Các kết quả thống kê mô tả: - : NỘI DUNG VÀ KẾT QU- 123docz.net

CHƯƠNG 4 : NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1Các kết quả thống kê mô tả:

Đường trung bình di động theo tháng số lượng IPO tại HOSE được trình bày trong đồ thị 4.1. Đường nằm ngang thể hiện giá trị trung vị 2.67. đồ thị 1 cho thấy sự biến thiên lớn về số lượng IPO theo tháng. Có 189 lần IPO trong tổng số 245 lần IPO của mẫu nghiên cứu (chiếm 77%) diễn ra trong các tháng được định nghĩa là thị trường “sôi động” và 56 lần IPO (chiếm 23%) xãy ra trong khoảng thời gian còn lại.

Đồ thị 4.1: Đường SMA số lượng IPOs tính theo tháng giai đoạn 2006 - 2011

Đồ thị 4.1 còn cho thấy số lượng các IPO thường xãy ra nhiều vào giai đoạn các tháng cuối năm từ tháng 10 đến tháng 12. Giai đoạn sôi nổi nhất của thị trường xét theo tiêu chí số lượng IPO là vào Quý IV/2006. Đây cũng là giai đoạn phát triển nóng nhất của thị trường chứng khốn Việt Nam.

Bảng 4.2 trình bày tóm lược thống kê các chỉ số tài chính của các doanh nghiệp IPO. Các thống kê phân tích liên quan đến thời điểm IPO. Năm IPO là năm tài chính xãy ra sự kiện IPO. Pre IPO là năm liền trước năm thực hiện IPO. IPO + k là năm tài chính thứ k kể từ năm thực hiện IPO. Các biến được thống kê là các biến chính của mơ hình nghiên cứu gồm: đòn bẩy (D/A), chỉ số M/B, Tỷ số khả năng sinh lợi (EBITDA/A), Logarit tự nhiên doanh thu thuần (Size) và biến tỷ trọng tài sản cố định trên tổng tài sản (PPE/A). Tồn bộ mẫu có 245 quan sát tính từ thời điểm kết thúc năm tài chính thực hiện IPO, 149 quan sát tính tại thời điểm kết thúc năm tài chính thứ 2 sau IPO và giảm xuống cịn 50 quan sát tính đến thời điểm kết thúc năm tài chính thứ 5 sau IPO.

Theo Bảng 4.2, các doanh nghiệp niêm yết trên sàn giao dịch HOSE được điều tra thu thập có địn bẩy giao động từ 46,7% - 51,6%. Điều này phù hợp với các nghiên cứu trước đó về các doanh nghiệp niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam. Nghiên cứu của Bigger và đồng sự (2008) cho ra kết quả đòn bẩy là 52%, nghiên cứu của Nguyen và đồng sự (2012) cho kết quả là 48%. Kết quả này cũng tương đồng với kết quả nghiên cứu của Booth và đồng sự (2001) về tỷ lệ đòn bẩy sổ sách của các doanh nghiệp thuộc các quốc gia đang phát triển là 51%.

Trong các năm IPO, tỷ lệ địn bẩy trung bình của các doanh nghiệp là 50.1%. Tỷ lệ đòn bẩy sổ sách của doanh nghiệp trong năm IPO cũng có xu hướng giảm xuống theo cách hợp lý. Doanh nghiệp có xu hướng giảm mức vay nợ trong các năm tiếp theo sau IPO và duy trì thấp trong 5 năm sau đó.

Bảng 4.2 cho thấy tỷ lệ M/B biến động từ mức thấp nhất 0.37 đến mức cao nhất là 8.91 trong năm IPO. Xu hướng các năm sau IPO có sự suy giảm tỷ lệ M/B của các doanh nghiệp. Giá trị bình quân M/B khởi đầu ở mức 1.75 ở năm IPO. Giảm xuống mức 1.205 ở năm IPO+3 và xuống thấp nhất 0.89 ở năm IPO+5. Đây cũng là xu hướng chung của thị trường trong những năm gần đây.

