6. Nội dung và cấu trúc của bài nghiên cứu
3.3.1. Tác động của thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn trong ngắn hạn
hạn
Theo lý thuyết thời điểm thị trường, khi cổ phiếu được định giá cao thì doanh nghiệp sẽ phát hành thêm cổ phiếu, và ngược lại, khi cổ phiếu bị định giá thấp thì doanh nghiệp sẽ tiến hành mua lại cổ phiếu của chính mình. Theo đó, mô hình của aker và Wurgler (2002) đã tiến hành kiểm định sự tác động của tỷ lệ M/ đến sự thay đổi trong tỷ lệ đòn bẩy tài chính hàng năm (D/A). Sau đó, tiếp tục kiểm định để xem sự thay đổi trong đòn bẩy tài chính hàng năm là do sự thay đổi trong phát hành cổ phần, sự thay đổi trong phát hành nợ hay sự thay đổi trong lợi nhuận giữ lại gây ra. Điều này hoàn toàn hợp lý, bởi theo Baker và Wurgler (2002), nếu chứng minh được một doanh nghiệp có tỷ lệ M/ cao tác động làm giảm tỷ lệ đòn bẩy tài chính D/A và tỷ lệ đòn bẩy tài chính D/A giảm là do doanh nhiệp phát hành thêm cổ phần, thì có thể chứng minh được có sự tác động của thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn doanh nghiệp.
Theo hướng nghiên cứu này, mô hình hồi quy kiểm định các yếu tố tác động đến thời điểm thị trường có dạng như sau:
(D/A)t - (D/A)t-1 = a + b (M/B)t-1 + c (PPE/A)t-1 +d (EBITDA/A)t-1 + e log(S)t-1 + f (D/A)t-1 + ut (1)
Theo các lý thuyết trước đây về cấu trúc vốn, ngoài yếu tố thời điểm thị trường đang được kiểm định, còn có các yếu tố khác có tác động đến cấu trúc vốn doanh nhiệp, bao gồm Giá trị còn lại của tài sản cố định hữu hình (PPE/A), Khả năng sinh lợi của công ty (EBITDA/A), Quy mô công ty (log(S)).
Tiếp theo, để kiểm định sự biến động trong tỷ lệ đòn bẩy tài chính hàng năm của công ty là do sự thay đổi trong phát hành cổ phần, thay đổi trong phát hành nợ hay là do thay đổi trong mức lợi nhuận giữ lại gây ra, mô hình hồi quy có dạng như sau:
(D/A)t - (D/A)t-1 = -[(E/A)t - (E/A)t-1]
= -(e/A)t – (ΔRE/A)t – [Et-1 (1/At – 1/At-1)] (2) Các phương trình hồi quy được thực hiện cho từng năm, từ năm IPO đến IPO+5, các biến về đặc trưng của doanh nghiệp đều được lấy với độ trễ là 1 năm.
Trước hết, để kiểm định độ tin cậy của các mô hình hồi quy, cần tiến hành các kiểm định về hiện tượng tự tương quan (sử dụng kiểm định Breusch God Frey – G Test) và phương sai thay đổi (sử dụng kiểm định White). Bảng 3.4 và 3.5 dưới đây trình bày kết quả của các kiểm định tương ứng.
Nhìn vào bảng 3.4, với mức ý nghĩa α = 5%, giả thuyết đưa ra để kiểm định tự tương quan bậc k (k >=1):
H0: ρ1 = ρ2 = … = ρk = 0 (không có hiện tượng tự tương quan bậc k) H1: ρ1 ≠ 0, hoặc ρ2 ≠ 0, hoặc ρk ≠ 0 (xảy ra hiện tượng tự tương quan)
Trong đó, ρ là hệ số tự tương quan của các sai số.
