trƣờng lên cấu trúc vốn:
Tác động dài hạn của định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn được xem xét thơng qua 2 mơ hình hồi quy:
D/At = co + c1HOT + c2M/Bt-1 + c3EBITDA/At-1 + c4SIZEt-1 + c5PPE/APRE-IPO + ɛ t
và:
D/At - D/APRE-IPO = co + c1HOT + c2M/Bt-1 + c3EBITDA/At-1 + c4SIZEt-1 + c5PPE/At-1 + c6D/APRE-IPO + ɛ t.
Trong đĩ, t lần lượt là năm IPO + 1, IPO + 2, IPO + 3, IPO + 4, IPO + 5, IPO +6. Một doanh nghiệp cĩ mặt trong mẫu IPO + k là một doanh nghiệp vẫn cịn hoạt động sau k năm từ khi tiến hành IPO.
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy tác động dài hạn của định thời điểm thị trƣờng lên cấu trúc vốn tại năm IPO+1
IPO+1 D/At D/At - D/APRE-IPO
Dấu kỳ vọng Hệ số
ước lượng P-value
Hệ số
ước lượng 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 N 404 404
(Nguồn: tác giả tính tốn từ chương trình Eviews, chi tiết phụ lục 3 và 4)
Vào năm IPO+1, biến HOT cĩ tác động cùng chiều với tỷ lệ địn bẩy, trái với kỳ vọng. Ngược lại, biến HOT lại cĩ mối tương quan ngược chiều như kỳ vọng với sự thay đổi trong tỷ lệ địn bẩy của năm IPO+1 so với năm PRE- IPO. Tuy nhiên, các mối tương quan này là hầu như khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Do đĩ, cĩ thể kết luận yếu tố định thời điểm thị trường là khơng cĩ tác động liên tục lên tỷ lệ địn bẩy trong dài hạn. Tác động này chỉ tồn tại ngắn hạn vào thời điểm cuối năm IPO và kết thúc vào cuối năm IPO+1.
Các biến khả năng tăng trưởng M/B và khả năng sinh lợi EBITDA/A cĩ tác động ngược chiều đến tỷ lệ địn bẩy vào cuối năm IPO+1và sự thay đổi
của tỷ lệ địn bẩy của năm IPO so với năm PRE-IPO ở mức ý nghĩa thống kê rất cao 1%. Điều này cĩ nghĩa, các cơng ty cĩ khả năng tăng trưởng hoặc khả năng sinh lợi càng cao thì cĩ tỷ lệ địn bẩy càng thấp.
Biến quy mơ SIZE cĩ tác động cùng chiều đến tỷ lệ địn bẩy vào cuối năm IPO+1và sự thay đổi của tỷ lệ địn bẩy của năm IPO so với năm PRE- IPO ở mức ý nghĩa thống kê rất cao 1%. Điều này cĩ nghĩa, các cơng ty cĩ doanh thu thuần càng lớn thì càng cĩ khả năng vay mượn, do đĩ tỷ lệ địn bẩy càng cao.
Biến tài sản hữu hình PPE/A cĩ tác động cùng chiều đến tỷ lệ địn bẩy vào cuối năm IPO+1và sự thay đổi của tỷ lệ địn bẩy của năm IPO so với năm PRE-IPO, đúng như kỳ vọng. Tuy nhiên, mối tương quan này là khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Như vậy, biến tài sản hữu hình khơng cĩ tác dụng giải thích cho tỷ lệ địn bẩy vào năm IPO+1.
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy tác động dài hạn của định thời điểm thị trƣờng lên cấu trúc vốn tại năm IPO+2
IPO + 2 D/At D/At - D/APRE-IPO
Dấu kỳ vọng Hệ số
ước lượng P-value
Hệ số
ước lượng 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/At-1 - - -0.7447 0.0000 0.2130 0.6933 N 377 377
(Nguồn: tác giả tính tốn từ chương trình Eviews, chi tiết phụ lục 5 và 6)
Tại năm IPO+2, các biến HOT và PPE/A cũng khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Điều này chứng tỏ việc cơng ty phát hành vổn cổ phần lần đầu ra cơng chúng khi thị trường là “sơi động” hay “ảm đạm”, và cơng ty cĩ tài sản hữu hình nhiều hay ít đều khơng cĩ tác dụng giải thích cho tỷ lệ địn bẩy vào năm IPO+2.
Các biến M/B, EBITDA/A và SIZE tiếp tục cĩ tác động đến tỷ lệ địn bẩy với mức ý nghĩa thống kê cao. Cụ thể, các cơng ty cĩ khả năng tăng trưởng càng cao hoặc cĩ khả năng sinh lợi càng cao hoặc cĩ quy mơ về doanh thu thuần càng thấp thì cĩ tỷ lệ địn bẩy cảng thấp.