So với năm trước khi thực hiện IPO, khả năng sinh lời của doanh nghiệp có sự gia tăng đáng kể từ mức 0.148 lên mức 0.161. Tuy nhiên xu hướng các năm sau đó có

sự sụt giảm, đặc biệt là giảm mạnh sau thời gian IPO 1 năm. Thời gian hai năm sau IPO, khả năng sinh lời của các doanh nghiệp duy trì được sự ổn định quanh mức 0.15. Kết quả này khá phù hợp với kết quả các các nghiên cứu trước đó. Nghiên cứu của Doan & Nguyen (2011) cho thấy tỷ lệ ROA bình quân của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam là 9.58%. Tương tự, nghiên cứu của Nguyen (2012) cũng cho kết quả là 10%.

Bảng 4.2 còn cho thấy doanh thu thuần của doanh nghiệp IPO tăng rõ ràng trong các năm sau IPO thông qua chỉ số SIZE. Điều này phù hợp với điều kiện thực tế là kinh tế Việt Nam duy trì sự tăng trưởng khá tốt trong giai đoạn 2006 – 2011.

Đối với tài sản hữu hình, có sự gia tăng qua các năm sau IPO. Tuy nhiên, sự thay đổi là khá nhỏ. Doanh nghiệp giữ tỷ lệ tài sản hữu hình ở mức bình quân khoảng 30% so với tổng tài sản.

Bảng 4.3 trình bày hệ số tương quan trong mẫu giữa các biến chính dùng để kiểm định ảnh hưởng của định thời điểm thị trường. Bài nghiên cứu này sử dụng hệ số tương quan Pearson để kiểm tra sự tương quan giữa các biến trong mơ hình.

Ta nhận thấy biến địn bẩy có tương quan về mặt thống kê với hầu hết các biến độc lập khác. Địn bẩy thì tương quan nghịch với chỉ số M/B và khả năng sinh lợi, quan hệ đồng biến với biến qui mơ và tài sản hữu hình. Điều này nhất quán với các dự đốn trước đó. Ma trận hệ số tương quan được sử dụng như là một phương pháp để phát hiện ra hiện tượng đa cộng tuyến. Nếu hệ số tương quan giữa hai biến độc lập nào đó quá cao có thể là dấu hiệu của sự cộng tuyến. Theo bảng 4.3 thì hầu hết hệ số tương quan giữa các biến đều bé hơn 0.35. Do đó, ta có thể khẳng định là khơng tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mơ hình.

Bảng 4.2: Thống kê mơ tả các biến theo thời gian IPO

Pre_IPO IPO IPO+1 IPO+2 IPO+3 IPO+4 IPO+5 IPOs N 245 245 221 149 107 81 50 D/A Min 0.010 0.030 0.030 0.033 0.080 0.100 0.100 Max 0.960 0.950 0.960 0.860 0.880 0.920 0.780 Mean 0.516 0.501 0.501 0.468 0.484 0.483 0.467 Std 0.228 0.202 0.207 0.213 0.206 0.207 0.198 M/B Min 0.370 0.450 0.420 0.450 0.470 0.480 Max 8.910 7.260 4.410 3.850 2.230 2.140 Mean 1.753 1.431 1.126 1.205 1.048 0.893 Std 1.097 0.998 0.518 0.527 0.332 0.279 EBITDA/A Min 0.012 (0.030) (0.042) (0.024) (0.012) 0.018 (0.022) Max 0.599 0.733 0.586 0.610 0.561 0.401 0.516 Mean 0.148 0.161 0.138 0.149 0.150 0.154 0.149 Std 0.118 0.125 0.119 0.108 0.093 0.083 0.095 SIZE Min 5.700 7.500 7.500 7.600 10.900 11.600 11.300 Max 16.50 16.90 16.40 16.60 16.70 16.80 17.00 Mean 12.715 13.040 13.232 13.466 13.650 13.815 13.688 Std 1.409 1.205 1.228 1.243 1.256 1.207 1.270 PPE/A Min 0.002 0.005 0.008 0.010 0.010 0.020 0.030 Max 0.980 0.940 0.950 0.940 0.930 0.910 0.880 Mean 0.285 0.278 0.283 0.308 0.317 0.305 0.325 Std 0.221 0.208 0.212 0.214 0.218 0.218 0.213

Bảng 4.3: Hệ số tương quan giữa các biến trong mơ hình

D/A M/B EBITDA/A SIZE PPE/A

D/A 1 M/B -0.165** 1 EBITDA/A -0.333** -0.197** 1 SIZE 0.338** 0.084 0.159* 1 PPE/A 0.101 0.011 0.045 -0.106 1 4.2 Các kết quả thực nghiệm:

Mục A bảng 4.4 trình bày giá trị trung bình của địn bẩy của những doanh nghiệp IPO trong trường hợp thị trường “sôi động” và trường hợp ngược lại là thị trường “kém sôi động”. Kết quả phân tích chỉ ra rằng trong trường hợp thị trường “sơi động” sẽ làm giảm tỷ lệ địn bẩy nhiều hơn so với trường hợp thị trường “kém sôi động”. Những doanh nghiệp IPO vào giai đoạn thị trường “sơi động” thì giảm tỷ lệ địn bẩy khoảng 1,36% nhiều hơn so với các doanh nghiệp thực hiện IPO trong thị trường “kém sôi động” tại cuối năm IPO. Tuy nhiên, kết quả cũng cho thấy vào cuối năm IPO, địn bẩy trung bình của các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn thị trường “sôi động” cao hơn so với các doanh nghiệp trong thị trường “kém sôi động”. Giá trị đòn bẩy trung bình của các doanh nghiệp trong hai trường hợp này lần lượt là 0.501 và 0.498 . Tuy nhiên, khơng có sự khác biệt về mặt thống kê giữa tỷ lệ thay đổi trung bình của đòn bẩy và giá trị địn bẩy trung bình giữa hai nhóm doanh nghiệp như trên. Sự khác biệt này có thế xuất phát từ một nguyên nhân khác. Trong trường hợp này có thể là do các cơ hội tăng trưởng.

Kết quả hồi quy tỷ lệ biến thiên của đòn bẩy (ΔD/At) từ năm IPO so với năm trước khi IPO (Pre-IPO) theo biến giả thị trường “sôi động” và các biến kiểm sốt khác được trình bày trong mục B, cột 2 của Bảng 4.4. Giá trị t-statistcs được trình bày trong dấu móc đơn bên dưới các hệ số hồi quy.

Hệ số của biến giả thị trường “sôi động” (biến HOT) là -0.001 (t-statistics = -0.07). Hệ số của biến giả HOT là số âm đúng như kỳ vọng, có nghĩa là các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn thị trường “sơi động” thì có sự suy giảm tỷ lệ đòn bẩy cao hơn so với các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn thị trường “kém sôi động” vào cuối năm thực hiện IPO. Tuy vậy, kết quả này khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.

Ngược lại, chỉ số M/B lại cho thấy mối quan hệ nghịch về mặt thống kê với tỷ lệ đòn bẩy ở mức ý nghĩa 1%. Những nghiên cứu trước đây chỉ ra rằng chỉ số M/B phản ánh được việc định thời điểm thị trường lên cấu truc vốn (Baker & Wurgler, 2002; De Bie & De Haan, 2007). Do cả biến hai biến chỉ số M/B và biến giả thị trường “sôi động” đều phản ánh ảnh hưởng của định thời điểm thị trường nên có thể những ảnh hưởng của biến M/B đã lấn át làm cho những ảnh hưởng của biến giả HOT thiếu ý nghĩa thống kê. Do đó, để phân tích rõ hơn tác động của biến giả thị trường “sôi động”, bài nghiên cứu sẽ chạy lại mơ hình hồi quy sau khi lược bỏ biến M/B ra khỏi mơ hình. Kết quả hồi quy thể hiện trong cột 3, phần B bảng 4.4 tiếp tục chỉ ra rằng biến giả HOT khơng có quan hệ về mặt thống kê với sự biên thiên của biến đòn bẩy.