Giá trị P-value của mô hình hồi quy trong tất cả các năm đều lớn hơn giá trị α = 0.05, do vậy, có thể chấp nhận giả thuyết H0, và đưa ra kết luận không xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Bảng 3.4
Kiểm định tự tương quan Năm F-statistic P-value
IPO 0.21 0.80 IPO+1 2.12 0.12 IPO+2 0.91 0.39 IPO+3 0.20 0.81 IPO+4 0.22 0.79 IPO+5 0.01 0.98
Giải thích tương tự với bảng 3.3, kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi với độ tin cậy α = 5%, giả thuyết đưa ra:
H0: α2 = α 3 = … α k = 0 (không có hiện tượng phương sai thay đổi) H1: α2 ≠ 0, α 3 ≠ 0, hoặc α k ≠ 0 (có hiện tượng phương sai thay đổi)
Trong đó, α 2 , α 3, α k lần lượt là hệ số hồi quy của các biến độc lập trong mô hình hồi quy với biến phụ thuộc là phần dư ei2.
Giá trị P-value của mô hình hồi quy trong tất cả các năm đều có giá trị lớn hơn giá trị α = 0.05, chấp nhận giả thuyết H0 và kết luận rằng không xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 3.5
Kiểm định phương sai thay đổi
Năm F-statistic P-value
IPO 0.21 0.80 IPO+1 2.12 0.12 IPO+2 0.91 0.39 IPO+3 0.20 0.81 IPO+4 0.22 0.79 IPO+5 0.01 0.98
Như vậy, mô hình hồi quy theo Baker và Wurgler (2002) trong ngắn hạn đã không xảy ra hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi, do đó, kết quả hồi quy là đáng tin cậy.
Kết quả hồi quy của phương trình (1) và (2) được trình bày trong bảng 3.6. Trong đó, đã bỏ qua những qua sát có tỷ lệ đòn bẩy tài chính sổ sách lớn hơn 1 và những quan sát có tỷ lệ M/B lớn hơn 10 để đảm bảo việc ước lượng được chính xác hơn. Trong bảng 3.6, được chia làm 4 phần, bảng A, B, C, D. Trong đó, bảng A phản ánh tác động của biến thời điểm thị trường và các biến kiểm soát lên biến thay đổi trong tỷ lệ đòn bẩy tài chính hàng năm. Bảng B, C, D phản ánh tác động của biến tỷ lệ M/B lên tỷ lệ đòn bẩy tài chính thông qua tác động lên phát hành cổ phần thường, lợi nhuận giữ lại và tăng trưởng tài sản.
Nhìn vào Bảng A, có thể thấy được mối tương quan nghịch giữa tỷ lệ M/ và thay đổi trong tỷ lệ đòn bẩy tài chính hàng năm. Trong năm IPO, hệ số hồi quy của biến M/B là -2.96, và kiểm định t có giá trị tuyệt đối là 1.73, độ tin cậy là 90%, theo đó, cứ 1% tăng (giảm) trong tỷ lệ M/B thì mức thay đổi trong tỷ lệ đòn bẩy tài chính hàng năm giảm (tăng) 5.06% (trong đó, -5.06% = -2.96* 1.71 với 1.71 là sai số chuẩn chủa biến trễ M/ ). Tương tự trong các năm tiếp theo, tỷ lệ M/B luôn mang dấu (-) biểu thị mối tương quan nghịch
với tỷ lệ đòn bẩy tài chính, điều này hoàn toàn phù hợp với lý thuyết thời điểm thị trường rằng khi giá thị trường của cổ phiếu được định giá cao, công ty sẽ gia tăng phát hành vốn cổ phần. Từ năm IPO+1 đến năm IPO+5, các hệ số hồi quy đã không còn ý nghĩa. Điều này có thể được giải thích một phần bởi hạn chế trong số lượng mẫu nghiên cứu, và càng về sau, số lượng các mẫu cũng bị giảm xuống. Tuy nhiên, có thể kết luận từ mô hình về mối tương quan ngược chiều giữa tỷ lệ M/ và thay đổi trong tỷ lệ đòn bẩy tài chính.
