CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2 THÀNH QUẢ GIÁ TRONG DÀI HẠN CỦA CÁC CÔNG TY MUA LẠI
Bảng 6: Thành quả giá trong dài hạn của 194 chương trình thơng báo mua lại cổ phần từ năm 2008 đến năm 2014 theo chỉ số thị trường và chỉ số mơ hình CAPM
BHAR2 (lợi nhuận bất thường khi mua và nắm giữ 2 năm)
Tồn bộ mẫu Tái phát hành Khơng tái phát hành Khác biệt Chỉ số thị trường Nhỏ nhất -0.84 -0.75 -0.84 Lớn nhất 2.44 2.19 2.44 Trung bình 0.08* 0.40*** 0.02 0.38*** 1.93 3.44 0.47 3.17 Mơ hình thị trường Nhỏ nhất -2.38 -2.38 -1.23 Lớn nhất -0.02 -0.04 -0.02 Trung bình -0.21*** -0.39*** -0.17*** -0.22*** (9.65) (4.12) (10.99) (4.01)
Số lượng mẫu quan sát 194 34 160
***, ** có ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%
BHAR 2 năm là tỷ suất sinh lợi bất thường khi mua và nắm giữ 2 năm tính theo chỉ số thị trường và chỉ số mơ hình CAPM.
Cơng ty tái phát hành là các cơng ty tiến hành chương trình mua lại cổ phần làm cổ phiếu quỹ, giảm số lượng cổ phần đang lưu hành trên thị trường và sau đó, các cơng ty này tái phát hành những cổ phiếu quỹ này ra thị trường, tăng số lượng cổ phần đang lưu hành trên thị trường. Công ty không tái phát hành là các công ty mua lại cổ phần nhằm làm giảm số lượng cổ phần đang lưu hành trên thị trường và sau đó, khơng tái phát hành những cổ phần này ra thị trường (hủy để giảm vốn cổ
Kết quả cho thấy các BHAR 2 năm là 8% đối với chỉ số thị trường ở mức ý nghĩa 5% và -21% đối với mơ hình thị trường ở mức ý nghĩa 1%. Thành quả giá dài hạn tính tốn theo chỉ số thị trường là khơng đáng kể và mức ý nghĩa không cao như đối với mơ hình thị trường CAPM.
Mơ hình thị trường CAPM tính tốn tỷ suất sinh lợi trung bình tích lũy dựa trên tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của thị trường và tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của cổ phần, mô hình chỉ số thị trường tính tốn dự vào chỉ số thị trường nên đang đánh đồng tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của các cơng ty trên tồn thị trường. Do vậy, theo tơi kết quả từ mơ hình CAPM đem lại có độ tin cậy cao hơn kết quả từ mơ hình chỉ số thị trường. Kết quả này không cung cấp hỗ trợ cho giả thuyết phản ứng chậm của thị trường đối với thông báo mua lại cổ phần dẫn đến thành quả giá dài hạn là ngược chiều.
Có sự khác biệt lớn giữa nhóm các cơng ty tái phát hành và các công ty không tái phát hành đối với tỷ suất sinh lợi bất thường mua và nắm giữ 2 năm (BHAR 2 năm) và tỷ suất sinh lợi bất thường tích lũy trung bình 2 năm (lên đến 45%). Tuy nhiên, như đã nêu ở phần kết quả trong ngắn hạn, việc thu thập dữ liệu để phân loại công ty tái phát hành và không tái phát hành chưa đầy đủ thơng tin, do đó kết quả trong dài hạn theo phân loại cơng ty cũng khơng có ý nghĩa thống kê.
Vấn đề thú vị ở đây là phát hiện của tôi khác với kết quả ở thị trường chứng khoán Mỹ, Canada, Đài Loan nhưng lại tương đồng với kết quả tại Hàn Quốc (theo Lee et al (2005). Tại Đài Loan, theo Wang, Lin, Fung, Chen (2013), tỷ suất sinh lợi bất thường mua và nắm giữ cổ phần trong 3 năm là 38,82% theo chỉ số thị trường và 44,30% theo mơ hình thị trường. Park và Jung (2005) tìm thấy 13,68% tỷ suất sinh lợi bất thường dài hạn một năm sau khi mua lại tại Hàn Quốc. Kết quả của bài nghiên cứu này của tôi tương đồng với phát hiện của Lee et al (2005) tại thị trường chứng khốn Hàn Quốc. Lee et al (2005) cũng khơng tìm thấy thành quả giá trong dài hạn của cổ phiếu sau các thông báo mua lại cổ phần của các công ty Hàn Quốc trên thị trường chứng khoán Hàn Quốc (KSE).
