4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN KẾT QUẢ
4.2. Tác động của thời điểm thị trường lên các doanh nghiệp trên thị trường chứng
chứng khoán Việt Nam trong dài hạn:
Kiểm định trong ngắn hạn cho thấy định thời điểm thị trường có tác động lên cấu trúc nợ - vốn cổ phần của doanh nghiệp và chủ yếu thơng qua phát hành cổ phần rịng mới. Nếu doanh nghiệp không điều chỉnh tỷ lệ địn bẩy tài chính về tỷ lệ mục tiêu của doanh nghiệp thì tác động của thời điểm thị trường sẽ kéo dài. Để kiểm định tác động của thời điểm thị trường lên sự lựa chọn phát hành nợ và vốn cổ phần, bài nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy (17):
(D/A)t = β0 + β1.Fmisefwa,t-1 +β2.Smisefwa,t-1 + β3.Growthefwa,t-1 +β4.Fmist-1 +β5.Smist-1 +β6.Growtht-1
+β7.(PPE/A)t-1 + β8.SIZEt-1 + β9.(EBITDA/A)t-1 + εt (18)
Tương tự mơ hình hồi quy trong ngắn hạn, bài nghiên cứu cũng thực hiện kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan để tăng độ tin cậy cho mơ hình hồi quy. Sử dụng kiểm định White để kiểm định phương sai thay đổi, giả thuyết H0 là khơng có hiện tượng phương sai thay đổi, mức ý nghĩa α =0.05. Sử dụng kiểm định Breusch – Godfrey để kiểm định tự tương quan, giả thuyết H0 là khơng có hiện tượng tự tương quan trong mơ hình, với mức ý nghĩa α = 0.05. Ta có bảng 6 trình bày kết quả của 2 kiểm định này.
Bảng 4.10 – Kết quả kiểm định phương sai thay đổi mơ hình (18)
Năm Kiểm định White
R-squared P-value
IPO+1 73.4819 0 IPO+2 108.8189 0 IPO+3 101.2933 0.0001 IPO+4 142.2426 0 IPO+5 111.3463 0 IPO+6 66.4670 0.1188 IPO+7 60.4946 0.2530
Đối với kiểm định White, bảng kết quả cho thấy giá trị P-value tại năm IPO, IPO+1, IPO+2, IPO+3, IPO+4, IPO+5 nhỏ hơn mức ý nghĩa α = 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0 nghĩa là có hiện tượng phương sai thay đổi ở những năm này. Các năm IPO+6, IPO+7 có giá trị P-value lớn hơn α = 0.05 nên chấp nhận giả thuyết H0 nghĩa là không xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi ở năm IPO+1, IPO+6 và IPO+7.
Bảng 4.11 – Kết quả kiểm định tự tương quan mơ hình (18)
Năm Kiểm định Breush-Godfrey
R-squared P-value IPO 12.4219 0.0004 IPO+1 9.9197 0.0016 IPO+2 4.9501 0.0261 IPO+3 13.4446 0.0002 IPO+4 1.0163 0.3134 IPO+5 1.3242 0.2498
IPO+6 0.0960 0.7567
IPO+7 3.2007 0.2018
Đối với kiểm định Breusch – Godfrey, bảng 4.11 cho thấy các năm từ IPO đến IPO+3 có giá trị P-value nhỏ hơn mức ý nghĩa α = 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0 nghĩa là xảy ra hiện tượng tự tương quan ở mơ hình hồi quy các năm từ IPO đến IPO+3. Giá trị P- value của kiểm định lớn hơn mức ý nghĩa α = 0.05 ở các năm từ IPO+4 đến IPO+7 nên chấp nhận giả thuyết H0 và kết luận không xảy ra hiện tượng tự tương quan ở mơ hình hồi quy từ năm IPO+4 đến IPO+7.
Việc xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan trong mơ hình làm cho các kết quả ước lượng không đáng tin cậy nên phải khắc phục hai hiện tượng này bằng việc sử dụng hồi quy với White và Newey-West HAC. Bảng 4.12 trình bày kết quả ước lượng tác động dài hạn của thời điểm thị trường lên đòn bẩy của doanh nghiệp với hệ số t-statistic đã được điều chỉnh để loại trừ hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan.