Tiếp theo, phân tích tác động của các yếu tố đặc trưng của doanh nghiệp đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính. Đầu tiên, là tác động của tài sản cố định, nhìn vào bảng thống kê có thể thấy mối tương quan cùng chiều giữa tỷ lệ tài sản cố định và tỷ lệ đòn bẩy tài chính. Tài sản cố định tăng có xu hướng làm tăng đòn bẩy tài chính. Điều này hoàn toàn phù hợp với các lý thuyết trước đây về cấu trúc vốn, các công ty càng có nhiều tài sản cố định thì càng dễ dàng vay nợ và có thể vay nợ với mức lãi suất thấp hơn các công ty khác. Tuy nhiên, hệ số của biến PPE/A rất nhỏ, nằm trong khoảng từ 0.01 đến 0.03, riêng trong năm IPO+5, hệ số hồi quy này là -0.03, kết quả này có thể không mang tính chính xác cao bởi số lượng mẫu hồi quy trong năm IPO+5 là 46 công ty, do đó có thể không đại diện được cho tổng thể. Giá trị kiểm định t của biến PPE/A trong các năm cũng nhỏ, nằm trong khoảng từ -0.51 đến 1.08, do đó, các kết quả không có ý nghĩa thống kê.
Giải thích tương tự cho các biến còn lại, trong năm IPO, biến khả năng sinh lợi E ITDA/A có tương quan ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính với độ tin cậy là 95%, tức công ty có khả năng sinh lợi cao sẽ ít sử dụng nợ hơn các công ty còn lại. Điều này phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng, và được giải thích rằng các công ty có khả năng sinh lợi cao thường ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ hơn, các công ty này chỉ sử dụng nguồn vốn vay bên ngoài khi nguồn lợi nhuận giữ lại không đủ để thực hiện các dự án đầu tư. Tuy nhiên, trong các năm còn lại, hệ số hồi quy mang dấu dương, điều này hoàn toàn không mâu thuẫn với cách giải thích ở trên, mà có thể được giải thích
theo một cách khác, tức là các công ty có khả năng sinh lợi cao có thể làm
tăng mức độ tin tưởng đối với người cho vay, do đó, dễ dàng đi vay hơn các
công ty khác, và điều này có thể làm tăng tỷ lệ đòn bẩy tài chính của công ty.
Biến này chỉ có ý nghĩa trong năm IPO, còn trong các năm còn lại, nó không
mang ý nghĩa thống kê.
Đối với biến quy mô công ty Log(S), nhìn chung, doanh thu của công ty và tỷ lệ đòn bẩy tài chính có mối tương quan cùng chiều với nhau, công ty có doanh thu thuần cao thì có tỷ lệ đòn bẩy tài chính cao và ngược lại. Điều này hoàn toàn phù hợp với các lý thuyết trước đây về cấu trúc vốn, rằng các công ty có tỷ lệ doanh thu thuần cao thường có các dòng tiền ổn định, do đó tạo được lòng tin cho những người cho vay hơn và dễ đi vay hơn các công ty khác, điều này làm cho tỷ lệ đòn bẩy tài chính tăng lên. Biến Log(S) có ý nghĩa là 95% trong các năm IPO+1, IPO+2, IPO+3, còn trong các năm còn lại, biến này không mang ý nghĩa thống kê.
Bảng B, C, D trình bày sự thay đổi của tỷ lệ đòn bẩy tài chính do các yếu tố bao gồm phát hành thêm vốn cổ phần, phát hành thêm nợ và thay đổi trong thu nhập giữ lại gây nên. Để kiểm định xem thời điểm thị trường có tác động đến cấu trúc vốn hay không, cần phân tích các thành phần làm thay đổi tỷ lệ đòn bẩy. Thời điểm thị trường chỉ có tác động đến cấu trúc vốn khi giá cổ phiếu tăng, dẫn đến quyết định phát hành thêm cổ phần và do đó làm giảm tỷ lệ đòn bẩy tài chính.
