6. Nội dung và cấu trúc của bài nghiên cứu
3.3.2. Tác động của thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn trong dài hạn
hạn
Phần trên vừa phân tích và chứng minh ảnh hưởng của tỷ lệ M/ đến cấu trúc vốn trong ngắn hạn, chủ yếu thông qua việc phát hành cổ phần mới. Tuy nhiên, nếu các công ty không điều chỉnh cấu trúc vốn theo một tỷ lệ đòn bẩy tài chính mục tiêu nào đó, thì tác động của thời điểm thị trường có thể kéo dài. Theo nghiên cứu của aker và Wurgler (2002), để kiểm định tác động của thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn trong dài hạn, mô hình mới được đưa ra bằng việc đưa thêm biến M/Befwa có dạng như sau: (D/A)t = a + b (M/B)efwa,t-1 + c (M/B)t-1 + d (PPE/A)t-1
+ e (EBITDA/A)t-1 + f log(S)t-1 + ut (3)
Trong đó biến M/Befwa là trung bình có trọng số của chuỗi tỷ số M/B trong quá khứ, tính từ năm đầu tiên của dữ liệu mẫu đến năm t-1. Trọng số là tỷ số của nguồn tài trợ bên ngoài của năm đó chia cho tổng nguồn tài trợ bên ngoài từ năm đầu tiên của dữ liệu mẫu đến năm t-1. Do đó, những công ty nào phát hành nhiều cổ phần khi tỷ số M/ tương đối cao thì M/Befwa sẽ có giá trị lớn, vì vậy biến M/Befwa có thể được dùng để đo lường thời điểm thị trường. Nhìn vào mô hình, theo Baker và Wurgler (2002), biến phụ thuộc bây giờ là tỷ lệ đòn bẩy hàng năm. Sự tác động của M/Befwa vào tỷ lệ đòn bẩy tài chính hàm ý rằng nếu như M/Befwa có mối tương quan ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính thì thời điểm thị trường có tác động đến cấu trúc vốn trong dài hạn. Khi M/B cao dẫn đến phát hành nhiều vốn cổ phần làm cho M/Befwa cao, nên nếu tồn tại tác động trong dài hạn, thì trị tuyệt đối của hệ số của M/Befwa sẽ lớn hơn trị tuyệt đối của hệ số của M/B và hệ số của hai biến này đều âm.
Tương tự như mô hình hồi quy trong ngắn hạn, để kiểm định xem ước lượng OLS có hiệu quả hay không, bài nghiên cứu này cũng đã kiểm định
hiện tượng tự tương quan (sử dụng kiểm định Breusch God Frey – BG Test) và phương sai thay đổi (sử dụng kiểm định White).
Trong bảng 3.7. Kiểm định tự tương quan, với mức ý nghĩa α = 0.05, giả thuyết đưa ra:
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.
Nhìn vào bảng số liệu, có thể thấy giá trị P-value đều lớn hơn giá trị của α, qua tất cả các năm và của cả hai trường hợp là hồi quy theo giá trị sổ sách hay giá trị thị trường của biến tỷ lệ đòn bẩy tài chính. Như vậy, có thể kết luận được không có hiện tượng tự tương quan xảy ra, và kết quả của mô hình hồi quy là đáng tin cậy.
Bảng 3.7
Kiểm định tự tương quan
Năm Giá trị sổ sách Giá trị thị trường F-statistic P-value F-statistic P-value
IPO+1 1.25 0.28 1.59 0.20
IPO+2 0.57 0.55 0.15 0.86
IPO+3 1.34 0.25 0.32 0.72
IPO+4 1.47 0.21 0.59 0.53
IPO+5 0.98 0.32 0.01 0.99
Tương tự như vậy, trong bảng 3.8. Kiểm định phương sai thay đổi, với mức ý nghĩa là 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.
Nhìn vào bảng kết quả, có thể thấy được đối với trường hợp của mô hình hồi quy tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá trị sổ sách, trong năm IPO+1, IPO+2 và IPO+4, đã xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi (P-value có giá trị nhỏ hơn giá trị α = 0.05). Còn trong mô hình hồi quy tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá trị thị trường, hiện tượng phương sai thay đổi đã xảy ra trong năm IPO+1 và IPO+2. Điều này làm hệ số hồi quy của các ước lượng không đáng tin cậy, do vậy, cần phải khắc phục hiện tượng này bằng cách sử dụng ma trận ước lượng của White.
