hủy niêm yết Như vậy, theo Baker Wurgler (2002) Alti (2006), khoảng thời gian nghiên cứu tính từ thời điểm IPO: IPO + k, với k=(0,6) Nói cách khác, doanh nghiệp mẫu IPO + k doanh nghiệp hoạt động sau k năm từ tiến hành IPO Dữ liệu viết thu thập giai đoạn 2006 - 2012, tương ứng 111 mẫu gồm doanh nghiệp có mặt thời điểm IPO, IPO + 1, IPO + 2, IPO + 3, IPO + 4, IPO + 5, IPO + Dữ liệu PRE-IPO liệu doanh nghiệp vào thời điểm năm trước IPO Tất liệu lấy vào thời điểm cuối năm Bảng theo tổng hợp nhóm tác giả trình bày số quan sát có mẫu, nhận thấy có số lượng lớn doanh nghiệp mẫu doanh nghiệp niêm yết vòng 1- năm BẢNG TỔNG HỢP CÁC ĐỢT IPO CỦA CÁC CTY NIÊM YẾT ĐƯỢC NGHIÊN CỨU TRONG THỜI GIAN 2006-2012 Năm Số đợt IPO 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 93 38 60 75 111 27 26 Tương ứng với số quan sát mẫu theo thời gian IPO theo tổng hợp nhóm tác giả bảng 3: BẢNG SỐ QUAN SÁT CỦA MẪU THEO THỜI GIAN IPO Năm Số quan sát PRE-IPO IPO IPO+1 IPO+2 IPO+3 IPO+4 IPO+5 IPO+6 430 430 404 377 266 191 131 93 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1 Mơ tả liệu Hình biểu diễn khối lượng vốn cổ phần đăng ký phát hành lần đầu công chúng giai đoạn 2006 – 2012 cơng ty niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam Giá trị trung vị khối lƣợng đăng ký phát hành 11.798.950 cổ phần, đƣợc thể đƣờng thẳng nằm ngang đồ thị Tháng “sôi động” đƣợc định nghĩa thời điểm thị trƣờng giá trị trung bình di động tháng đƣờng trung vị, tháng “ảm đạm” đƣợc định nghĩa thời điểm thị trƣờng giá trị trung bình di động tháng nằm dƣới đƣờng trung vị Trong mẫu quan sát gồm 430 đợt IPO, có 277 đợt xuất tháng “sơi động” (chiếm 64,42% số quan sát) 153 đợt xuất tháng “ảm đạm” (chiếm 35,58% số quan sát) Hình Khối lƣợng IPO hàng tháng cơng ty Nguồn: Tổng hợp nhóm tác giả từ Trung tâm Lưu ký chứng khoán Việt Nam Bảng thể kết thống kê mô tả quan sát mẫu xoay quanh thời điểm IPO Các kết thống kê tỷ lệ nợ (D/A) cho thấy doanh nghiệp mẫu có cấu trúc nợ vốn cổ phần tƣơng đối đồng đều, khơng chênh lệch q nhiều trung bình Tỷ lệ nợ trung bình qua năm IPO dao động 51,68% 54,72%, phù hợp với kết nghiên cứu trƣớc bối cảnh Việt Nam Biger (2008) tìm thấy tỷ lệ mẫu nghiên cứu 52% Nguyen tác giả (2012) cho thấy tỷ lệ mức 48% Giá trị trung bình tỷ lệ nợ phù hợp với kết nghiên cứu Booth (2001) nƣớc phát triển 51% Giá trị trung bình tỷ lệ giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách (M/B) lớn vào năm IPO, IPO + 1, IPO + 2, IPO + IPO + 5, nhỏ vào năm IPO + IPO + Điều chứng tỏ có khả chứng khốn doanh nghiệp mẫu đƣợc định giá cao từ thời điểm IPO đến IPO + sau bị định giá thấp vào năm sau Biến khả sinh lợi (EBITDA/A) cho thấy tỷ lệ trung bình tăng từ 17,41% vào năm PRE-IPO lên 23,51% vào năm IPO + sau giảm dần năm IPO + đến IPO + 112 SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT, Vol 20, No Q3 - 2017 Giá trị trung bình biến quy mơ cơng ty (SIZE) có xu hƣớng tăng qua năm IPO, từ 11,80% năm PRE-IPO lên 12,77% năm IPO + Biến tài sản hữu hình (PPE/A) có giá trị trung bình tƣơng đối đồng qua năm, dao động khoảng 29,53% đến 31,80% Trong đó, tỷ lệ tài sản hữu hình nƣớc phát triển khác nhƣ Thái Lan 43,26%, Malaysia 37,99%, Singapore 35,1%, Australia 33,42% (Deesomsak tác giả, 2004) BẢNG SỐ QUAN SÁT CỦA MẪU THEO THỜI GIAN IPO Năm Biến D/A M/B EBITDA/ A SIZE PPE/A PRE-IPO Số quan sát Trung bình Trung vị Lớn Nhỏ Độ lệch chuẩn Trung bình Trung vị Lớn Nhỏ Độ lệch chuẩn Trung bình Trung vị Lớn Nhỏ Độ lệch chuẩn Trung bình Trung vị Lớn Nhỏ Độ lệch chuẩn Trung bình Trung vị Lớn Nhỏ Độ lệch chuẩn 430 0,547 0,579 0,964 0,008 0,226 0,174 0,153 1,035 0,023 0,135 11,803 12,212 15,489 6,713 1,363 0,302 0,266 0,876 0,004 0,213 IPO IPO+1 IPO+2 IPO+3 IPO+4 IPO+5 IPO+6 430 0,532 0,560 0,948 0,028 0,218 1,156 0,999 5,709 0,439 0,692 0,181 0,147 1,124 0,020 0,139 12,217 12,231 16,462 7,707 1,403 0,303 0,262 0,976 0,002 0,219 404 0,538 0,572 0,948 0,028 0,217 1,161 0,995 4,903 0,366 0,503 0,235 0,172 1,753 -0,022 0,216 12,420 