Mục B, bảng 4.4, cột 4 và 5 cũng trình bày kết quả chạy lại phương trình hồi quy với biến phụ thuộc là biến tỷ lệ đòn bẩy (D/At) vào cuối năm IPO với biến giả thị trường “sôi động” cùng các biến kiểm sốt khác, trong đó loại trừ biến địn bẩy của năm Pre-IPO. Nhìn chung, ước lượng hệ số của biến giả thị trường “sơi động” trong trường hợp có và khơng có biến M/B có quan hệ ngược chiều với biến tỷ lệ đòn bẩy. Tuy nhiên, trong cả hai trường hợp đều khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Ngồi ra, bảng 4.4 cũng trình bày kết quả hệ số hồi quy của các biến nhân tố khác: hệ số M/B, hệ số khả năng sinh lợi, qui mơ doanh nghiệp, tài sản cố định, tỷ lệ địn bẩy. Hầu hết hệ số này phản ánh quan hệ nhất quán với các giả thiết của các nghiên cứu trước đây. Theo Alti (2006), Chang & Dasgupta (2009), độ trễ của địn bẩy thì có quan hệ ngược chiều và có ý nghĩa thống kê với sự thay đổi của địn bẩy sổ sách được trình bày trong bảng 4.4 & 4.5.

BẢNG 4.4: ẢNH HƯỞNG NGẮN HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƯỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN

ΔD/At ΔD/At D/At D/At

MỤC A: Giá trị trung bình

Hot -0.0167 0.5011

Cold -0.0031 0.4985

t-value (diferance) (-0.666) (0.084)

MỤC B: Phân tích hồi quy

Constant 0.075 0.057 -0.089 -0.105 (1.029) (0,768) (-0.831) (-0.973) HOT -0.001 -0.006 0.012 0.008 (-0.070) (-0.345) (0.446) (0.281) M/Bt -0.025*** -0.024** (-3.578) (-2.279) EBITDA/At-1 -0.151* -0.206** -0.747*** -0.795*** (-1.808) (-2.438) (-6.657) (-7.054) SIZEt-1 0.011* 0.010* 0.058*** 0.057*** (1.863) (1.676) (7.247) (7.061) PPE/At-1 -0.001 -0.003 -0.034 -0.036 (-0.025) (-0.091) (-0.664) (-0.698) D/At-1 -0.320*** -0.324*** (-8.277) (-8.180) Adjusted R2 0.256 0.219 0.271 0.258 N 245 245 245 245

Bảng 4.5 trình bày kết quả các kiểm định về ảnh hưởng trong dài hạn của định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn. Trong mục A, giá trị thay đổi tỷ lệ đòn bẩy (ΔD/At) giữa các doanh nghiệp IPO trong thị trường “sôi động” và thị trường “kém sôi động” trong giai đoạn 5 năm sau thời điểm IPO được trình bày và so sánh. Theo đó, doanh nghiệp thực hiện IPO trong giai đoạn thị trường “sơi động” nhìn chung có mức suy giảm địn bẩy nhiều hơn các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn thị trường“kém sơi động”. Sự chênh lệch giữa hai nhóm doanh nghiệp này trong năm IPO+1 khoảng 5,59%. Tuy nhiên, sau năm IPO+2 trở đi thì tương quan giữa hai nhóm doanh nghiệp này là khơng đồng nhất, cụ thể là kết quả trên đảo ngược ở năm IPO+2 và IPO+4. Dù vậy, những khác biệt này cũng khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.

Phần còn lại của bảng 4.5, mục B trình bày hệ số hồi quy của các biến kiểm soát khác trong mơ hình. Hệ số hồi quy cho thấy biến HOT có quan hệ cùng chiều với sự thay đổi của đòn bẩy, nghĩa là doanh nghiệp IPO ở giai đoạn thị trường “sơi động” có khuynh hướng gia tăng địn bẩy. Kết quả so sánh ở mục A, bảng 4.6 cho thấy các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn thị trường “sơi động” có tỷ lệ địn bẩy trung bình cao hơn các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn thị trường “kém sôi động” bắt đầu từ thời điểm kết thúc năm thứ 1 đến thời điểm năm thứ 5 sau thời gian IPO. Tuy nhiên, một lần nữa, các kết quả này khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.

Mục A của bảng 4.6 trình bày kết quả so sánh giữa hai nhóm doanh nghiệp IPO ở những giai đoạn thị trường khác nhau. Ta dễ dàng nhận thấy tỷ lệ đòn bẩy bình quân của các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn thị trường sôi động cao hơn so với các doanh nghiệp IPO ở thời điểm thị trường “kém sôi động”. Tuy nhiên, các giá trị t-statistics cho thấy các kết quả này khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.