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy tác động dài hạn của định thời điểm thị trƣờng lên cấu trúc vốn tại năm IPO+3
IPO + 3 D/At D/At - D/APRE-IPO
Dấu kỳ vọng Hệ số
ước lượng P-value
Hệ số ước lượng 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 N 266 266
(Nguồn: tác giả tính tốn từ chương trình Eviews, chi tiết phụ lục 7 và 8)
Lý giải tương tự cho kết quả hồi quy tại năm IPO+3, biến HOT khơng cĩ ý nghĩa thống kê trong việc giải thích tỷ lệ địn bẩy. Các biến M/B và EBITDA/A cĩ tác động ngược chiều đến tỷ lệ địn bẩy và cĩ ý nghĩa thống kê. Các biến SIZE và PPE/A cĩ tác động cùng chiều đến tỷ lệ địn bẩy và cĩ ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy tác động dài hạn của định thời điểm thị trƣờng lên cấu trúc vốn tại năm IPO+4
IPO + 4 D/At D/At - D/APRE-IPO
Dấu kỳ vọng Hệ số
ước lượng P-value
Hệ số
ước lượng 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 N 191 191
(Nguồn: tác giả tính tốn từ chương trình Eviews, chi tiết phụ lục 9 và 10)
Tại năm IPO+4, biến HOT cĩ tác động ngược chiều đến tỷ lệ địn bẩy và sự thay đổi trong tỷ lệ địn bẩy của năm IPO+4 so với năm PRE-IPO với mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 10% và 1%.
Biến M/B đã cĩ sự đổi chiều tác động, từ ngược chiều sang cùng chiều với tỷ lệ địn bẩy. Tuy nhiên sự tác động này là khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Như vậy, khả năng tăng trường khơng cĩ tác dụng giải thích cho tỷ lệ địn bẩy tại năm IPO+4.
Biến EBITDA/A, SIZE và PPE/A cĩ mối tương quan với tỷ lệ địn bẩy tương tự như tại năm IPO+2.
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy tác động dài hạn của định thời điểm thị trƣờng lên cấu trúc vốn tại năm IPO+5
IPO + 5 D/At D/At - D/APRE-IPO
Dấu kỳ vọng Hệ số
ước lượng P-value
Hệ số
ước lượng 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 PPE/A + 0.0809 0.3149 0.1062 0.1649 D/At-1 - - -0.7765 0.0000 0.2614 0.6598 N 131 131
(Nguồn: tác giả tính tốn từ chương trình Eviews, chi tiết phụ lục 11 và 12)
Tại năm IPO+5, biến định thời điểm thị trường HOT cĩ tương quan nghịch với tỷ lệ địn bẩy và sự thay đổi trong tỷ lệ địn bẩy của năm IPO+5 so với năm PRE-IPO ở mức ý nghĩa 5%. Các quan sát của năm IPO+5 gồm các cơng ty tiến hành IPO trong năm 2006 và 2007 – là giai đoạn bùng nổ của thị trường chứng khốn Việt Nam với các đợt IPO liên tiếp và cĩ khối lượng lớn. Điều này hàm ý, việc các cơng ty tiến hành IPO khi thị trường là “sơi động” hay “ảm đạm” thì cĩ tác động rõ rệt đến tỷ lệ địn bẩy vào thời điểm IPO+5, tức là 5 năm sau kể tử ngày cơng ty tiến hành IPO.
Biến M/B và PPE/A khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Biến EBITDA/A và SIZE lần lượt cĩ mối tương quan ngược chiều và cùng chiều với tỷ lệ địn bẩy ở mức ý nghĩa thống kê cao.
Bảng 4.11: Kết quả hồi quy tác động dài hạn của định thời điểm thị trƣờng lên cấu trúc vốn tại năm IPO+6
IPO + 6 D/At D/At - D/APRE-IPO
Dấu kỳ vọng Hệ số
ước lượng P-value
Hệ số
ước lượng P-value
HOT - -0.0569 0.7307 -0.1246 0.3870 M/B +/- 0.0050 0.9615 0.0372 0.6803 EBITDA/A +/- -0.9761 0.0003 -0.8639 0.0003 SIZE +/- 0.0594 0.0006 0.0366 0.0167 PPE/A + 0.1132 0.2675 0.1847 0.0407 D/At-1 - - -0.4973 0.0000 0.1848 0.3448 N 93 93
(Nguồn: tác giả tính tốn từ chương trình Eviews, chi tiết phụ lục 13 và 14)
Tại năm IPO+6, biến HOT cĩ tác động ngược chiều đến tỷ lệ địn bẩy, tuy nhiên mối tương quan này là khơng cĩ ý nghĩa thống kê.