Bảng 3.8
Kiểm định phương sai thay đổi
Năm Giá trị sổ sách Giá trị thị trường F-statític P-value F-statític P-value
IPO+1 2.44 0.01 3.58 0.00
IPO+2 3.59 0.00 3.43 0.00
IPO+3 1.52 0.39 2.06 0.16
IPO+4 2.12 0.03 2.05 0.19
IPO+5 2.12 0.98 2.68 0.69
Sau khi đã khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi bằng ma trận
ước lượng White, ta có kết quả của mô hình hồi quy được trình bày ở bảng
3.8, cho thấy tác động các yếu tố đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính, trong đó đã
loại trừ các quan sát có tỷ lệ M/Befwa lớn hơn 10, và những quan sát có tỷ lệ
M/Befwa nhỏ hơn 0 thì được đặt lại bằng 0 để đảm bảo việc tính toán hồi quy
được chính xác hơn.
Bảng 3.9
Yếu tố quyết định của đòn bẩy
Bảng dưới trình bày kết quả hồi quy OLS của đòn bẩy thị trường và đòn bẩy sổ sách theo tỉ số M/B, tài sản cố định, lợi nhuận và quy mô công ty.
(D/A)t = a + b (M/B)efwa,t-1 + c (M/B)t-1 + d (PPE/A)t-1 + e (EBITDA/A)t-1 + f log(S)t-1 + ut
Ở đây không trình bày hệ số a. Đòn bẩy tài chính được tính bằng Tổng nợ sổ sách chia cho Tổng tài sản. Tỉ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách được định nghĩa bằng hai cách.Cách thứ nhất là M/B trung bình trọng số từ năm IPO đến năm t-1.Với trọng số là các khoản tài trợ bên ngoài tăng lên hằng năm, khoản tài trợ bên ngoài được tính bằng tổng của vốn cổ phần phát hành thêm cộng cho nợ phát hành thêm.Nếu tổng này âm, thì trọng số nhận giá trị là 0. M/B tính theo cách thứ hai chính là M/B của năm t-1, tính bằng tổng tài sản theo giá thị trường chia cho tổng tài sản sổ sách. Tài sản cố định (PPE/A) bằng Giá trị còn lại của tài sản cố đinh hữu hình vào cuối năm tài chính chia cho tổng tài sản. Lợi nhuận (EBITDA/A) được tính bằng Tổng 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 tại cuối năm tài chính. Bảng A chỉ ra kết quả hồi quy cho đồn bẩy sổ sách, bảng B chỉ ra kết quả của đòn bẩy thị trường. Hệ số kiểm định t được trình bày trong ngoặc đơn.
(M/B)efwa,t-1 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) f t(f) R2 ảng A: Đòn bẩy tài chính sổ sách IPO+1 260 (1.32) (1.54) (9.99) -2.84*** - (0.16) (0.37) -3.08*** 14.90 8.73*** 0.32 IPO+2 251 (0.57) -3.12*** (4.82) (1.14) 0.05 2.38** (0.40) -2.54** 17.23 9.91*** 0.32 IPO+3 210 (7.43) -1.81* 5.51 1.00 0.15 2.81*** (0.19) -2.67*** 16.70 9.59*** 0.34 IPO+4 105 (0.01) (0.09) 0.06 0.38 - 2.41** (0.01) -2.77*** 0.19 8.08*** 0.41 IPO+5 46 - 1.30 0.21 1.25 - 1.47 (0.01) -3.27*** 0.18 4.15*** 0.43
ảng : Đòn bẩy tài chính thị trường
IPO+1 260 (4.60) -3.41*** (21.37) -5.04*** 0.03 2.47** (0.41) -2.57** 12.56 5.78*** 0.35 IPO+2 251 (0.60) -1.69* (18.30) -4.59*** 0.09 4.00*** (0.54) -3.19*** 17.07 8.86*** 0.37 IPO+3 210 (9.73) -1.86* (10.35) (1.62) 0.17 2.99*** (0.26) -2.77*** 14.10 6.46*** 0.27 IPO+4 105 (1.93) (0.26) (19.29) (1.20) 0.22 2.94*** (0.91) -3.91*** 21.37 7.29*** 0.39 IPO+5 46 (0.07) (0.46) (1.42) (0.07) 0.08 0.72 (1.74) -5.86*** 20.91 4.19*** 0.43
Nhìn vào kết quả thống kê trong bảng 3.9, có thể thấy được tác động của MBefwa đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính. Bảng A là tỷ lệ đòn bẩy tài chính sổ sách, bảng B là tỷ lệ đòn bẩy tài chính thị trường. Thứ nhất, cũng giống như tỷ lệ M/B, MBefwa cũng có mối tương quan ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính. Đối với tỷ lệ đòn bẩy tài chính sổ sách, tác động của tỷ lệ MBefwa chỉ có ý nghĩa trong năm IPO+2 và năm IPO+3, còn đối với tỷ lệ đòn bẩy tài chính sổ sách, tác động này có ý nghĩa trong các năm từ IPO+1 đến IPO+3. Thứ hai, khi phân tích mức độ tác động đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính giữa M/B và MBefwa, có thể thấy rằng hệ số hồi quy của MBefwa nhỏ hơn hệ số hồi quy của M/B trong tất cả các năm và đối với cả tỷ lệ đòn bẩy thị trường và tỷ lệ đòn bẩy sổ sách. Bên cạnh đó, tác động của tỷ lệ M/ đến đòn bẩy tài chính có thể thấy là rất mạnh mẽ với các hệ số hồi quy rất cao, và có ý nghĩa ở các năm IPO+1 và IPO+2.