12,469 16,879 7,459 1,427 0,302 0,246 0,941 0,002 0,211 377 0,531 0,573 0,960 0,003 0,215 1,172 1,003 4,304 0,339 0,498 0,161 0,142 0,633 -0,003 0,093 12,611 12,603 16,437 7,450 1,435 0,303 0,254 0,939 0,007 0,215 266 0,529 0,571 0,968 0,002 0,227 1,222 1,045 7,731 0,515 0,675 0,149 0,133 0,469 -0,226 0,095 12,753 12,765 16,612 9,023 1,426 0,318 0,258 0,951 0,009 0,214 191 0,538 0,572 0,952 0,030 0,223 0,928 0,898 3,599 0,329 0,331 0,159 0,149 0,604 -0,312 0,100 12,818 12,731 16,728 9,847 1,425 0,301 0,253 0,976 0,012 0,210 131 0,517 0,573 0,936 0,064 0,220 1,075 1,005 3,292 0,546 0,335 0,142 0,142 0,499 -0,174 0,098 12,736 12,678 16,812 9,981 1,455 0,295 0,242 0,910 0,006 0,218 93 0,526 0,579 0,986 0,054 0,233 0,992 0,936 2,103 0,620 0,261 0,130 0,132 0,516 -0,684 0,128 12,773 12,696 17,588 9,653 1,641 0,305 0,244 0,879 0,002 0,225 4.2 Kiểm định tính vững ước lượng OLS Kiểm định tượng đa cộng tuyến Hoàng Trọng Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) cho biến độc lập quan sát có hệ số tƣơng quan đạt giá trị lớn 0,3 xảy tƣợng đa cộng tuyến mô hình hồi quy HOT M/B EBITDA/A SIZE PPE/A xem xét Kết bảng theo tổng hợp nhóm tác giả cho thấy giá trị tuyệt đối hệ số tƣơng quan biến độc lập thời điểm IPO mơ hình nhỏ 0,3 nên mức độ đa cộng tuyến biến độc lập thấp nên không ảnh hƣởng đến kết ƣớc lƣợng mơ hình BẢNG SỐ QUAN SÁT CỦA MẪU THEO THỜI GIAN IPO HOT M/B EBITDA/A 1,0000 0,2489 1,0000 0,0782 0,2265 1,0000 0,0548 0,1577 0,0927 0,0303 -0,0351 0,1178 Kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi Kiểm định White cho giá trị thống kê F (Fstatistic) 0,7763 với bậc tự tƣơng ứng (26,403) P-value 77,83% lớn 5%, SIZE PPE/A 1,0000 -0,0446 1,0000 mơ hình khơng có tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi Kiểm định tượng tự tương quan Giả định tính độc lập phần dƣ đƣợc kiểm tra qua đại lƣợng thống kê Durbin-Watson TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH & CN, TẬP 20, SỐ Q3 - 2017 Kết bảng đến bảng 12 theo tổng hợp nhóm tác giả, cho thấy đại lƣợng thống kê Durbin-Watson nằm khoảng < DurbinWatson < nên kết luận mơ hình khơng có tự tƣơng quan (Hoàng Trọng Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2010) 4.3 Kết định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn 4.3.1 Tác động ngắn hạn định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn Bảng thể kết kiểm định tác động ngắn hạn định thời điểm thị trƣờng lên cấu trúc vốn năm IPO Xem xét tỷ lệ đòn bẩy vào cuối năm IPO, biến định thời điểm thị trƣờng (HOT) có mối tƣơng quan dƣơng với tỷ lệ đòn bẩy mức ý nghĩa 10%, với hệ số ƣớc lƣợng có giá trị tuyệt đối 0,0351 Nghĩa là, với mức ý nghĩa 10%, yếu tố khác không đổi, công ty phát hành vốn cổ phần thị trƣờng “sơi động” có tỷ lệ địn bẩy vào cuối năm IPO cao công ty phát hành vốn cổ phần thị trƣờng “ảm đạm” 3,51% Điều trái với kỳ vọng biến HOT có tƣơng quan âm với tỷ lệ địn bẩy, nghĩa công ty phát hành vốn cổ phần thị trƣờng “sơi động” có tỷ lệ đòn bẩy vào cuối năm IPO thấp công ty phát hành vốn cổ phần thị trƣờng “ảm đạm” Xem xét thay đổi tỷ lệ đòn bẩy vào thời điểm cuối năm IPO so với cuối năm PRE-IPO, biến định thời điểm thị trƣờng HOT có mối tƣơng quan nghịch với thay đổi tỷ lệ đòn bẩy, với hệ số ƣớc lƣợng có giá trị tuyệt đối 0,0129 Nghĩa là, điều kiện 113 yếu tố khác không đổi, công ty phát hành vốn cổ phần thị trƣờng “sơi động” có thay đổi tỷ lệ đòn bẩy vào cuối năm IPO so với cuối năm PRE-IPO thấp công ty phát hành vốn cổ phần thị trƣờng “ảm đạm” 1,29% Cụ thể, công ty phát hành vốn cổ phần thị trƣờng “sơi động” có gia tăng tỷ lệ đòn bẩy vào cuối năm IPO so với cuối năm PRE-IPO cơng ty phát hành vốn cổ phần thị trƣờng “ảm đạm” 1,29%; công ty phát hành vốn cổ phần thị trƣờng “sơi động” có sụt giảm tỷ lệ đòn bẩy vào cuối năm IPO so với cuối năm PRE-IPO nhiều công ty phát hành vốn cổ phần thị trƣờng “ảm đạm” 1,29% Mối tƣơng quan ngƣợc chiều phù hợp nhƣ kỳ vọng, nhiên hầu nhƣ khơng có nghĩa thống kê (p-value = 0,2208) Biến khả tăng trƣởng (M/B) khả sinh lợi (EBITDA/A) có tác động ngƣợc chiều với tỷ lệ địn bẩy năm IPO thay đổi tỷ lệ đòn bẩy năm IPO so với năm trƣớc với mức ý nghĩa 1% Điều có nghĩa, cơng ty có nhiều hội tăng trƣởng nhiều lợi nhuận tỷ lệ địn bẩy thấp Biến quy mô (SIZE) tài sản hữu hình (PPE/A) có tác động thuận chiều với tỷ lệ đòn bẩy năm IPO thay đổi tỷ lệ đòn bẩy năm IPO so với năm trƣớc Tuy nhiên, mối tƣơng quan thuận PPE/A địn bẩy khơng có ý nghĩa thống kê Điều có nghĩa, cơng ty có nhiều lợi nhuận có tỷ lệ nợ cao Tài sản hữu hình khơng phải yếu tố giải thích cho thay đổi tỷ lệ địn bẩy BẢNG KẾT QUẢ TÁC ĐỘNG NGẮN HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƢỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN TẠI NĂM IPO IPO D/At D/At - D/At-1 HOT M/B EBITDA/A SIZE PPE/A D/At-1 Hệ số hồi quy 0,0351 -0,1007 -0,3937 0,0585 0,0294 P-value 0,0816 0,0000 0,0000 0,0000 0,5050 0,2144 1,7790 Durbin-Watson 430 N Ghi chú: Trong đó, t năm IPO, t-1 năm PRE-IPO Hệ số hồi quy -0,0129 -0,0591 -0,1101 0,0112 0,0055 -0,2009 P-value 0,2208 0,0000 0,0041 0,0041 0,8099 0,0000 0,2004 1,7341 430 114 SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT, Vol 20, No Q3 - 2017 4.3.2 Tác động dài hạn định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn Kết tác động dài hạn định thời điểm thị trƣờng lên cấu trúc vốn bảng theo tổng hợp nhóm tác giả cho thấy: Vào năm IPO + 1, biến HOT có tác động chiều với tỷ lệ đòn bẩy, trái với kỳ vọng Ngƣợc lại, biến HOT lại có mối tƣơng quan ngƣợc chiều nhƣ kỳ vọng với thay đổi tỷ lệ đòn bẩy năm IPO + so với năm PRE-IPO Tuy nhiên, mối tƣơng quan hầu nhƣ khơng có ý nghĩa thống kê Do đó, kết luận yếu tố định thời điểm thị trƣờng khơng có tác động liên tục lên tỷ lệ đòn bẩy dài hạn Tác động tồn ngắn hạn vào thời điểm cuối năm IPO kết thúc vào cuối năm IPO + Các biến khả tăng trƣởng (M/B) khả sinh lợi (EBITDA/A) có tác động ngƣợc chiều đến tỷ lệ đòn bẩy vào cuối năm IPO + thay đổi tỷ lệ đòn bẩy năm IPO so với năm PRE-IPO mức ý nghĩa thống kê cao 1% Điều có nghĩa, cơng ty có khả tăng trƣởng khả sinh lợi cao có tỷ lệ địn bẩy thấp Biến quy mơ (SIZE) có tác động chiều đến tỷ lệ đòn bẩy vào cuối năm IPO + 1và thay đổi tỷ lệ đòn bẩy năm IPO so với năm PRE-IPO mức ý nghĩa thống kê cao 1% Điều có nghĩa, cơng ty có doanh thu lớn có khả vay mƣợn, tỷ lệ địn bẩy cao Biến tài sản hữu hình (PPE/A) có tác động chiều đến tỷ lệ đòn bẩy vào cuối năm IPO + thay đổi tỷ lệ đòn bẩy năm IPO so với năm PRE-IPO, nhƣ kỳ vọng Tuy nhiên, mối tƣơng quan khơng có ý nghĩa thống kê Nhƣ vậy, biến tài sản hữu hình khơng có tác dụng giải thích cho tỷ lệ đòn bẩy vào năm IPO + BẢNG KẾT QUẢ TÁC ĐỘNG DÀI HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƢỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN TẠI NĂM IPO + IPO+1 D/At D/At - D/APRE-IPO Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value HOT 0,0266 0,2010 -0,0169 0,1244 M/B -0,1029 0,0000 -0,0626 0,0000 EBITDA/A -0,3852 0,0000 -0,1087 0,0046 SIZE 0,0593 0,0000 0,0126 0,0013 PPE/A 0,0286 0,5128 0,0041 0,8567 D/At-1 -0,2155 0,0000 0,2308 0,2268 1,7114 1,6944 Durbin-Watson 404 404 N Nguồn: Tính tốn nhóm tác giả Bảng theo tổng hợp nhóm tác giả cho thấy: năm IPO + 2, biến HOT PPE/A khơng có ý nghĩa thống kê Điều chứng tỏ việc công ty phát hành vổn cổ phần lần đầu công chúng thị trƣờng “sơi động” hay “ảm đạm”, cơng ty có tài sản hữu hình nhiều hay khơng có tác dụng giải thích cho tỷ lệ địn bẩy vào năm IPO + Các biến M/B, EBITDA/A SIZE tiếp tục có tác động đến tỷ lệ địn bẩy với mức ý nghĩa thống kê cao Cụ thể, công ty có khả tăng trƣởng cao có khả sinh lợi cao có quy mơ doanh thu thấp có tỷ lệ đòn bẩy thấp BẢNG KẾT QUẢ TÁC ĐỘNG DÀI HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƢỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN TẠI NĂM IPO + IPO + D/At D/At - D/APRE-IPO Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value HOT 0,0039 0,8676 -0,0382 0,0813 M/B -0,1183 0,0000 -0,1150 0,0000 EBITDA/A -0,2357 0,0000 -0,2856 0,0000 