Biến M/B và PPE/A khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Biến EBITDA/A và biến SIZE vẫn cĩ tác động ngược chiều và cùng chiều tương ứng với tỷ lệ địn bẩy ở mức ý nghĩa thống kê cao.
Tĩm lại, sau khi xem xét tác động ngắn hạn của định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn tại thời điểm cuối năm IPO và tác động dài hạn tại mỗi năm từ năm IPO+1 đến IPO+6, kết quả hồi quy cho thấy biến định thời điểm thị trường HOT khơng cĩ tác động đến tỷ lệ địn bẩy. Điều này hàm ý, việc các cơng ty tiến hành phát hành vốn cổ phần lần đầu ra cơng chúng khi thị trường là “sơi động” hay “ảm đạm” thì khơng cĩ ảnh hưởng đến tỷ lệ địn bẩy. Kết quả này là trái ngược với phát hiện của Alti (2006) đối với mẫu gồm các cơng ty Mỹ rằng định thời điểm thị trường cĩ tác động dai dẳng đến cấu trúc vốn trong vịng 2 năm kể từ thời điểm IPO. Tuy nhiên, kết quả này lại phù hợp với các phát hiện trước đây khi nghiên cứu ở một số nước đang phát triển. Nghiên cứu lý thuyết định thời điểm thị trường lại Brazil, Mendes và cộng sư (2005) đã khơng tìm thấy bằng chứng ủng hộ cho lý thuyết này. Sử dụng phương pháp định thời điểm tương tự Alti (2006), Umutlu và Karan (2008) cũng khơng tìm thấy mối quan hệ ngược chiều giữa biến định thời điểm thị trường và tỷ lệ địn bẩy tại Trung Quốc và Indonesia.
Các lý thuyết cấu trúc vốn cĩ khả năng giải thích tốt các quyết định tài chính ở các quốc gia phát triển lại cĩ thể khơng phù hợp trong trường hợp một vài quốc gia đang phát triển. Trong số các yếu tố được chứng minh là cĩ ảnh hưởng đến sự lựa chọn tỷ lệ địn bẩy của các cơng ty, cĩ hai yếu tố thuộc về thể chế: đĩ là trình độ phát triển của hệ thống chính trị và thị trường tài chính quốc gia (Booth và cộng sự, 2001; de Jong và cộng sự, 2008). Thị trường chứng khốn Việt Nam đang ở giai đoạn phát triển non trẻ, cĩ sự chưa hồn thiện so với các thị trường đã phát triển. Ngồi ra, thị trường chứng khốn hoạt động cịn dưới sự kiểm sốt của Chính phủ. Các cơng ty trước hành phát hành vốn cổ phần ra cơng chúng cần được sự kiểm tra và chấp thuận của Ủy ban chứng khốn Nhà nước. Thủ tục từ lúc cơng ty đăng ký phát hành đến lúc
được cấp giấy chứng nhận phát hành lần đầu cĩ thể phải kéo dài một khoảng thời gian, điều này cĩ thể hạn chế các cơng ty khai thác một cách nhanh chĩng và đầy đủ các điều kiện thuận lợi của thị trường. Như vậy, trong mẫu nghiên cứu này, việc sử dụng biến định thời điểm thị trường HOT khơng phải là một đại diện hợp lý để giải thích cho cấu trúc vốn của các cơng ty Việt Nam thơng qua lý thuyết định thời điểm thị trường.
Biến tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách M/B cĩ mối tương quan ngược chiều với tỷ lệ địn bẩy ở mức ý nghĩa thống kê cao tại các năm từ năm IPO đến năm IPO+3. Trong nghiên cứu này, biến M/B đại diện cho khả năng tăng trưởng của cơng ty. Kết quả nghiên cứu cho thấy các cơng ty cĩ khả năng tăng trưởng càng cao thì càng sử dụng ít nợ. Điều này là phù hợp với lập luận của lý thuyết đánh đổi và các kết quả nghiên cứu trước đây (Rajan và Zingales, 1995, Wiwattanakantang, 1999; Fama và French, 2002; Frank và Goyal, 2004; Deesomsak và cộng sự, 2004; Xu, 2009).