Các biến đại diện cho đặc trưng công ty cũng được đưa vào trong mô hình này, gồm khả năng sinh lợi (EBITDA/A), quy mô công ty (Log(S)) và tài sản cố định (PPE/A). Khác với mô hình hồi quy trong ngắn hạn, các biến EBITDA/A và Log(S) đều có mức ý nghĩa rất cao và liên tục trong các năm. Riêng tác động của biến tài sản cố định (PPE/A) chỉ có ý nghĩa trong các năm IPO+1 đến IPO+4, còn năm IPO+5 thì không có ý nghĩa, điều này có thể lần nữa được giải thích bởi số lượng mẫu quan sát giảm dần qua các năm, trong năm cuối cùng, số lượng mẫu quan sát còn lại 46 công ty, do đó, kết quả hồi quy không được chính xác. Hệ số PPE/A mang dấu (+), đúng như kỳ vọng về việc công ty càng có nhiều tài sản cố định hữu hình có giá trị cao thì khả năng đi vay nợ càng dễ dàng hơn. Hệ số EBITDA/A mang dấu (-) phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng về cấu trúc vốn, rằng các công ty có khả năng sinh lợi cao thì tỷ lệ nợ vay càng ít, bởi sự tồn tại của thông tin bất cân xứng và chi phí giao dịch, khiến các công ty thường ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ hơn là vay vốn bên ngoài. Hệ số Log(S) mang dấu (+) thể hiện mối tương quan cùng chiều giữa quy mô công ty và tỷ lệ đòn bẩy tài chính, điều này hoàn toàn phù
hợp với các lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm trước đây về cấu trúc vốn. Hai biến PPE/A và E ITDA/A có tác động đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính trong dài hạn, nhưng lại không có ý nghĩa thống kê khi xem xét trong ngắn hạn, điều này có thể được giải thích bởi hai yếu tố này tác động đến cấu trúc vốn công ty một cách thường xuyên, tức chỉ tác động đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính (D/A), còn tác động đến thay đổi trong tỷ lệ đòn bẩy tài chính hàng năm (ΔD/A) là không đáng kể.
Như vậy, mặc dù có tìm ra sự tác động của MBefwa đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính trong dài hạn, bao gồm cả tỷ lệ đòn bẩy tài chính sổ sách và tỷ lệ đòn bẩy tài chính sổ sách, tuy nhiên, kết quả nghiên cứu này không giống với kết quả của Baker và Wurgler (2002). Kết quả nghiên cứu của hai ông đã cho thấy biến M/Befwa có tác động mạnh hơn và bền vững hơn biến M/B thông qua việc xem xét giá trị tuyệt đối hệ số hồi quy của biến M/Befwa cao hơn giá trị tuyệt đối hệ số hồi quy của biến M/B, đặc biệt, hệ số này có giá trị càng cao hơn ở những năm càng về sau năm IPO. Còn trong bài nghiên cứu này, giá trị tuyệt đối hệ số hồi quy của biến M/Befwa có giá trị nhỏ hơn rất nhiều so với giá trị tuyệt đối hệ số hồi quy của biến M/B và giảm dần qua các năm, chứng tỏ sự tác động của biến M/Befwa là không mạnh mẽ và bền vững hơn biến M/B. Như vậy, có thể kết luận được việc sử dụng biến tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách bình quân có trọng số (M/Befwa)không thể giải thích được cấu trúc vốn của các công ty Việt Nam trong dài hạn.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 3
Trong phần thống kê mô tả các biến nghiên cứu, có thể thấy được mối tương quan ngược chiều giữa Tỷ lệ đòn bẩy tài chính (D/A) và Tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (M/B). Đồng thời, kể từ năm IPO, tỷ lệ đòn bẩy tài chính có xu hướng tăng lên theo từng năm.