Mua lại cổ phần tại Việt Nam, Hàn Quốc và Đài Loan đều được yêu cầu nghiêm ngặt về thời gian thông báo quyết định mua lại cổ phần, mục đích mua lại cổ phần, tỷ lệ cổ phần dự định mua lại và thời gian thực hiện. Sự khác biệt chính là việc mua lại cổ phần tại Hàn Quốc được sử dụng gần như rõ ràng là để ổn định giá cổ phiếu và chỉ truyền tải các tín hiệu định giá thấp cho công chúng (theo Lee et al., 2005). Cịn các cơng ty Đài Loan, sau khi được Hội đồng Quản trị phê chuẩn, họ mua lại cổ phần của mình bởi một trong ba mục đích: mua lại để chuyển nhượng cổ phần cho người lao động; mua lại nhằm chuyển đổi vốn chủ sở hữu; hoặc mua lại để duy trì tín dụng và vốn chủ sở hữu cho cổ đông của công ty. Điều này chứng tỏ, thành quả giá trong dài hạn cịn phụ thuộc vào các yếu tố như: mục đích mua lại cổ phần, tỷ lệ mua lại cổ phần, tỷ lệ hồn thành chương trình mua lại so với dự kiến, … Sự khác biệt giữa Park và Jung (2005) và Lee et al (2005) là Park và Jung (2005) sử dụng mẫu từ cả KSE (thị trường chứng khoán Hàn Quốc) và KOSDAQ (đại lý chứng khoán Hàn Quốc tự động báo giá) trong khi Lee et al. (2005) chỉ sử dụng các mẫu từ KSE. Mẫu của Lee et al. (2005) không bao gồm các cơng ty có quy mơ nhỏ, trung bình và các cơng ty liên doanh, do đó kết quả nghiên cứu đưa ra có nhiều khả năng liên quan đến thông tin bất đối xứng.
Các kết quả khác nhau của hai nghiên cứu này tại Đài Loan và Hàn Quốc chỉ ra rằng quy mô doanh nghiệp quan trọng đối với các vấn đề về tỷ suất sinh lợi bất thường dài hạn. Điều này khiến tôi đặt ra một câu hỏi: Vậy đối với thị trường khơng hồn hảo ở Việt Nam thì quy mơ của doanh nghiệp và việc bất đối xứng thơng tin có ảnh hưởng đến vấn đề tỷ suất sinh lợi bất thường dài hạn hay không?
Nghiên cứu trước đây tại thị trường chứng khoán Việt Nam đã chỉ ra rằng thông báo mua lại cổ phần tác động tích cực đến thành quả giá trong 1 năm sau đó, vậy với thời gian mua và nắm giữ dài hơn 1 năm sau thông báo mua lại, thành quả giá cổ phần có giữ ngun đà tích cực như vậy hay khơng?
Tơi tiếp tục tiến hành nghiên cứu các nhân tố tác động đến thành quả giá trong dài hạn (tỷ suất sinh lợi bất thường khi mua và nắm giữ dài hạn) theo 3 giả thuyết: giả thuyết định giá thấp, giả thuyết tín hiệu và giả thuyết dòng tiền tự do.
Tỷ suất sinh lợi bất thường dài hạn của 2 năm mua và nắm giữ cổ phần (BHAR) đo lường dựa trên một trong hai cách: chỉ số thị trường (BHARM
) hoặc mơ hình thị trường (BHARMKT
) được hồi quy trên các biến độc lập khác nhau với 194 quan sát, trong số đó, 160 quan sát khơng tái phát hành lại cổ phần mua lại của họ và chỉ có 34 quan sát đã tái phát hành cổ phần mua lại của họ.