Kết quả mơ hình
Kết quả hồi quy ở bảng 4.12 cho thấy hầu như biến Fmisefwa có tương quan âm với địn bẩy tài chính nhưng hệ số tương quan nhỏ và chỉ có năm IPO+2 là có ý nghĩa thống kê ở mức 90%. Trong khi đó, biến Fmis hầu hết thể hiện sự tương quan dương với biến độc lập nhưng hệ số tương quan cũng rất nhỏ và khơng có ý nghĩa thống kê. Ngoại trừ năm IPO+4, Fmis có tương quan âm với tỷ lệ địn bẩy tài chính và có ý nghĩa thống kê tới 90%. Điều này cho thấy, kiểm định trong dài hạn, yếu tố định giá sai giá trị riêng của doanh nghiệp tác động lên đòn bẩy đúng như kỳ vọng.
Đối với nhân tố sai lệch giá trị ngành, Smis thể hiện sự tương quan âm và có ý nghĩa thống kê tại năm IPO+4, IPO+7, những năm còn lại hệ số tương quan dương và khơng
có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó Smisefwa biểu hiện sự tương quan âm mạnh mẽ với địn bẩy tài chính từ năm IPO đến năm IPO+7, hệ số tương quan ngày càng tăng và có ý nghĩa thống kê rất lớn, lên đến 99% ở năm IPO+3, IPO+5, IPO+6 và IPO+7.
Đối với nhân tố cơ hội tăng trưởng, Growth thể hiện sự tương quan dương ở năm IPO+3, IPO+5, IPO+6, IPO+7 và chỉ có ý nghĩa thống kê năm IPO+7. Trong khi biến Growthefwa biểu hiện sự tương quan âm mạnh mẽ với địn bẩy tài chính, đặc biệt hệ số tương quan của biến Growthefwa ngày càng tăng và hầu hết các hệ số tương quan đều có ý nghĩa thống kê cao ở mức 99%. Kết quả này cũng phù hợp với lý thuyết đánh đổi, theo đó các doanh nghiệp với nhiều triển vọng tăng trưởng sẽ có nhiều khả năng giữ địn bẩy thấp để tránh gánh nặng về nợ dẫn tới đầu tư dưới mức.
Nhìn chung, kết quả hồi quy cho thấy các biến bình qn có trọng số Fmisefwa, Smisefwa và Growthefwa có tác động lên tỷ lệ địn bẩy đúng như kỳ vọng ban đầu và có ý nghĩa hơn hẳn các biến Fmis, Smis và Growth chứng tỏ những biến động trong q khứ dù nhỏ thì vẫn có ý nghĩa trong việc giải thích các nhân tố tác động hiện tại. Biến sai lệch giá trị ngành bình quân có trọng số Smisefwa có tác động lên địn bẩy tài chính thấp hơn biến cơ hội tăng trưởng bình qn có trọng số Growthefwa nhưng lại cao hơn đáng kể so với biến sai lệch giá trị riêng doanh nghiệp Fmisefwa. Như vậy, ở thị trường chứng khoán Việt Nam, nếu loại bỏ nhân tố cơ hội tăng trưởng thì nhân tố sai lệch giá trị tồn ngành chính là đại diện tốt cho tác động dai dẳng của hành vi định thời điểm thị trường hơn là nhân tố sai lệch giá trị riêng doanh nghiệp. Hay nói cách khác, các doanh nghiệp Việt Nam tận dụng định giá sai ngành nhiều hơn định giá sai doanh nghiệp.
Các nhân tố đặc trưng của doanh nghiệp trong mơ hình cũng có tác động đáng kể lên địn bẩy tài chính. Nhân tố tính hữu hình của tài sản cố định PPE/A có hệ số mang dấu dương đúng với kỳ vọng cơng ty có càng nhiều tài sản cố định thì khả năng đi vay càng dễ và dẫn đến tỷ lệ đòn bẩy tăng, tuy nhiên chỉ có các hệ số tương quan năm IPO+2 và
IPO+3 là có ý nghĩa thống kê. Nhân tố quy mơ doanh nghiệp Size cũng có mối tương quan dương với đòn bẩy tài chính ở tất cả các năm với mức ý nghĩa 99%, chứng tỏ doanh nghiệp có quy mơ càng lớn thì càng dễ dàng đi vay, điều này phù hợp với các nghiên cứu trước đây. Nhân tố khả năng sinh lợi EBITDA/A thể hiện sự tương quan âm mạnh mẽ với tỷ lệ đòn bẩy ở tất cả các năm với giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan cao và mức ý nghĩa cũng rất cao 99%, phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng, doanh nghiệp có thu nhập càng cao thì càng ít đi vay nợ.