SIZE 0,0518 0,0000 0,0483 0,0000 PPE/A 0,0500 0,2863 0,0439 0,3095 D/A t-1 -0,7447 0,0000 0,2130 0,6933 1,6525 1,7251 Durbin-Watson 377 377 N Nguồn: Tính tốn nhóm tác giả TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH & CN, TẬP 20, SỐ Q3 - 2017 Tƣơng tự, bảng theo tổng hợp nhóm tác giả cho kết hồi quy năm IPO + 3, biến HOT khơng có ý nghĩa thống kê việc giải thích tỷ lệ địn bẩy Các biến M/B EBITDA/A có tác động ngƣợc chiều đến tỷ lệ địn bẩy có ý 115 nghĩa thống kê Các biến SIZE PPE/A có tác động chiều đến tỷ lệ địn bẩy có ý nghĩa thống kê BẢNG KẾT QUẢ TÁC ĐỘNG DÀI HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƢỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN TẠI NĂM IPO+3 IPO + D/At D/At - D/APRE-IPO Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value HOT -0,0147 0,6635 -0,0546 0,1066 M/B -0,0352 0,0791 -0,0412 0,0340 EBITDA/A -0,7849 0,0000 -0,6864 0,0000 SIZE 0,0549 0,0000 0,0533 0,0000 PPE/A 0,1274 0,0270 0,1212 0,0294 D/At-1 -0,8325 0,0000 0,2401 0,6977 1,7083 1,6989 Durbin-Watson 266 266 N Bảng 10 theo tổng hợp nhóm tác giả cho thấy: năm IPO + 4, biến HOT có tác động ngƣợc chiều đến tỷ lệ đòn bẩy thay đổi tỷ lệ đòn bẩy năm IPO + so với năm PRE-IPO với mức ý nghĩa thống kê lần lƣợt 10% 1% Biến M/B có đổi chiều tác động, từ ngƣợc chiều sang chiều với tỷ lệ đòn bẩy Tuy nhiên tác động khơng có ý nghĩa thống kê Nhƣ vậy, khả tăng trƣởng khơng có tác dụng giải thích cho tỷ lệ đòn bẩy năm IPO + Biến EBITDA/A, SIZE PPE/A có mối tƣơng quan với tỷ lệ đòn bẩy tƣơng tự nhƣ năm IPO + BẢNG 10 KẾT QUẢ TÁC ĐỘNG DÀI HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƢỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN TẠI NĂM IPO+4 IPO + D/At D/At - D/APRE-IPO Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value HOT -0,0650 0,0689 -0,1250 0,0011 M/B 0,0315 0,4887 0,0592 0,1826 EBITDA/A -0,7774 0,0000 -0,7261 0,0000 SIZE 0,0554 0,0000 0,0533 0,0000 PPE/A 0,0697 0,3080 0,0804 0,2229 D/At-1 -0,8130 0,0000 0,2139 0,7113 1,7365 1,7743 Durbin-Watson 191 191 N Tại năm IPO + (bảng 11- theo tổng hợp nhóm tác giả), biến định thời điểm thị trƣờng HOT có tƣơng quan nghịch với tỷ lệ đòn bẩy thay đổi tỷ lệ đòn bẩy năm IPO + so với năm PRE-IPO mức ý nghĩa 5% Các quan sát năm IPO + gồm công ty tiến hành IPO năm 2006 2007 – giai đoạn bùng nổ thị trƣờng chứng khoán Việt Nam với đợt IPO liên tiếp có khối lƣợng lớn Điều hàm ý, việc công ty tiến hành IPO thị trƣờng “sôi động hay “ảm đạm” có tác động rõ rệt đến tỷ lệ đòn bẩy vào thời điểm IPO + 5, tức năm sau kể từ ngày công ty tiến hành IPO Biến M/B PPE/A khơng có ý nghĩa thống kê Biến EBITDA/A SIZE lần lƣợt có mối tƣơng quan ngƣợc chiều chiều với tỷ lệ đòn bẩy mức ý nghĩa thống kê cao BẢNG 11 KẾT QUẢ TÁC ĐỘNG DÀI HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƢỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN TẠI NĂM IPO + IPO + D/At D/At - D/APRE-IPO Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value HOT -0,2666 0,0186 -0,2574 0,0162 M/B -0,0645 0,2519 -0,0531 0,3180 EBITDA/A -0,8769 0,0000 -0,9029 0,0000 SIZE 0,0569 0,0000 0,0574 0,0000 116 PPE/A D/At-1 SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT, Vol 20, No Q3 - 2017 0,0809 0,3149 0,2614 1,9082 131 Nguồn: Tính tốn nhóm tác giả Durbin-Watson N Kết hồi quy bảng 12 theo tổng hợp nhóm tác giả với năm IPO + cho thấy biến HOT có tác động ngƣợc chiều đến tỷ lệ đòn bẩy, nhiên mối tƣơng quan khơng có ý nghĩa thống kê 0,1062 -0,7765 0,1649 0,0000 0,6598 1,8648 131 Biến M/B PPE/A khơng có ý nghĩa thống kê Biến EBITDA/A biến SIZE có tác động ngƣợc chiều chiều tƣơng ứng với tỷ lệ đòn bẩy mức ý nghĩa thống kê cao BẢNG 12 KẾT QUẢ TÁC ĐỘNG DÀI HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƢỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN TẠI NĂM IPO + IPO + D/At D/At - D/APRE-IPO Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy HOT -0,0569 0,7307 HOT -0,0569 M/B 0,0050 0,9615 M/B 0,0050 EBITDA/A -0,9761 0,0003 EBITDA/A -0,9761 SIZE 