Quy mô doanh nghiệp (ln(size)) và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BM) được sử dụng để kiểm tra giả thuyết định giá thấp.
Sự thay đổi trong tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản công ty (ΔROA) là một đại diện của hiệu suất hoạt động của doanh nghiệp.
Dòng tiền tự do (FCF) được sử dụng để kiểm tra cho giả thuyết tín hiệu. Biến giả (Tobin’s Q thấp) bằng 1 nếu giá trị của Tobin’s Q nhỏ hơn 1, và bằng 0 nếu ngược lại.
Sự thay đổi trong mức chi trả cổ tức bằng tiền (ΔDiv) và rủi ro của sự biến động tỷ suất sinh lợi (Vol) là các biến kiểm soát. Các yếu tố của tổng rủi ro là rủi ro hệ thống (sys) và rủi ro riêng (Idio).
Sự thay đổi trong chi phí đại diện (ΔAC) kiểm tra các vấn đề về chi phí đại diện và sự thay đổi trong EPS (ΔEPS) kiểm soát tác động của vấn đề thu nhập trên mỗi cổ phần được cải thiện sau khi mua lại cổ phần.
Các biến giả năm (YrDum) được sử dụng để kiểm soát hiệu quả thời gian.
Kiểm định White (1980) được sử dụng để sửa chữa lỗi phương sai thay đổi để có được độ lệch chuẩn của các hệ số. Thống kê mô tả của từng biến được báo cáo trong Bảng 7.
Bảng 7: Thống kê mơ tả các biến sử dụng trong phân tích hồi quy
LN_SIZE BM DELTA_ROA DELTA_EPS FCF DELTA_DIV DELTA_AC VOL SYS IDIO Toàn bộ mẫu Trung bình 12.4234 1.1620 -0.0002 816.6991 -0.0542 -0.0008 0.0299 0.0016 -0.0285 0.0301 Trung vị 12.1925 1.0861 -0.0003 352.0000 -0.0101 0.0000 0.0200 0.0009 -0.0128 0.0135 Lớn nhất 16.4043 3.0893 0.1438 46873.0000 2.7567 0.8050 0.6523 -0.0390 -0.0021 0.9049 Nhỏ nhất 8.8589 0.2046 -0.1200 -17667.0000 -3.4502 -0.3500 -0.3244 0.0001 -0.8659 0.0028 Độ lệch chuẩn 1.5036 0.5356 0.0254 4698.2350 0.5586 0.1201 0.1025 0.0038 0.0846 0.0884 P_value 0.0130 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 Số quan sát 194 194 194 194 194 194 194 194 194 194 Công ty tái phát hành Trung bình 12.1000 1.1796 0.0010 500.5508 0.0688 0.0260 0.0168 0.0026 -0.0479 0.0505 Trung vị 11.8668 1.1065 0.0005 632.5000 0.0971 0.0000 0.0262 0.0009 -0.0118 0.0128 Lớn nhất 15.6006 2.0397 0.0311 7079.0000 2.7567 0.8050 0.2582 0.0390 -0.0031 0.9049 Nhỏ nhất 8.9726 0.2132 -0.0272 -8226.0000 -3.4502 -0.0002 -0.2298 0.0003 -0.8659 0.0035 Độ lệch chuẩn 1.3785 0.4931 0.0133 3126.6770 0.8517 0.1689 0.0881 0.0069 0.1537 0.1606 Số quan sát 34 34 34 34 34 34 34 34 34 34
Công ty không tái phát hành
Trung bình 12.4922 1.1583 -0.0004 883.8806 -0.0804 -0.0064 0.0327 0.0013 -0.0244 0.0258 Trung vị 12.3650 1.0848 -0.0006 316.0000 -0.0200 0.0000 0.0192 0.0009 -0.0131 0.0139 Lớn nhất 16.4043 3.0893 0.1438 46873.0000 0.9895 0.3050 0.6523 0.0294 -0.0021 0.6759 Nhỏ nhất 8.8589 0.2046 -0.1200 -17667.0000 -2.7822 -0.3500 -0.3244 0.0001 -0.6464 0.0028 Độ lệch chuẩn 1.5240 0.5456 0.0273 4973.7910 0.4736 0.1068 0.1054 0.0027 0.0607 0.0635 Số quan sát 160 160 160 160 160 160 160 160 160 160 Khác biệt 0.3922 -0.0213 -0.0015 383.3298 -0.1491 0.0324 0.0159 -0.0013 0.0235 -0.0248 P_value 0.1678 0.8342 0.7602 0.6669 0.1580 0.1533 0.4139 0.0836 0.1417 0.1386
Trung bình quy mơ của các cơng ty thực hiện mua lại cổ phần khoảng 12,42 và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trung bình là 1,162. Tuy nhiên sự khác biệt giữa các công ty tái phát hành và công ty không tái phát hành cổ phần mua lại là khơng lớn và khơng có ý nghĩa thống kê ở tất cả các biến độc lập mà tơi nghiên cứu. Do đó, sự khác nhau giữa kết quả hồi quy đối với dữ liệu phân loại cơng ty sẽ khơng có ý nghĩa thống kê. Tôi tập trung vào nghiên cứu và giải thích kết quả của tồn bộ mẫu nghiên cứu hơn là tách ra theo phân loại công ty.