Biến khả năng sinh lợi EBITDA/A cĩ mối tương quan nghịch với tỷ lệ địn bẩy tại các năm từ IPO đến IPO+6 với mức ý nghĩa thống kê cao 1%. Như vậy, biến EBITDA/A cĩ khả năng giải thích rất tốt cho tỷ lệ địn bẩy. Các cơng ty cĩ lợi nhuận giữ lại càng cao thì càng sử dụng ít nợ, mà thay vào đĩ sẽ ưu tiên sử dụng nguồn lợi nhuận giữ lại này để tại trợ cho các quyết định đầu tư hơn là sử dụng nợ và vốn cổ phần. Kết quả này là phù hợp với lập luận của lý thuyết trật tự phân hạng và các phát hiện của Rajan và Zingales, 1995; Wald, 1999; Bevan và Danbolt, 2002; Fama và French, 2002; Chen, 2004; Deesomsak và cộng sự, 2004; Antoniou và cộng sự, 2008.
Tại các năm từ năm IPO đến IPO+6, biến quy mơ cơng ty SIZE cĩ mối tương quan cùng chiều đến việc sử dụng nợ của cơng ty ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Các cơng ty cĩ doanh thu thuần càng cao càng cĩ nhiều khả năng vay nợ. Điều này cũng phù hợp với dự báo của lý thuyết trật tự phân hạng và các
nghiên cứu thực nghiệm của Rajan và Zingales, 1995; Wiwattanakantang, 1999; Booth và cộng sự, 2001; Bevan và Danbolt, 2004; Deesomsak và cộng sự, 2004;. Antoniou và cộng sự, 2008.
Riêng biến tài sản hữu hình khơng cĩ ý nghĩa thống kê trong sự tác động đến tỷ lệ nợ trong mẫu quan sát. Điều đĩ cĩ nghĩa, việc các cơng ty cĩ tài sản hữu hình cao hay thấp trong cơ cấu tài sản của mình khơng được dùng để giải thích cho cấu trúc vốn của cơng ty. Kết quả thực nghiệm này là tương đồng với phát hiện của Deesomsak (2004) và cộng sự khi nghiên cứu các yếu tố tác động đến sự lựa chọn cấu trúc vốn của các cơng ty Thái Lan, Malaysia và Singapore. Arcas và Bachiller (2008) cũng khơng tìm thấy mối tương quan giữa tài sản hữu hình và tỷ lệ địn bẩy khi nghiên cứu gồm các cơng ty tư nhân hĩa và mới tư nhân hĩa ở các nước Châu Âu.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 5.1. Kết quả nghiên cứu chính:
Nội dung chính của bài nghiên cứu này là sử dụng lý thuyết định thời điểm thị trường trong việc xem xét cấu trúc vốn của mẫu gồm 430 cơng ty đã tiến hành IPO trong giai đoạn 2006 – 2012. Dựa theo phương pháp tiến cận của Alti (2006), tác giả sử dụng biến HOT để đại diện cho yếu tố định thời điểm thị trường và tìm hiểu mối tương quan giữa biến này đối với tỷ lệ địn bẩy trong ngắn hạn (tại năm IPO) và trong dài hạn (năm IPO+1, IPO+2…, IPO+6). Kết quả nghiên cứu cho thấy, khơng cĩ bằng chứng cĩ ý nghĩa thống kê cho thấy mối liên hệ ngược chiều giữa biến HOT và tỷ lệ địn bẩy. Điều này hàm ý, các cơng ty tiến hành phát hành vốn cổ phần lần đầu ra cơng chúng vào thời điểm thị trường là “sơi động” hay “ảm đạm” khơng cĩ tác dụng giải thích cho tỷ lệ địn bẩy ở các thời điểm quan sát, trái ngược với phát hiện của Alti (2006) rằng định thời điểm thị trường cĩ tác động dai dẳng đến cấu trúc vốn trong vịng 2 năm.
Ngồi ra, bài nghiên cứu cịn cho thấy các yếu tố thuộc đặc điểm cơng ty (khả năng tăng trưởng, khả năng sinh lợi, quy mơ) là cĩ ý nghĩa thống kê trong mối tương quan đến cấu trúc vốn, riêng yếu tố tài sản hữu hình khơng cĩ tác động đến tỷ lệ địn bẩy.
5.2. Hạn chế của bài nghiên cứu:
Bài nghiên cứu nêu ra kết quả về mối quan hệ giữa định thời thị trường và cấu trúc vốn theo một phương pháp tiến cận khác với các nghiên cứu hiện cĩ ở Việt Nam về lý thuyết định thời điểm thị trường.
Thời gian quan sát của mẫu là giai đoạn 2006 – 2012, được xem là thời kỳ khá biến động của thị trường chứng khốn Việt Nam. Tuy nhiên, do số liệu