0,0594 0,0006 SIZE 0,0594 PPE/A 0,1132 0,2675 PPE/A 0,1132 D/At-1 D/At-1 0,1848 0,3448 2,0305 2,3009 Durbin-Watson 93 93 N KẾT LUẬN Sau xem xét tác động ngắn hạn định thời điểm thị trƣờng lên cấu trúc vốn thời điểm cuối năm IPO tác động dài hạn năm từ năm IPO + đến IPO + 6, kết hồi quy cho thấy biến định thời điểm thị trƣờng (HOT) khơng có tác động đến tỷ lệ đòn bẩy Điều hàm ý, việc công ty tiến hành phát hành vốn cổ phần lần đầu công chúng thị trƣờng “sơi động” hay “ảm đạm” khơng có ảnh hƣởng đến tỷ lệ đòn bẩy Kết trái ngƣợc với phát Alti (2006) mẫu gồm công ty Mỹ định thời điểm thị trƣờng có tác động dai dẳng đến cấu trúc vốn vòng năm kể từ thời điểm IPO Tuy nhiên, kết lại phù hợp với phát trƣớc nghiên cứu số nƣớc phát triển Nghiên cứu lý thuyết định thời điểm thị trƣờng lại Brazil, Mendes tác giả (2005) khơng tìm thấy chứng ủng hộ cho lý thuyết Sử dụng phƣơng pháp định thời điểm tƣơng tự Alti (2006), Umutlu Karan (2008) không tìm thấy mối quan hệ ngƣợc chiều biến định thời điểm thị trƣờng tỷ lệ đòn bẩy Trung Quốc Indonesia Các lý thuyết cấu trúc vốn có khả giải thích tốt định tài quốc gia phát triển lại không phù hợp trƣờng hợp vài quốc gia phát triển Trong số yếu tố đƣợc chứng minh có ảnh hƣởng đến lựa chọn tỷ lệ địn bẩy cơng ty, có hai yếu tố thuộc thể chế: trình độ phát triển hệ thống trị thị trƣờng tài quốc gia (Booth tác giả, 2001; De Jong tác giả, 2008) Thị trƣờng chứng khoán Việt Nam giai đoạn phát triển non trẻ, có chƣa hồn thiện so với thị trƣờng phát triển Ngồi ra, thị trƣờng chứng khốn hoạt động cịn dƣới kiểm sốt Chính phủ Các công ty trƣớc hành phát hành vốn cổ phần công chúng cần đƣợc kiểm tra chấp thuận Ủy ban chứng khoán Nhà nƣớc Thủ tục từ lúc công ty đăng ký phát hành đến lúc đƣợc cấp giấy chứng nhận phát hành lần đầu phải kéo dài khoảng thời gian, điều hạn chế công ty khai thác cách nhanh chóng đầy đủ điều kiện thuận lợi thị trƣờng Nhƣ vậy, mẫu nghiên cứu này, việc sử dụng biến định thời điểm thị trƣờng HOT đại diện hợp lý để giải thích cho cấu trúc vốn cơng ty Việt Nam thông qua lý thuyết định thời điểm thị trƣờng Biến tỷ lệ giá trị thị trƣờng giá trị sổ sách (M/B) có mối tƣơng quan ngƣợc chiều với tỷ lệ đòn bẩy mức ý nghĩa thống kê cao năm từ năm IPO đến năm IPO + Trong nghiên cứu này, biến M/B đại diện cho khả tăng trƣởng công ty Kết nghiên cứu cho thấy cơng ty có khả tăng trƣởng cao sử dụng nợ Điều phù hợp với lập luận lý thuyết đánh đổi kết nghiên cứu trƣớc (Rajan Zingales, 1995, Wiwattanakantang, 1999; Fama French, 2002; TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH & CN, TẬP 20, SỐ Q3 - 2017 Frank Goyal, 2004; Deesomsak tác giả, 2004; Xu, 2009) Biến khả sinh lợi (EBITDA/A) có mối tƣơng quan nghịch với tỷ lệ đòn bẩy năm từ IPO đến IPO+6 với mức ý nghĩa thống kê cao 1% Nhƣ vậy, biến EBITDA/A có khả giải thích tốt cho tỷ lệ địn bẩy Các cơng ty có lợi nhuận giữ lại cao sử dụng nợ, mà thay vào ƣu tiên sử dụng nguồn lợi nhuận giữ lại để trợ cho định đầu tƣ sử dụng nợ vốn cổ phần Kết phù hợp với lập luận lý thuyết trật tự phân hạng phát Rajan Zingales (1995), Wald (1999), Bevan Danbolt (2002), Fama French (2002), Chen (2004), Deesomsak tác giả (2004), Antoniou tác giả (2008) Tại năm từ năm IPO đến IPO + 6, biến quy mơ cơng ty SIZE có mối tƣơng quan chiều đến việc sử dụng nợ công ty mức ý nghĩa thống kê 1% Các công ty có doanh thu cao có nhiều khả vay nợ Điều phù hợp với dự báo lý thuyết trật tự phân hạng nghiên cứu thực nghiệm Rajan Zingales (1995), Wiwattanakantang (1999), Booth tác giả (2001), Bevan Danbolt (2004), Deesomsak tác giả (2004), Antoniou tác giả (2008) Riêng biến tài sản hữu hình khơng có ý nghĩa thống kê tác động đến tỷ lệ nợ mẫu quan sát Điều có nghĩa, việc cơng ty có tài sản hữu hình cao hay thấp cấu tài sản khơng đƣợc dùng để giải thích cho cấu trúc vốn công ty Kết thực nghiệm 117 tƣơng đồng với phát Deesomsak tác giả (2004) nghiên cứu yếu tố tác động đến lựa chọn cấu trúc vốn công ty Thái Lan, Malaysia Singapore Arcas Bachiller (2008) khơng tìm thấy mối tƣơng quan tài sản hữu hình tỷ lệ địn bẩy nghiên cứu gồm cơng ty tƣ nhân hóa tƣ nhân hóa nƣớc Châu Âu Những chứng thực nghiệm nghiên cứu có ngụ ý quan trọng nhà hoạch định sách tài cơng ty nhận diện quản trị sách tài trợ - định đề xuất cấu trúc vốn cho công ty Lý thuyết định thời điểm thị trƣờng lý thuyết lý giải cho việc định cấu trúc vốn nhà quản trị tài đặc biệt trƣờng hợp IPO Mặc dù, kết nghiên cứu cho thấy chƣa có chứng việc tồn hành vi định thời điểm thị trƣờng Việt Nam nhƣng nhà quản trị tài xem xét lý thuyết để đƣa định phát hành vốn cổ phần Trên sở lý thuyết định thời điểm thị trƣờng, nhà quản trị tài tận dụng lợi thông tin nội doanh nghiệp, dựa sai lệch giá thị trƣờng so với giá trị thực cổ phần để tiến hành điều chỉnh thời điểm phát hành vốn cổ phần (các doanh nghiệp đƣợc định giá cao phát hành vốn cổ phần doanh nghiệp bị định dƣới giá chờ lợi ích mà dự án mang lại lớn thiệt hại định giá sai phát hành) Nhƣ vậy, giá đóng vai trị quan trọng việc phát hành vốn cổ phần công ty 118 SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT, Vol 20, No Q3 - 2017 The impact of market timing on capital structure: Evidence from Vietnamese listed companies Ngo Thanh Tra, Tran Van Tuyen, Nguyen Van Diep Abstract—This study uses the theory of market timing in considering capital structure of the sample of 430 companies which are listed on Vietnam's stock market and implemented IPO in the period of 2006 - 2012 Following the research method of Alti (2006), the article used the variable HOT to represent the factor of market timing in order to understand the relationship between this variable and leverage variable in the short-term (in the year of IPO) and in the long-term (year of IPO + 1, IPO + 2, , IPO + 6) The results showed no statistically significant evidence about the negative relationship between the HOT and leverage ratios It implies that in the first time that companies issue their share capital to the public, the ―active‖ or ―gloomy‖ situation of market is not related to the leverage ratio at the moment of observation In addition, the results also showed that variables relating to characteristics of company such as growth potential, profitability and scale have a statistically significant relation to capital structure and tangible has no impact on leverage ratio Keywords—Capital structure, market timing, IPO TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Alti, A (2006) How Persistent Is the Impact of Market Timing on Capital Structure? Journal of Finance, Vol 61, pp 1681-1710 [2] Antoniou, A., Guney, Y and Paudyal, K (2008) The Determinants of Capital Structure: Capital MarketOriented versus Bank-Oriented Institutions Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol 43, pp 59-92 [3] Arcas, M.J and Bachiller, P (2008) Performance and Capital Structure of Privatized Firms in Europe Global Economic Review, Vol 37(1), pp 107-123 [4] Bancel, Franck and Mittoo, Usha R., Cross-Country Determinants of Capital Structure Choice: A Survey of European Firms Financial Management, Vol 33(4), pp 103-132 [5] Baker, M and Wurgler, J (2002) Market Timing and Capital Structure Journal of Finance, Vol 57, pp 132 [6] Baker, H.K., Powell, G.E and Veit, E.T (2003) Why companies use open-market repurchases: A managerial perspective Quarterly Review of Economics and Finance, Vol 43, pp 483-504 [7] Barclay, M.J., Smith, C.W and Watts, R.L (1995) The determinants of corporate leverage and dividend policies Journal of applied corporate finance, Vol 7(4), pp 4-19 [8] Barry, C.B., Mann, S.C., Mihov, V and Rodriguez, M (2008) Corporate debt issuance and the historical level of interest rates, Financial Management, Vol 37, pp 413-430 [9] Bates, T.W., Kahle, K.M and Stulz, R.M (2009) Why US firms hold so much more cash than they used to? Journal of Finance, Vol 64(5), pp 19852021 [10] Bevan, A and Danbolt, J (2002) Capital structure and its determinants in the UK - a decompositional