Các biến phụ thuộc gồm tỷ lệ cổ phiếu phát hành thêm (e/A)t, tỷ lệ lợi nhuận giữ lại (ΔRE/A)t và tỷ lệ tăng trưởng tài sản (Et-1 (1/At – 1/At-1)) trong mô hình hồi quy đều mang dấu âm (-), do đó, khi nhìn vào hệ số hồi quy trong bảng kết quả, dấu dương (+) mang ý nghĩa là tương quan ngược chiều và dấu âm (-) mang ý nghĩa là tương quan cùng chiều.
Nhìn vào bảng B, có thể thấy được mối tương quan cùng chiều giữa tỷ lệ M/B và tỷ lệ cổ phiếu phát hành thêm e/A. Các kết quả đưa ra có mức ý nghĩa
khá cao, 95% trong năm IPO+1 và IPO+2, 99% trong năm IPO+4. Điều này phù hợp với các nghiên cứu của Baker và Wurgler (2002), cho rằng khi giá cổ phiếu tăng, tức tỷ lệ M/ cao thì các công ty có xu hướng sẽ phát hành thêm cổ phiếu. Trong bảng C có thể thấy được tác động của tỷ lệ M/ đến mức lợi nhuận giữ lại là cùng chiều, tức khi tỷ lệ M/ tăng (giảm) sẽ làm cho tỷ lệ lợi nhuận giữ lại tăng (giảm). Tác động này của biến M/ có ý nghĩa khá cao (99%) trong các năm IPO và IPO+1. Trong khi đó, từ năm IPO+2 đến năm IPO+5, tác động của M/ không có ý nghĩa và hệ số hồi quy thấp. Tiếp theo, bảng D trình bày tác động của các biến, trong đó có biến M/ đến tỷ lệ tăng trưởng của tài sản. Trong tất cả các năm, tác động của tỷ lệ M/ đến tỷ lệ tăng trưởng tài sản đều mang dấu âm, và có ý nghĩa cao, 99% trong năm IPO+1 và IPO+2, 90% trong năm IPO và IPO+3. Như vậy, khi tỷ lệ M/ tăng (giảm), có tác động làm giảm (tăng) tỷ lệ tăng trưởng của tài sản, từ đó có tác động làm giảm tỷ lệ đòn bẩy tài chính, từ đó có thể suy ra tỷ lệ M/ có tác động ngược chiều đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính một cách gián tiếp thông qua tỷ lệ tăng trưởng của tài sản.
Từ các kết quả hồi quy, có thể thấy được tỷ lệ M/ có tác động đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính thông qua việc tác động làm tăng số lượng cổ phiếu phát hành, tăng lợi nhuận giữ lại và làm giảm tỷ lệ tăng trưởng của tài sản. Nhìn vào hệ số hồi quy của biến tỷ lệ M/B trong bảng A, , C, D trong các năm từ năm IPO đến năm IPO+5, có thể thấy tổng hệ số góc của biến tỷ lệ M/B trong ba bảng B, C, D bằng hệ số góc của biến M/B trong bảng A. So sánh giá trị tuyệt đối của hệ số hồi quy của biến tỷ lệ M/B trong các bảng B, C, D để xem tác động của thời đểm thị trường lên tỷ lệ đòn bẩy tài chính thông qua yếu tố nào là cao nhất, tuy nhiên, tuy nhiên, tỷ lệ tác động là không đồng nhất qua các năm. Trong năm IPO, tác động của biến M/ đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính thông qua tác động đến tỷ lệ lợi nhuận giữ lại (giá trị tuyệt đối hệ số hồi quy của biến M/B trong bảng C là cao nhất, bằng 5.27). Trong năm IPO+1 và IPO+3, tác động của biến M/ thông qua tác động đến tỷ lệ tăng trưởng tài sản
là cao nhất (giá trị tuyệt đối hệ số hồi quy của biến M/B trong bảng D là cao nhất, trong năm IPO+1 bằng 6.83 và năm IPO+3 bằng 3.65). Còn trong năm IPO+2, IPO+4 và IPO+5, tác động của biến tỷ lệ M/ thông qua tác động đến tỷ lệ phát hành cổ phiếu là cao nhất (giá trị tuyệt đối hệ số hồi quy của biến M/B trong bảng B là cao nhất, tương ứng trong các năm là 6.55, 3.96 và 11.05).