Tóm lại, có thể kết luận rằng hành vi định thời điểm thị trường, đặc biệt thông qua yếu tố định giá sai ngành Smis có tác động khá dai dẳng đến quyết định lựa chọn nợ hay vốn cổ phần của doanh nghiệp trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Điều này chứng tỏ rằng các doanh nghiệp Việt Nam chưa thực sự hướng tới một cấu trúc vốn mục tiêu ổn định nên vẫn chịu sự tác động dai dẳng của thời điểm thị trường qua nhiều năm.
Bảng 4.12 – Kết quả tác động dài hạn của thời điểm thị trường lên tỷ lệ đòn bẩy ở các doanh nghiệp trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Ghi chú: Bảng 4.12 là kết quả ước lượng của mơ hình (D/A)t = β0 + β1.Fmisefwa,t-1 +β2.Smisefwa,t-1 + β3.Growthefwa,t-1 +β4.Fmist-1 +β5.Smist-1 +β6.Growtht-1 +β7.(PPE/A)t-1 + β8.SIZEt-1 + β9.(EBITDA/A)t-1 + εt. Trong đó, khơng trình bày giá trị β0 . Tỷ lệ địn bẩy được tính bằng nợ sổ sách chia cho giá trị sổ sách của tài sản. Các biến Fmis, Smis, Growth là hàm e mũ của 3 nhân tố được chia tách từ tỷ lệ M/B. Các biến Fmisefwa, Smisefwa, Growthefwa là bình qn có trọng số các nguồn tài trợ bên ngồi của Fmis, Smis, Growth. Biến tính hữu hình của tài sản (PPE/A) được tính bằng Tài sản cố định hữu hình rịng chia cho Tổng tài sản. Biến quy mơ doanh nghiệp (SIZE) được tính bằng cách lấy logarit tự nhiên của Doanh thu thuần. Biến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp (EBITDA/A) được tính bằng Lợi nhuận trước thuế, lãi vay và khấu hao chia cho Tổng tài sản. Các biến độc lập được đo lường tại thời điểm t-1, riêng tại năm IPO không tồn tại các giá trị Fmist-1, Smist-1, Growtht-1, Fmisefwa,t-1, Smisefwa, t-1, Growthefwa,t-1 nên điều chỉnh lại thành Fmist, Smist, Growtht, Fmisefwa,t, Smisefwa, t, Growthefwa,t. Hệ số t-statistics được trình bày trong ngoặc đơn. Ký hiệu *, **, *** là có ý nghĩa thống kê tương ứng với P-value nhỏ hơn 10%, 5%, 1%.
IPO IPO+1 IPO+2 IPO+3 IPO+4 IPO+5 IPO+6 IPO+7 Fmist-1 0.041 0.013 -0.018 0.032 0.008 -0.006 (1.266) (0.677) (-1.879)* (1.565) (0.392) (-0.262) Smist-1 0.006 0.017 -0.098 0.028 0.141 -0.162 (0.160) (0.289) (-2.405)** (0.358) (1.464) (-1.854)* Growtht-1 -0.033 0.079 -0.032 0.097 0.224 0.596 (-0.280) (0.656) (-0.538) (0.633) (1.347) (2.036)** Fmisefwa, t-1 -0.036 -0.04 -0.073 -0.036 0.017 0.052 -0.015 -0.001 (-1.006) (-1.184) (-1.835)* (-0.931) (1.016) (1.407) (-0.235) (-0.012) Smisefwa, t-1 -0.053 -0.087 -0.074 -0.154 -0.001 -0.267 -0.417 -0.395 (-1.331) (-1.91)* (-1.417) (-3.525)*** (-0.018) (-3.346)*** (-3.794)*** (-3.229)*** Growthefwa, t-1 -0.393 -0.44 -0.371 -0.510 -0.085 -0.601 -0.723 -0.793 (-6.278)*** (-5.581)*** (-3.177)*** (-4.066)*** (-0.902) (-3.893)*** (-3.315)*** (-2.675)*** PPE/At-1 0.041 0.023 0.089 0.071 0.005 0.028 0.044 0.084 (0.956) (0.542) (2.252)** (1.655)* (0.845) (0.460) (0.558) (0.812) SIZEt-1 0.069 0.067 0.076 0.074 0.062 0.084 0.068 0.086 (10.207)*** (9.805)*** (10.814)*** (10.626)*** (14.383)*** (8.813)*** (4.973)*** (6.118)*** EBITDA/At-1 -0.336 -0.224 -0.720 -0.691 0.927 -0.813 -0.846 -1.478 (-3.973)*** (-4.745)*** (-7.645)*** (-5.722)*** (23.407)*** (-3.092)*** (-3.759)*** (-4.159)*** R-Squared 0.266*** 0.272*** 0.359*** 0.359*** 0.872*** 0.405*** 0.393*** 0.562***