Trong phần kết quả hồi quy, có thể rút ra được một số ý chính sau:
Thứ nhất, khi tiến hành kiểm định trong ngắn hạn, kết quả hồi quy cho thấy có mối tương quan nghịch giữa Tỷ lệ đòn bẩy tài chính (D/A) và Tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (M/B). Tuy nhiên, tác động của tỷ lệ M/B đến tỷ lệ D/A không hoàn toàn thông qua tác động đến việc phát hành cổ phần thường như lý thuyết thời điểm thị trường đã ngụ ý, mà còn có tác động thông qua thay đổi trong lợi nhuận giữ lại và tăng trưởng tài sản.
Thứ hai, khi kiểm định trong dài hạn, kết quả hồi quy không tìm thấy bằng chứng về tác động của thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn. Cụ thể, tác động của biến tỷ lệ M/Befwa đến tỷ lệ D/A không lớn và liên tục qua các năm so với biến tỷ lệ M/ như trong lý thuyết thời điểm thị trường đưa ra.
CHƯƠNG 4
KẾT LUẬN, HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI VÀ MỘT SỐ GIẢI PHÁP ĐỀ XUẤT 4.1. Kết luận
Bài nghiên cứu này được thực hiện để kiểm tra xem liệu lý thuyết thời điểm thị trường có giúp giải thích các quyết định về cấu trúc vốn của các công ty ở Việt Nam hay không. Với mẫu là 260 công ty phi tài chính niêm yết trên hai sàn chứng khoán là HOSE và HNX, trong giai đoạn từ năm 2008 đến 2013, kết quả cho thấy có tồn tại tác động của thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn doanh nghiệp. Cụ thể, đã tìm thấy mối tương quan âm giữa biến tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (M/B) và tỷ lệ đòn bẩy tài chính (D/A), tuy nhiên chưa thể chứng minh được tác động này là hoàn toàn xuât phát từ việc gia tăng số lượng cổ phần phát hành như lý thuyết thời điểm thị trường đã đề cập. Kết quả hồi quy của kiểm định tác động của thời điểm thị trường lên thành phần thay đổi trong tỷ lệ đòn bẩy tài chinh của doanh nghiệp, bao gồm thay đổi trong số lượng cổ phần phát hành thêm, thay đổi trong lợi nhuận giữ lại và tăng trưởng tài sản, tác động của thời điểm thị trường đến việc gia tăng số lượng cổ phần phát hành là không liên tục và ổn định qua các năm. Mặc dù vậy, các bằng chứng đưa ra về tác động của thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn công ty thông qua tác động đến số lượng cổ phiếu phát hành thêm vẫn nhiều hơn so với các bằng chứng về sự tồn tại của tác động này thông qua thay đổi trong tỷ lệ lợi nhuận giữ lại và tỷ lệ tăng trưởng tài sản.
Khi tiến hành kiểm định tác động của thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn trong dài hạn bằng mô hình hồi quy với biến đại diện cho thời điểm thị trường là tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách bình quân có trọng số (M/Befwa), mặc dù có tìm thấy mối tương quan âm giữa biến tỷ lệ M/Befwa và tỷ lệ đòn bẩy tài chính, nhưng tác động này không đủ mạnh và bền vững,
do đó, không chứng minh được sự tác động của thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn trong dài hạn.
Mặc dù các kết quả đưa ra từ bài nghiên cứu không hoàn toàn phù hợp với những dự đoán của lý thuyết thời điểm thị trường, nhưng điều này cũng có thể được giải thích trong điều kiện thị trường ở Việt Nam. Thứ nhất, thị trường vốn ở Việt Nam đang phát triển trong giai đoạn đầu, do đó, vẫn có những đặc điểm khác xa với thị trường vốn ở các quốc gia phát triển. Số lượng các công ty nhà nước chiếm khoảng 40% trong số các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán, hành vi của các công ty này không giống với hành vi của thị trường (Nguyen và cộng sự., 2012). Do đó, lý thuyết về cấu trúc vốn có thể giải thích được quyết định tài trợ của công ty ở các quốc gia phát triển, nhưng không thể giải thích được trong trường hợp ở các quốc gia đang phát triển như Việt Nam, do sự khác biệt về hệ thống quản lý và văn hóa. Như trong nghiên cứu của de Jong và cộng sự (2008), đã chứng minh được sự ảnh hưởng của hệ thống quản lý đến việc lựa chọn đòn bẩy tài chính, xuất phát từ mức độ phát triển của hệ thống pháp luật và hệ thống tài chính. Thứ hai, thị trường chứng