Như vậy, tác động của biến tỷ lệ M/ đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính không phải chỉ thông qua tác động đến việc phát hành cổ phần mà còn thông qua tác động đến tỷ lệ lợi nhuận giữ lại và tỷ lệ tăng trưởng tài sản. Tuy nhiên, bằng chứng về tác động của thời điểm thị trường đến việc phát hành cổ phần thường vẫn là nhiều hơn qua các năm, điều này chứng tỏ vẫn có tác động của thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn công ty, tuy nhiên, tác động này là không phải là tác động duy nhất và xảy ra liên tục trong các năm.
Bảng 3.6
Yếu tố quyết định của sự thay đổi tỉ lệ nợ và các thành phần
Bảng này trình bày kết quả mô hình hồi quy OLS của thay đổi trong tỉ lệ đòn bẩy sổ sách và các thành phần tác động gồm tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách, tài sản cố định, khả năng sinh lợi, quy mô công ty và tỉ lệ đòn bẩy năm trước đó.
(D/A)t - (D/A)t-1 = - [(E/A)t - (E/A)t-1] = -(e/A)t – (ΔRE/A)t – [Et-1 (1/At – 1/At-1)]
= a + b (M/B)t-1 + c (PPE/A)t-1 +d (EBITDA/A)t-1 + e log(S)t-1 + f (D/A)t-1 + ut
Chúng tôi không trình bày giá trị của a và f. Giá trị đòn bẩy sổ sách tính bằng nợ sổ sách chia cho tổng tài sản và tính bằng đơn vị phần trăm. Tỉ lệ M/ , được tính bằng cách lấy tổng của nợ sổ sách và giá trị vốn cổ phần theo thị trường, chia cho tổng tài sản. Tài sản ròng (PPE/A) bằng giá trị còn lại của tài sản cố đinh vào cuối năm tài chính chia cho tổng tài sản. Khả năng sinh lợi (EBITDA/A) được tính bằng cách lấy lợi nhuận trước thuế, lãi vay và khấu hao chia cho tổng tài sản. Quy mô công ty (log(S)), được dịnh nghĩa là logarit tự nhiên của doanh thu thuần cuối năm tài chính. ảng A trình bày kết quả hồi quy sự thay đổi của đòn bẩy. Các biến độc lập đều được đo lường tại thời điểm t-1, ngoại trừ tỷ lệ M/ trong năm IPO được đo lường tại thời điêm t. Thành phần phát hành cổ phần ròng trình bày trong bảng , thay đổi lợi nhuận giữ lại trong bảng C, và thành phần tăng trưởng của tài sản trình bày trong bảng D. Hệ số kiểm định t-statistics trình bày trong ngoặc đơn.
M/Bt-1 PPE/At-1 EBITDA/At-1% Log(S)t-1
Year N b t(b) C t(c) d t(d) e t(e) R2
ảng A: Thay đổi của tỷ lệ đòn bẩy sổ sách ((ΔD/A)t) %
IPO 260 -2.96 -1.73* 0.01 1.21 -0.07 -2.57** 0.96 1.01 0.16 IPO+1 260 -2.25 -1.33 0.00 -0.06 0.00 -0.02 2.12 2.19** 0.08 IPO+2 251 -1.28 -0.87 0.01 1.12 0.01 0.27 1.79 2.08** 0.02 IPO+3 210 2.99 1.18 0.02 0.95 -0.03 -1.44 1.91 2.09** 0.07