Hiệu suất hoạt động của các công ty sau khi thực hiện chương trình mua lại cổ phần được thống kê là giảm sau khi thông báo mua lại. Sự thay đổi trong lợi nhuận trên tổng tài sản thay đổi không đáng kể nhưng thu nhập trên mỗi cổ phần đã giảm đáng kể từ sau khi thơng báo mua lại cổ phần và có ý nghĩa thống kê.
Ngồi ra, giá trị trung bình của dịng tiền tự do của các công ty mua lại là giá trị âm, chỉ ra rằng các công thực hiện mua lại cổ phần khơng có đủ dịng tiền tự do để tài trợ cho việc mua lại cổ phần của họ. Kết quả thống kê cũng cho thấy rằng giả thuyết dịng tiền tự do khơng có giá trị.
Kết quả này khơng phù hợp với dự đốn của giả thuyết tín hiệu và giả thuyết dịng tiền tự do nhưng đem lại bằng chứng hỗ trợ cho các phát hiện trong nghiên cứu của Grullon và Michaely (2004) tại Mỹ và Wang, Lin, Fung, Chen (2013) tại Đài Loan rằng các chương trình mua lại cổ phần trong thị trường mở không được thực hiện bởi sự gia tăng hiệu suất hoạt động. Phản ứng thị trường với thông báo mua lại cổ phần là mạnh mẽ hơn ở những cơng ty có nhiều khả năng đầu tư quá mức.
Trung bình của sự thay đổi mức chi trả cổ tức bằng tiền mặt (ΔDiv) giảm nhưng khơng đáng kể. Kết quả này có nghĩa là các cơng ty khơng cắt giảm bớt cổ tức sau khi thực hiện một chương trình mua lại cổ phần. Kết quả này phù hợp với phát hiện của Brav, Graham, Harvey, và Michaely (2005) tại Mỹ và Wang, Lin, Fung, Chen (2013) tại Đài Loan, các công ty mua lại vẫn duy trì mức cổ tức sau thơng báo mua lại cổ phần.
Trung bình của sự thay đổi trong chi phí đại diện (ΔAC) là 0,0299 cho các công ty mua lại cổ phần. Theo giả thuyết dịng tiền tự do, mua lại cổ phần có thể giảm bớt các vấn đề đại diện, cơng ty có chi phí đại diện cao trước một thơng báo sẽ có một phản ứng thị trường thuận lợi hơn sau khi công bố mua lại, ngụ ý rằng các công ty với chi phí đại diện thấp hơn sẽ có một sự cải tiến trong hiệu suất giá sau khi thơng báo mua lại cổ phần.
Trung bình của tổng rủi ro Vol là 0,0016 cho tất cả các công ty mẫu. Trung bình của các rủi ro hệ thống (Var (R)-Var (ε)) là -0,029; và trung bình rủi ro riêng, Var (ε) là 0,03 tức là các công ty mua lại được thống kê là có xu hướng giảm thiểu rủi ro hệ thống nhưng gia tăng rủi ro riêng. Điều này phù hợp với phân tích của Grullon and Michaely (2004) khi lập luận rằng một công ty mua lại có tỷ lệ giá trị số sách trên giá thị trường cao, tài sản đóng vai trị lớn trong việc xác định giá trị cơng ty thì việc mua lại cổ phần sẽ góp phần làm giảm rủi ro hệ thống của công ty. Tôi sẽ tiến hành nghiên cứu theo hai hướng khi tính tốn rủi ro bằng hai thước đo: tổng rủi ro (Vol) và rủi ro hệ thống (sys) kết hợp với rủi ro đặc trưng (Idio) trong mơ hình. Tơi sử dụng biến giả năm trong mơ hình để kiểm soát hiệu quả tác động của thời gian. Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, thủ tục White được áp dụng để có được độ lệch chuẩn của các hệ số trong mơ hình.
Bảng 8 báo cáo kết quả phân tích hồi quy chéo tỷ suất sinh lợi bất thường mua và nắm giữ cổ phần 2 năm theo chỉ số thị trường và mơ hình thị trường CAPM, các p - value cho mỗi biến được hiển thị trong dấu ngoặc đơn. Trong phân tích này có 194 mẫu tương ứng với 194 chương trình mua lại cổ phần, các biến tương tự như trong bảng thống kê mô tả nêu trên.
Bảng 8: Hồi quy chéo tỷ suất sinh lợi bất thường mua và nắm giữ 2 năm (BHAR 2 năm)
BIẾN Chỉ số thị trường Mơ hình thị trường
(1a) (2a) (1b) (2b) Hệ số góc 0.47 0.37 -0.97 -1.06 (0.37) (0.49) 0.00 0.00 ln(size) -0.01 0.00 0.04*** 0.05*** (0.85) (0.98) (0.00) (0.00) BM 0.03 0.05 0.09 0.11 (0.76) (0.63) (0.18) (0.08) ΔROA 2.99 3.03 -1.05** -1.01*** (0.13) (0.13) (0.04) (0.04) ΔEPS 0.00 0.00 0.00 0.00 (0.24) (0.32) (0.90) (0.75) FCF 0.10 0.10 -0.03 -0.03 (0.29) (0.29) (0.35) (0.35) FCF x low TQ 0.14 0.14 0.02 0.02 (0.22) (0.21) (0.62) (0.58) ΔDiv 1.47*** 1.44*** -0.37*** -0.39*** (0.00) (0.00) (0.01) (0.00) ΔAC -0.82 -0.82 0.30 0.30 (0.10) (0.10) (0.07) (0.08) YearDum Yes Yes Yes Yes
Vol 9.57 -27.84* (0.37) (0.06) Sys -143.94 -172.91* (0.25) (0.07) Idio -137.35 -166.68* (0.25) (0.07) Adj. R2 0.19 0.19 0.29 0.31
***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 5% và 10%
ln(size) đại điện cho quy mô doanh nghiệp; BM là tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường; ΔROA và ΔEPS là sự thay đổi tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản và sự thay đổi thu nhập trên mỗi cổ phần; FCF là sự thay đổi dòng tiền tự do thặng dư; ΔDiv và ΔAC là sự thay đổi mức chi trả cổ tức bằng tiền và chi phí đại diện; Vol, Sys và Idiol lần lượt là tổng rủi ro, rủi ro hệ thống và rủi ro riêng.
Chúng ta có thể thấy rằng biến quy mơ cơng ty (ln(size) có ý nghĩa thống kê trong mơ hình thị trường CAPM nhưng khơng có ý nghĩa với mơ hình chỉ số thị trường. Trong mơ hình thị trường CAPM, quy mơ cơng ty (ln(size)) có tác động cùng chiều với thành quả giá trong dài hạn. Kết quả này không phù hợp với giả thuyết bất đối xứng thông tin - rằng, hiệu suất giá dài hạn tốt hơn đối với cơng ty có quy mơ nhỏ hơn nhưng tương đồng với kết quả của Wang, Lin, Fung and Chen (2013).