Mục B, bảng 4.6 tiếp tục trình bày kết quả chạy lại hồi quy biến tỷ lệ đòn bẩy (D/At) theo các biến kiểm sốt khác đại diện cho đặc tính của doanh nghiệp (M/B, EDITDA, SIZE,PPE), trong đó loại trừ biến tỷ lệ đòn bẩy tại năm liền kế trước IPO (D/Apre_ipo). Kết quả cho thấy sự tương đồng so với kết quả đạt được ở mục B,

BẢNG 4.5: TÁC ĐỘNG DÀI HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƯỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN:

ΔD/At IPO+1 IPO+2 IPO+3 IPO+4 IPO+5

MỤC A: Giá trị trung bình

Hot -0.0145 -0.050 -0.065 -0.081 -0.104 Cold -0.0694 -0.080 -0.038 -0.125 -0.087 t-value (diferance) (1.456) (0.760) (-0.568) (0.749) (-0.23)

MỤC B: Phân tích hồi quy

Constant 0.012 -0.319** -0.486** -0.488** -0.381 (0.113) (-2.135) (-2.310) (-2.396) (-1.132) HOT 0.063 0.057 0.012 0.053 0.036 (1.364) (1.469) (0.321) (1.333) (0.612) M/Bt -0.032*** -0.030** 0.021 0.046 -0.011 (-3.591) (-2.194) (0.629) (1.132) (-0.109) EBITDA/At-1 -0.340*** -0.437** -0.692*** -1.223*** -0.969* (-3.331) (-2.468) (-3.376) (-5.213) (-1.895) SIZEt-1 0.019** 0.043*** 0.058*** 0.059*** 0.061** (2.201) (3.830) (3.837) (4.204) (2.563) PPE/At-1 0.019 0.148** 0.159** 0.063 0.104 (0.420) (2.228) (1.994) (0.793) (0.816) D/Apre ipo -0.437*** -0.550*** -0.624*** -0.565*** -0.783***

-9.194 (-8.284) (-7.447) (-6.594) (-5.102)

Adjusted R2 0.323 0.369 0.426 0.522 0.392

BẢNG 4.6: TÁC ĐỘNG DÀI HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƯỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN

D/At IPO+1 IPO+2 IPO+3 IPO+4 IPO+5

Phần A: Giá trị trung bình

Hot 0.5105 0.4757 0.4897 0.4989 0.4732 Cold 0,4509 0.4409 0.469 0.4241 0.4477 t-value (diferance) (1.469) (0.846) (0.467) (1.332) (0.396)

Phần B: Phân tích hồi quy

Constant -0.146 -0.310* -0.329 -0.222 -0.297 (-1.048) (-1.815) (-1.459) (-0.982) (-0.879) HOT 0.070 0.0621 0.036 0.065 0.043 (1.086) (1.480) (0.896) (1.404) (0.714) M/Bt -0.032*** -0.027* -0.005 0.017 -0.050 (-2.782) (-1.731) (-0.136) (0.379) (-0.528) EBITDA/At-1 -0.65*** -0.702*** -0.777*** -1.216*** -0.940* (-5.148) (-3.553) (-3.503) (-4.494) (-1.804) SIZEt-1 0.057*** 0.064*** 0.064*** 0.061*** 0.067*** (5.567) (5.095) (3.996) (3.827) (2.847) PPE/At-1 0.010 0.102 0.107 0.024 0.056 (0.176) (1.341) (1.253) (0.268) (0.443) Adjusted R2 0.250 0.232 0.208 0.338 0.161 N 221 149 107 81 50

bảng 4.5. Biến HOT có hệ số hồi qui dương qua các năm có nghĩa là có mối quan hệ đồng biến giữa biến HOT và đòn bẩy nợ của doanh nghiệp.

Biến M/B trong cả hai trường hợp hồi quy với 2 biến phụ thuộc nêu trên đều cho thấy mối quan hệ nghịch chiều với sự biến thiên của địn bẩy (ΔD/At) và địn bẩy bình quân qua các năm. Ảnh hưởng của biến M/B kéo dài trong hai năm đầu sau IPO và được ghi nhận có ý nghĩa về mặt thống kê.

Mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy, thế hiện bằng chỉ số R2 có hiệu chỉnh từ 0.32 đến 0.52 khá nhất quán và phù hợp với kết quả khám phá được từ nghiên cứu của Alti (2006) biến thiên từ 0.33 – 0.49.