analysis Applied Financial Economics, Vol 12(3), pp 159-170 [11] Bo, H., Huang, Z and Wang, C (2011) Understanding seasoned equity offerings of Chinese firms Journal of Banking and Finance, Vol 35, pp 1143-1157 [12] Booth, L., Aivazian, V., Demirguc-Kunt, A and Maksimovic, V (2001) Capital Structures in Developing Countries Journal of Finance, Vol 56(1), pp 87-130 [13] Bougatef, K and Chichti, J (2010) Equity market timing and capital structure: Evidence from Tunisia and France International Journal of Business and Management, Vol 5(10), pp 167-177 [14] Chen, J.J (2004) Determinants of capital structure of Chinese-listed companies Journal of Business Research, Vol 57(12), pp 1341-1351 [15] Cohen, S., Papadaki, A and Siougle, G (2007) SEOs in a „hot market‟: Evidence of timing Applied Financial Economics, Vol 17, pp 1179-1190 [16] Deesomsak, R., Paudyal, K and Pescetto, G (2004) The determinants of capital structure: evidence from the Asia Pacific region Journal of Multinational Financial Management, Vol 14(4-5), pp 387-405 [17] De Bie, T and De Haan, L (2007), Market timing and capital structure: evidence for Dutch firms, De Economist, Vol 155(2), pp 183-206 [18] De Jong, A., Nguyen, T.T and Kabir, R (2008) Capital Structure around the World: The Roles of Firm- and Country-Specific Determinants Journal of Banking and Finance, Vol 32(9), pp 1954-1969 TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH & CN, TẬP 20, SỐ Q3 - 2017 [19] Dittmar, A and Mahrt-Smith, J (2007) Corporate governance and the value of cash holdings, Journal of Financial Economics, Vol 83(3), pp 599-634 [20] Doukas, J.A., Guo, J.M and Zhou, B (2011) 'Hot' debt markets and capital structure European Financial Management, Vol 17, pp 46-99 [21] Elliott, W.B., Koëter-Kant, J and Warr, R.S (2008) Market timing and the debt-equity choice Journal of Financial Intermediation, Vol 17, pp 175-197 [22] Fama, E.F and French, K.R (2002) Testing trade-off and pecking order predictions abour dividends and debt Review of Financial Studies Vol 15, pp 1-34 [23] Fama, E.F and French, K.R (2005) Financing decisions: who issues stock? Journal of Financial Economics, Vol 76, pp 549-582 [24] Frank, M.Z., and Goyal, V.K (2003) Testing the pecking order theory of capital structure Journal of Financial Economics, Vol 67, pp 217 -248 [25] Frank, M.Z and Goyal, V.K (2004) The effect of market conditions on capital structure adjustment Finance Research Letters, Vol 1, pp 47-55 [26] Gaud, P., Hoesli, M., and Bender, A (2007) Debtequity choice in Europe International Review of Financial Analysis, Vol 16, pp 201-222 [27] Graham, J.R., and Harvey, C.R (2001) The theory and practice of corporate finance: Evidence from the field, Journal of Financial Economics, Vol 60, pp 187-243 [28] Gungoraydinoglu, A and Öztekin, Ö (2011) Firm and Country Level Determinants of Corporate Leverage: Some New International Evidence Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=1841628 [29] Heider, F and Ljungqvist, A., (2012) As Certain as Debt and Taxes: Estimating the Tax Sensitivity of Leverage from Exogenous State Tax Changes NBER Working Paper No w18263 [30] Helwege, J and Liang, N (2004) Initial public offerings in hot and cold markets Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol 39, pp 541-569 [31] Henderson, B.J., Jegadeesh, N and Weisbach, M.S (2006) World markets for raising new capital Journal of Financial Economics, Vol 82, pp 63-101 [32] Hoàng Trọng Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) Phân tích liệu với SPSS NXB Hồng Đức [33] Hoàng Trọng Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2010) Thống kê ứng dụng kinh tế - xã hội NXB Lao động – Xã hội [34] Hovakimian, A., Opler, T., and Titman, S (2001) The Debt-Equity Choice Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol 36, pp 1-24 [35] Hovakimian, A (2006) Are observed capital structures determined by equity market timing? Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol 41, pp 221-243 [36] Huang R and Ritter J.R (2009) Testing Theories of Capital Structure and Estimating the Speed of Adjustment Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol 44, pp 237-271 [37] Jenter, D (2005) Market timing and managerial portfolio decisions The Journal of Finance, Vol 60(4), pp 1903-1949 [38] Kaya, H.D (2012) Market timing and firms‟ financing choice International Journal of Business and Social Science, Vol 13, pp 51-59 [39] Kayhan, A and Titman, S (2007) Firms‟ histories and their capital structure Journal of Financial Economics, Vol 83, pp.1-32 119 [40] Kester, W.C (1986) Capital and ownership structure: A comparison of United States and Japanese manufacturing corporations Financial management, Vol 15(1), pp 5-16 [41] Korajczyk, R.A and Levy, A (2003) Capital structure choice: macroeconomic conditions and financial constraints Journal of financial economics, Vol 68(1), pp 75-109 [42] Lasfer, M (1999) Debt Structure, Agency Costs and Firm‟s Size: An Empirical Investigation City University, Business School [43] Lê Đạt Chí (2013) Các nhân tố ảnh hƣởng đến việc hoạch định cấu trúc vốn nhà quản trị tài Việt Nam Tạp chí Phát triển Hội nhập, số 9, trang 22-28 [44] Lê Thanh Ngọc Nguyễn Đoàn Quốc Anh (2015) Kiểm định lý thuyết trật tự phân hạng cấu vốn thơng qua phân tích từ cơng ty VN30 Tạp chí Cơng nghệ Ngân hàng, số 109, trang 55-62 [45] Mahajan, A and Tartaroglu, S (2008) Equity Market Timing and Capital Structure: International Evidence Journal of Banking and Finance, Vol 32, pp 754766 [46] Mendes, E and Kayo, E and Basso, L.C (2005) Capital Structure and Windows of Opportunities: Tests in the Brazilian Market Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=677561 [47] Myers, S.C and Majluf, N.S (1984) Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors not have Journal of Financial Economics, Vol 13, pp 187-221 [48] Myers, S.C (2001) Capital structure Journal of Economic perspectives Vol 15(2), pp 81-102 [49] Ni, Y., Guo, S and Giles, D.E (2010) Capital structures in an emerging market: a duration analysis of the time interval between IPO and SEO in China Applied Financial Economics, Vol 20, pp 15311545 [50] Rajan, R and Zingales, L (1995) What we know about capital structure some evidence from international data Journal of Finance, Vol 50(5), pp 1421-1460 [51] Smith, C.W and Watts, R.L (1992) The investment opportunity set and corporate financing, dividend, and compensation policies Journal of financial Economics, Vol 32(3), pp 263-292 [52] Stulz, R and Johnson, H (1985) An analysis of secured debt Journal of financial Economics, Vol 14(4), pp 501-521 [53] Titman, S and Wessels, R (1988) The determinants of capital structure choice Journal of Finance, Vol 43, pp 1-19 [54] Trần Nguyễn Anh Minh Võ Hồng Đức (2015) Sự phù hợp lý thuyết trật tự phân hạng Việt Nam Tạp chí Cơng nghệ Ngân hàng, số 106+107, trang 2537 [55] Umutlu, G and Karan, M.B (2011) Pecking order and timing effects on aftermarket performance of IPOs: An empirical study in emerging markets International Research Journal of Applied Finance, Vol 2, pp 180-201 [56] Võ Thị Quý (2014) Kiểm định lý thuyết cấu trúc vốn qua hành vi tài cơng ty bất động sản Việt Nam Tạp chí Cơng nghệ Ngân hàng, số 96, trang 50-57 [57] Wagner, H.F (2008) Public equity issues and the scope for market timing Available at SSRN 968345 120 SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT, Vol 20, No Q3 - 2017 [58] Wald, J (1999) How firm characteristics affect capital structure: an international comparison Journal of Financial Research, Vol 22, pp 161-187 [59] Wiwattanakantang, Y (1999) An empirical study on the determinants of the capital structure of Thai firms Pacific-Basin Finance Journal, Vol 7(3-4), pp 371403 [60] Xu, Z (2009) The Impact of Market Timing on Canadian and U.S Firms' Capital Structure Working Papers 09-1, Bank of Canada
Ngày đăng: 24/09/2021, 19:39
Xem thêm:
