GIỚI THIỆU
Lý do chọn đề tài
Nhiều nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm đã được thực hiện về tài chính và chính sách cấu trúc vốn doanh nghiệp, nhưng các giả định trước đây chủ yếu dựa trên thị trường hiệu quả, điều này không còn phù hợp với nghiên cứu thị trường hiện tại Để giải quyết vấn đề này, tài chính hành vi đã phát triển, cung cấp những lý luận và giả thuyết mới Trong số đó, định thời điểm thị trường đang trở thành một trong những lĩnh vực nghiên cứu được quan tâm nhiều gần đây.
Baker & Wurgler (2002) đã đề xuất lý thuyết định thời điểm thị trường về cấu trúc vốn, cho rằng cấu trúc vốn là kết quả của những nỗ lực trong quá khứ để định thời điểm thị trường chứng khoán Theo lý thuyết này, các nhà quản lý có thể sử dụng thông tin nội bộ để quyết định thời điểm chào bán cổ phần, chọn phát hành khi cổ phiếu được định giá cao và mua lại khi định giá thấp Điều này cho thấy rằng việc định thời điểm thị trường để phát hành vốn cổ phần có ảnh hưởng rõ rệt và lâu dài đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp.
Nghiên cứu của Baker & Wurgler (2002) đã mở ra nhiều khám phá về ảnh hưởng của định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn Một số nghiên cứu, như của Jenter (2005), Elliott (2007) và Huang & Ritter (2009), khẳng định rằng có tác động lâu dài của định thời điểm thị trường lên quyết định vay nợ và cấu trúc vốn của doanh nghiệp Ngược lại, các nghiên cứu khác như Alti (2006) và Kayhan & Titman (2007) không đồng tình với quan điểm này, cho rằng tác động của lý thuyết định thời điểm thị trường lên lựa chọn nợ và vốn cổ phần không bền vững.
Những nghiên cứu về định thời điểm thị trường hầu hết được thực hiện ở thị trường
Mỹ Một số nghiên cứu kiểm định ảnh hưởng của lý thuyết này bằng cách sử dụng
Dữ liệu từ các nước phát triển cho thấy kết quả không đồng nhất về ảnh hưởng của định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn Các nghiên cứu thực nghiệm tại Hà Lan, Pháp và Châu Âu đã chỉ ra rõ ràng tác động này (de Bier & de Haan, 2007; Bougatef).
Theo nghiên cứu của Bruinshoofd và Haan (2012), lý thuyết trật tự phân hạng là yếu tố quan trọng hơn so với lý thuyết định thời điểm thị trường trong việc giải thích quyết định về cấu trúc vốn của các doanh nghiệp tại Anh và EU.
So với các nghiên cứu về lý thuyết định thời điểm thị trường ở các nước phát triển, số lượng nghiên cứu tại các nước kinh tế mới nổi và đang phát triển còn hạn chế Nghiên cứu của Bo và cộng sự (2011) chỉ ra rằng lý thuyết này ảnh hưởng đến quyết định phát hành cổ phiếu tại Trung Quốc, nhưng tác động lâu dài lại không được xác nhận trong nghiên cứu tại Tunisia (Nguyen & Boubaker, 2009) Ngược lại, Umutlu & Karan (2008) cho thấy lý thuyết định thời điểm thị trường không phù hợp với quyết định phát hành cổ phiếu của doanh nghiệp ở Brazil và một số quốc gia đang phát triển khác.
Việt Nam là một thị trường tiềm năng cho việc kiểm định lý thuyết định thời điểm thị trường, đặc biệt trong lĩnh vực tài chính doanh nghiệp Thị trường chứng khoán Việt Nam đang đối mặt với tình trạng bất cân xứng thông tin cao, do tính minh bạch và công bố thông tin của các doanh nghiệp niêm yết còn hạn chế Điều này có thể dẫn đến việc định giá cổ phiếu không chính xác Nghiên cứu này tập trung vào hoạt động IPO để xác định sự hiện diện của lý thuyết định thời điểm thị trường thông qua việc phân tích ảnh hưởng của nó đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại sàn HOSE Tác giả chọn đề tài “ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƯỜNG” nhằm tìm hiểu sâu hơn về vấn đề này trong bối cảnh thị trường chứng khoán Việt Nam.
VÀ CẤU TRÚC VỐN: NGHIÊN CỨU ĐIỂN HÌNH CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TẠI HOSE”
Mục tiêu nghiên cứu
Tác động của định thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp là một chủ đề mới mẻ và ít được nghiên cứu, đặc biệt là trong các thị trường mới nổi như Việt Nam Sự thiếu hụt các nghiên cứu thực nghiệm trong lĩnh vực này đã thúc đẩy tác giả tiến hành nghiên cứu nhằm làm rõ hơn về mối liên hệ giữa định thời điểm thị trường và cấu trúc vốn doanh nghiệp.
Mục tiêu chính của nghiên cứu này là kiểm định tác động của định thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán HOSE trong giai đoạn cụ thể.
2006 – 2011 trong ngắn hạn cũng như dài hạn.
Câu hỏi nghiên cứu
Bài nghiên cứu đặt ra câu hỏi nghiên cứu như sau:
Hành vi định thời điểm thị trường trong điều kiện thị trường "sôi động" có thể ảnh hưởng đáng kể đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp Sự thay đổi tỷ lệ đòn bẩy (D/A) trong ngắn hạn và dài hạn phản ánh mối liên hệ này, cho thấy rằng các quyết định tài chính có thể bị tác động bởi biến động của thị trường Do đó, việc hiểu rõ mối quan hệ giữa định thời điểm thị trường và cấu trúc vốn là rất quan trọng cho các doanh nghiệp trong việc tối ưu hóa chiến lược tài chính của mình.
Đóng góp của đề tài
Nghiên cứu về cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam còn hạn chế Bài viết này khám phá sự hiện diện và ảnh hưởng của lý thuyết định thời điểm thị trường đối với cấu trúc vốn của các công ty niêm yết trên sàn HOSE Nghiên cứu đóng góp vào kho tàng tri thức về thị trường chứng khoán Việt Nam, giúp hiểu rõ hơn về hành vi tài chính và các quyết định chính sách cấu trúc vốn của các nhà quản trị doanh nghiệp trong nước.
Bài nghiên cứu đã kiểm định ảnh hưởng của lý thuyết đánh đổi và lý thuyết trật tự phân hạng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại HOSE Các nghiên cứu thực nghiệm trước đó đã chỉ ra rằng lý thuyết cấu trúc vốn đóng vai trò quan trọng trong việc xác định cơ cấu tài chính của doanh nghiệp.
Các mô hình xây dựng nhằm giải thích hành vi tài chính tại các nước phát triển không luôn phù hợp với các nước đang phát triển Vì vậy, kết quả nghiên cứu có thể mang lại những ứng dụng quan trọng cho lĩnh vực tài chính doanh nghiệp ở các quốc gia đang phát triển khác.
Bố cục của đề tài
Đề tài nghiên cứu bao gồm 5 chương, chi tiết được bố cục như sau:
- Chương 2: Cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu trước đây
- Chương 3: Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
- Chương 4: Nội dung và phân tích kết quả nghiên cứu
CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Mối quan hệ giữa định thời Điểm thị trường và Cấu trúc vốn
Nghiên cứu của Baker & Wurgler (2002) chỉ ra rằng việc giải thích lựa chọn tài chính chỉ bằng lý thuyết truyền thống là khó khăn Họ đề xuất lý thuyết định thời điểm thị trường dựa trên giả thiết về nắm bắt cơ hội, cho rằng cấu trúc vốn là kết quả từ các nỗ lực trước đó trong việc định thời điểm thị trường cổ phần Doanh nghiệp thường phát hành vốn cổ phần khi giá trị thị trường cao hơn giá trị sổ sách, giúp giảm chi phí sử dụng vốn và mang lại phúc lợi cho cổ đông hiện hữu Ngược lại, khi cổ phiếu bị định giá thấp, doanh nghiệp sẽ thực hiện mua lại cổ phiếu Trong các điều kiện thị trường tốt, doanh nghiệp có thể huy động vốn dù không có nhu cầu tài chính, trong khi sẽ trì hoãn phát hành trong trường hợp thị trường xấu Lý thuyết này nhấn mạnh rằng định thời điểm thị trường có ảnh hưởng lớn và lâu dài đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp.
Lý thuyết định thời điểm thị trường có hai phiên bản, trong đó phiên bản đầu tiên dựa trên mô hình của Myers (1984) và Myers & Majluf (1984) Phiên bản này giả định rằng nhà quản lý và nhà đầu tư có lý trí, nhưng có sự lựa chọn đối nghịch khác nhau giữa các doanh nghiệp và trong các giai đoạn khác nhau Doanh nghiệp thường phát hành cổ phần ngay sau khi nhận được thông tin lạc quan, giúp giảm thiểu sự bất cân xứng thông tin giữa nhà quản lý và cổ đông Việc giảm thiểu bất cân xứng thông tin này không chỉ làm tăng giá trị cổ phiếu mà còn thúc đẩy việc huy động vốn cổ đông hiệu quả hơn.
Phiên bản thứ hai về định thời điểm thị trường chỉ ra rằng nhà quản lý và nhà đầu tư thường thiếu lý trí, dẫn đến việc định giá tài sản không chính xác Theo nghiên cứu của Baker & Wurgler (2002), nhà quản lý có xu hướng phát hành cổ phiếu khi chi phí vốn thấp một cách không hợp lý và thực hiện mua lại cổ phiếu khi chi phí vốn cao một cách không hợp lý.
Cả 2 phiên bản cho giả thiết định thời điểm thị trường có chung một dự đoán về mối quan hệ giữa giá trị doanh nghiệp và quyết định tài chính Doanh nghiệp phát hành vốn cổ phần là những doanh nghiệp có giá trị thị trường cao hơn so với giá trị sổ sách và những doanh nghiệp có lãi bất thường trước khi huy động vốn Baker & Wurgler (2002) chỉ ra rằng tỷ số giá thị trường/sổ sách có thể đại diện để giải thích hiệu quả của việc định thời điểm thị trường trong cả 2 phiên bản của lý thuyết này vì tỷ số này có thể đại diện cho cả lựa chọn nghịch và định giá sai lệch
Mặc dù lý thuyết định thời điểm thị trường về cấu trúc vốn còn mới, nhưng ý tưởng này đã có từ lâu Nghiên cứu của Taggart (1977) đã chỉ ra rằng sự biến động trong giá trị thị trường của nợ dài hạn và vốn cổ phần là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến quyết định phát hành cổ phiếu của các doanh nghiệp Mỹ.
Năm 1982, nghiên cứu đã kiểm định việc phát hành cổ phiếu của các doanh nghiệp tại Anh, cho thấy rằng các doanh nghiệp này chịu ảnh hưởng lớn từ điều kiện thị trường và giá trị cổ phiếu trong quá khứ khi quyết định phương thức huy động vốn.
Nghiên cứu cho thấy rằng các doanh nghiệp phát hành cổ phiếu qua IPOs và SEOs đang gặp khó khăn Điều này cho thấy rằng các doanh nghiệp thường tận dụng những cơ hội thị trường khi giá cổ phiếu đạt mức cao.
Nghiên cứu của Rajan & Zingales (1995) chỉ ra mối quan hệ giữa giá trị thị trường/sổ sách và quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp tại các nước G7 Họ kết luận rằng giá trị thị trường/sổ sách có mối tương quan với đòn bẩy, cho thấy bằng chứng về định thời điểm thị trường, mặc dù chưa có lý thuyết cụ thể nào giải thích cho mối quan hệ này.
Nghiên cứu của Graham & Harvey (2001) đã củng cố thêm bằng chứng về định thời điểm thị trường, cho thấy đây là mối quan tâm hàng đầu của các CFO trong quyết định tài chính Doanh nghiệp thường phát hành nợ ngắn hạn để cố gắng nắm bắt thời điểm lãi suất thị trường, trong khi các nhà quản lý thường do dự khi phát hành vốn cổ phần khi doanh nghiệp của họ đang bị định giá thấp.
Hovakimian và cộng sự (2001) đã nghiên cứu quyết định phát hành nợ và vốn cổ phần dựa trên lý thuyết đánh đổi và lý thuyết trật tự phân hạng Nghiên cứu cho thấy giá cổ phiếu đóng vai trò quan trọng trong quyết định tài chính của doanh nghiệp, với các doanh nghiệp có giá cổ phiếu tăng có xu hướng phát hành vốn cổ phần và trả nợ nhiều hơn so với những doanh nghiệp có giá cổ phiếu giảm.
Dựa trên nghiên cứu của Baker & Wurgler (2002), nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng định thời điểm thị trường có ảnh hưởng rõ rệt đến quyết định cơ cấu vốn của doanh nghiệp Hầu hết các nghiên cứu đều đồng thuận với kết luận của Baker & Wurgler, cho rằng cấu trúc vốn phản ánh những nỗ lực trong quá khứ để định thời điểm thị trường và tác động kéo dài của giá trị thị trường trước đây lên cấu trúc vốn hiện tại Bảng 1.1 tóm tắt một số nghiên cứu tiêu biểu về ảnh hưởng của lý thuyết định thời điểm thị trường đối với quyết định cơ cấu vốn.
BẢNG 1.1: MỘT SỐ NGHIÊN CỨU TIÊU BIỂU VỀ ẢNH HƯỞNG CỦA LÝ THUYẾT ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƯỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN:
Nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu Mẫu Phương pháp Kết quả nghiên cứu
Cung cấp bằng chứng thực nghiệm có tính so sánh trên phạm vi thế giới về ảnh hưởng của định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn
Các doanh nghiệp ở thị trường US,
UK và Châu Âu giai đoạn 1991-
Phân tích hồi qui, ước lượng bình phương tổng quát
Chỉ số M/B tích lũy trong quá khứ và mức đòn bẩy của doanh nghiệp có mối quan hệ ngược chiều tại thị trường Mỹ, trong khi mối quan hệ này không được thể hiện rõ ràng ở thị trường Anh và Châu Âu.
Kiểm định mối tương đồng giữa các lý thuyết nền tảng trong việc giải thích động cơ của việc phát hành cổ phần theo mùa (SÉOs)
Nghiên cứu tại thị trường Trung Quốc từ năm 1994 đến năm 2008
Bảng dữ liệu chéo kết hợp mô hình ảnh hưởng cố định (FEM)
Hoạt động SEOs của các doanh nghiệp Trung Quốc hầu như không bị thúc đẩy bởi yếu tố định thời điểm thị trường
Chichti (2010) Điều tra sự tương thích của định thời điểm thị trường xem xét trong mối quan hệ sự lựa chọn nợ - vốn cổ phần
Các doanh nghiệp niêm yết tại Tunisian và Pháp từ năm 2000 đến
Hồi quy dữ liệu chéo bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) và ước lượng bằng mô hình ảnh hưởng cố định
Doanh nghiệp thường phát hành cổ phần khi giá cổ phiếu cao và thị trường có dấu hiệu tích cực Thời điểm phát hành này có thể ảnh hưởng đến sự phát triển của doanh nghiệp trong vòng 8 năm tiếp theo.
Kiểm định sự ảnh hưởng của định thời điểm thị trường lên quyết định phát hành cổ phần
Mỹ phát hành cổ phần theo mùa (SEOs) giai đoạn
Phân tách chỉ số M/B thành hai phần: tăng trưởng và sai lệch giá, giúp doanh nghiệp hiểu rõ hơn về định thời điểm thị trường và nhu cầu vốn, từ đó ảnh hưởng đến quyết định SEO của họ.
(2009) Điều tra khám phá mẫu theo thời gian của các quyết định tài trợ tài trợ từ bên ngoài
Mỹ từ 1963 - 2001 Hồi quy OLS và hồi quy Logarit
Giá trị lịch sử của chi phí vốn cổ phần có tác động lâu dài đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp, thông qua ảnh hưởng lên các quyết định tài chính trong quá khứ.
Kiểm định lý thuyêt định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn
9172 lần phát hành cổ phần của các doanh nghiệp Mỹ từ năm 1980 -
DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Mẫu nghiên cứu
Mẫu nghiên cứu ban đầu tập trung vào hoạt động IPO của tất cả các doanh nghiệp niêm yết không thuộc lĩnh vực tài chính và bảo hiểm, diễn ra từ ngày 01/01/2006.
Sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh (HOSE) được thành lập vào năm 2000, với hai doanh nghiệp niêm yết đầu tiên là Cty CP Cơ Điện lạnh (REE) và Cty CP Cáp và Vật Liệu Viễn Thông (SACOM) Đến cuối năm 2012, HOSE chiếm khoảng 50% số lượng công ty niêm yết và hơn 70% giá trị vốn hóa của thị trường chứng khoán Việt Nam, cho thấy tầm quan trọng của sàn này trong bức tranh tài chính quốc gia Nghiên cứu dữ liệu tại HOSE có thể đại diện cho toàn bộ thị trường chứng khoán Việt Nam, tuy nhiên, dữ liệu trước năm 2006 đã bị loại bỏ khỏi mẫu nghiên cứu.
- Qui mô của thị trường trước 2006 khá là nhỏ so với thời gian sau này, do đó nó có thể làm cho kết quả bị ảnh hưởng, thiên lệch
Kể từ năm 2006, thị trường đã chứng kiến một bước ngoặt quan trọng với hoạt động IPO diễn ra sôi nổi, đánh dấu sự xuất hiện của nhiều đơn vị niêm yết có quy mô vốn hóa thị trường lớn.
Bài nghiên cứu này chủ yếu sử dụng dữ liệu thứ cấp, bao gồm thông tin cần thiết từ kho dữ liệu của Ủy Ban Chứng Khoán Nhà Nước và Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP.HCM (HOSE) Ngoài ra, dữ liệu cũng được thu thập từ các công ty chứng khoán trong nước như FPTS, SSI, TLS, HSC và các trang web chứng khoán như Vietstock.vn, CafeF.vn, Vndirect.vn.
Các tổ chức tài chính như công ty tài chính, ngân hàng và công ty bảo hiểm không được đưa vào mẫu nghiên cứu do có cấu trúc vốn riêng biệt và các yếu tố quyết định cấu trúc vốn khác biệt so với các doanh nghiệp không thuộc lĩnh vực này Hơn nữa, phương trình hồi quy trong nghiên cứu sử dụng các biến có độ trễ.
19 mẫu được tiếp tục giới hạn bao gồm những doanh nghiệp có dữ liệu năm tài chính cuối cùng trước IPO
Bảng số 3.1 trình bày số lượng các công ty không thuộc lĩnh vực tài chính được lấy mẫu tại HOSE từ 2006 – 2011, phân loại theo ngành nghề kinh doanh Mẫu này bao gồm 245 doanh nghiệp và được sử dụng để kiểm định giả thuyết về thời điểm thị trường Theo tiêu chí phân loại của UBCKNN năm 2012, ngành công nghiệp chế biến chế tạo chiếm tỷ lệ cao nhất với 36,7% (90 công ty), tiếp theo là ngành bán buôn, bán lẻ với 14,7% (36 công ty) và ngành bất động sản với 12,7% (31 công ty).
Bảng 3.1: Phân loại các doanh nghiệp niêm yết tại HOSE theo ngành nghề kinh doanh
Stt Ngành nghề hoạt động kinh doanh
Mã Ngành Số lượng Tỷ trọng
4 SX, PP năng lượng, điều hòa không khí D 13 5.3
5 Cung cấp nước, xử lý nước thải, rác thải E 2 0.8
7 Bán buôn, bán lẻ, sữa chữa ô tô, mô tô… G 36 14.7
9 Dịch vụ lưu trú & Ăn uống I 3 1.2
10 Thông tin và truyền thông J 7 1.6
13 Hành chính và dịch vụ hỗ trợ N 1 0.4
14 Dịch vụ vui chơi và giải trí R 2 0.8
Giả thiết nghiên cứu
Định thời điểm thị trường ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp là một chủ đề gây tranh cãi và chưa có sự đồng thuận Nhiều nhà nghiên cứu, bao gồm Baker & Wurler (2002), cho rằng ảnh hưởng này chủ yếu diễn ra trong ngắn hạn, trong khi tác động dài hạn vẫn còn nhiều nghi vấn.
Nghiên cứu gần đây đã chỉ ra rằng định thời điểm thị trường có ảnh hưởng lớn đến tỷ lệ đòn bẩy khi doanh nghiệp thực hiện IPO Các nghiên cứu này phân loại điều kiện thị trường thành hai loại: thị trường "sôi động" (Hot Market) và thị trường "kém sôi động" (Cold Market), dựa trên số lượng IPO được thực hiện trong kỳ.
Theo Alti (2006), khi doanh nghiệp chọn thời điểm IPO trong giai đoạn thị trường "sôi động", họ sẽ trải qua sự suy giảm tỷ lệ đòn bẩy cao hơn so với các doanh nghiệp thực hiện IPO trong điều kiện thị trường "kém sôi động" Điều này cho thấy rằng việc định thời điểm thị trường ảnh hưởng đáng kể đến cấu trúc tài chính của doanh nghiệp sau IPO.
Dựa trên kết quả của các nghiên cứu lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm trên đây, Bài nghiên cứu đặt ra những giả thiết như sau:
3.2.1 Giả thiết kiểm định ảnh hưởng ngắn hạn của định thị trường lên cấu trúc vốn:
Các doanh nghiệp thực hiện IPO trong môi trường thị trường năng động thường có hệ số đòn bẩy cao hơn so với các doanh nghiệp IPO trong điều kiện thị trường ít sôi động vào thời điểm kết thúc năm IPO.
Các doanh nghiệp thực hiện IPO trong môi trường thị trường "sôi động" thường có hệ số đòn bẩy thấp hơn so với các doanh nghiệp IPO trong điều kiện thị trường "kém sôi động" vào thời điểm kết thúc năm IPO.
Bằng chứng cho thấy tỷ lệ vay nợ của các doanh nghiệp IPO trong điều kiện thị trường "sôi động" thấp hơn so với các doanh nghiệp IPO trong điều kiện thị trường "kém sôi động" chỉ ra rằng định thời điểm thị trường có ảnh hưởng rõ rệt đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp.
3.2.2 Giả thiết kiểm định ảnh hưởng lâu dài của định thị trường lên cấu trúc vốn:
Ho: Các doanh nghiệp IPO trong điều kiện thị trường “sôi động” có hệ số đòn bẩy không thấp hơn trong các năm tiếp theo sau khi IPO
H1: Các doanh nghiệp IPO trong điều kiện thị trường “sôi động” có hệ số đòn bẩy thấp hơn trong các năm tiếp theo sau khi IPO
Nếu không có mối quan hệ nghịch chiều giữa biến giả thị trường "sôi động" và tỷ lệ đòn bẩy của các doanh nghiệp thực hiện IPO trong giai đoạn hậu IPO, điều này cho thấy rằng việc định thời điểm IPO không ảnh hưởng lâu dài đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp.
Phương pháp nghiên cứu
Các nghiên cứu trước đây đã áp dụng nhiều phương pháp khác nhau để kiểm tra tác động của lý thuyết định thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn.
Nhiều nghiên cứu đã áp dụng phương pháp và mô hình của Baker & Wurgler (2002) để phân tích ảnh hưởng của việc định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn, bao gồm các nghiên cứu của Hovakimian (2006), Bie & Haan (2007), Mahajan & Tartaroglu (2008), Nguyen & Boubaker (2009), và Bougatef & Chichiti (2010) Phương pháp này cho phép so sánh kết quả với nghiên cứu gốc của Baker & Wurgler (2002), từ đó cung cấp cái nhìn sâu sắc hơn về mối quan hệ giữa thị trường và cấu trúc vốn.
Phương pháp sử dụng biến M/B EFWA để đo lường việc định thời điểm thị trường đã gặp phải chỉ trích, do đó, một số nghiên cứu đã tách biến tỷ lệ giá trị thị trường/giá trị sổ sách thành nhiều biến khác nhau Điều này nhằm phản ánh rõ hơn những nỗ lực của nhà quản lý doanh nghiệp trong việc định thời điểm thị trường.
Jenter (2005) cho rằng giao dịch nội bộ là chỉ số tốt hơn để kiểm định tác động của việc định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn, thay vì biến tỷ lệ giá trị thị trường/giá trị sổ sách Nghiên cứu cho thấy khi giá trị thị trường/giá trị sổ sách của công ty thấp, nhà quản lý sẽ mua cổ phiếu của chính công ty và thực hiện mua lại cổ phiếu quỹ Hành động này phản ánh sự định thời điểm thị trường trong danh mục đầu tư và quyết định tài chính của doanh nghiệp Do đó, giao dịch nội bộ có thể là một phương pháp đo lường tác động của định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn, nhưng việc thiếu thông tin về các giao dịch này gây khó khăn trong việc áp dụng tại thị trường Việt Nam.
Kayhan và Titman (2007) đã phân chia biến đo lường định thời điểm thị trường trong nghiên cứu của Baker và Wurgler thành hai thành phần: định thời điểm hàng năm và định thời điểm dài hạn Định thời điểm hàng năm tập trung vào mức độ sai lệch giá, trong khi định thời điểm dài hạn phản ánh các cơ hội tăng trưởng Để kiểm định việc định thị trường khi IPO của các doanh nghiệp niêm yết tại HOSE, bài nghiên cứu này áp dụng phương pháp của Alti (2006).
23 sử dụng biến giả thị trường “sôi động” để đo lường việc định thời điểm thị trường Phương pháp này có một số ưu điểm như sau:
Nó giúp phân tích mà không gặp phải những hạn chế khi sử dụng biến M/B EFWA để xác định thời điểm thị trường, như đã được đề cập ở phần trước.
Theo Alti (2006), khái niệm về thị trường sôi động phù hợp với hai trường phái lý thuyết định thời điểm thị trường, bao gồm định giá sai lệch và sự lựa chọn nghịch.
Phương pháp này phụ thuộc vào các điều kiện thị trường hơn là đặc điểm quy mô doanh nghiệp, được đo lường qua biến bình quân gia quyền các nguồn tài trợ bên ngoài, tỷ lệ giá trị thị trường/giá trị sổ sách (Baker & Wurgler, 2002) hoặc biến định giá hàng năm và dài hạn (Kayhan & Titman, 2007) Nhiều nghiên cứu đã áp dụng phương pháp này để kiểm nghiệm giả định về định thời điểm thị trường, bao gồm các công trình của Wagner (2007), Umutlu & Karan (2008), Xu (2009), Doukas và cộng sự (2011), cũng như Kaya (2012).
Việc thêm biến giả thị trường “sôi động” vào mô hình giúp nâng cao khả năng giải thích của nó, đặc biệt phù hợp cho nghiên cứu tại các thị trường chứng khoán mới nổi và trong giai đoạn tăng trưởng mạnh mẽ.
Mô hình nghiên cứu áp dụng các biến kiểm soát từ các nghiên cứu của Baker & Wurgler (2002) và Alti (2006) Để kiểm tra ảnh hưởng của thời điểm thị trường đến cấu trúc vốn trong năm IPO, phương trình hồi quy được sử dụng.
Y t = Bo + B 1 Hot + B 2 (M/B) t +B 3 (EBITDA/A) t-1 + B 4 SIZE t-1 + B 5 (PPE/A) t-1 +
Trong phương trình này, biến Yt (D/A ipo – D/A pre ipo) phản ánh sự thay đổi hàng năm của giá trị đòn bẩy sổ sách từ năm trước IPO đến cuối năm IPO Các biến kiểm soát được sử dụng bao gồm tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách, lợi nhuận trước lãi, thuế và khấu hao (khả năng sinh lời), logarit tự nhiên của doanh thu thuần (kích thước doanh nghiệp), và tài sản cố định.
Tỷ lệ giá trị thị trường/giá trị sổ sách (M/B) không có sẵn trước khi IPO, vì vậy tỷ lệ của năm IPO được sử dụng thay thế Các biến này và cách tính toán sẽ được thảo luận trong mục 3.4 Theo giả thiết 3.2.1, biến giả thị trường “sôi động” (biến HOT) được kỳ vọng có mối tương quan nghịch và có ý nghĩa thống kê đối với biến phụ thuộc Yt theo công thức 3.1.
Nghiên cứu này kiểm tra ảnh hưởng lâu dài của định thời điểm thị trường đối với cấu trúc vốn thông qua việc áp dụng phương trình hồi quy, sau khi đã xem xét các tác động tạm thời.
Y t = Bo + B 1 Hot + B 2 M/B t +B 3 EBITDA/A t-1 + B4SIZE t-1 + B 5 PPE/A t-1 +
Biến phụ thuộc Yt (D/A t – D/A pre ipo) thể hiện sự thay đổi lũy kế của giá trị đòn bẩy sổ sách trong 5 năm sau IPO Theo giả thuyết 3.2.2, biến giả thị trường "sôi động" (biến HOT) được kỳ vọng có mối tương quan nghịch và có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc Yt theo công thức 3.2.
Thiết lập biến
3.4.1 Biến phụ thuộc: Tỷ lệ thay đổi đòn bẩy (Y t )
Trong nghiên cứu về cấu trúc vốn, có hai loại đòn bẩy chính là đòn bẩy sổ sách và đòn bẩy thị trường Một số nhà nghiên cứu như Frank & Goyal (2009) cho rằng đòn bẩy thị trường không đáng tin cậy do sự biến động của thị trường tài chính, trong khi đó, các học giả ủng hộ đòn bẩy thị trường cho rằng đòn bẩy sổ sách chỉ phản ánh quá khứ của doanh nghiệp Nghiên cứu này tập trung vào đòn bẩy sổ sách, được định nghĩa là tỷ lệ Tổng nợ/Tổng tài sản, theo các nghiên cứu của Alti (2006) và Kayhan & Titman (2007), và được trích xuất từ bảng cân đối kế toán của doanh nghiệp.
3.4.2 Biến độc lập: thị trường “sôi động” (Hot Market)
Theo Alti (2006), thị trường được phân loại thành "sôi động" và "kém sôi động" dựa vào số lượng IPO hàng tháng Để loại bỏ các biến động theo mùa, Alti sử dụng bình quân di động trung tâm 3 tháng của số lượng IPO mỗi tháng.
"Sôi động" được hiểu là giai đoạn mà bình quân di động trung tâm 3 tháng của số lượng IPO vượt quá giá trị trung vị của nó Trong mẫu này, biến giả thị trường "sôi động" được đánh giá là 1 khi doanh nghiệp thực hiện chào bán công khai trong tháng diễn ra thị trường sôi động, ngược lại, giá trị này sẽ là 0.
Tỷ số giá trị thị trường/giá trị sổ sách, theo nghiên cứu của Baker & Wurgler (2002) và Alti (2006), được tính bằng công thức (Tổng tài sản – Vốn sổ sách + Vốn thị trường)/Tổng tài sản Giá trị thị trường của vốn cổ phần được xác định là giá trị vốn hóa thị trường tại thời điểm kết thúc năm tài chính.
Tỷ lệ giá trị thị trường/giá trị sổ sách được sử dụng đại diện cho cơ hội tăng trưởng
Lý thuyết cấu trúc vốn cho thấy mối quan hệ phức tạp giữa tăng trưởng và đòn bẩy tài chính Theo lý thuyết đánh đổi, doanh nghiệp có nhiều cơ hội tăng trưởng thường gặp phải nhu cầu tài chính vượt quá lợi nhuận giữ lại, dẫn đến việc gia tăng đòn bẩy Ngược lại, lý thuyết trật tự phân hạng chỉ ra rằng các công ty tăng trưởng nhanh phải đối mặt với chi phí vay cao để tài trợ cho sự phát triển của mình Nghiên cứu của Delcoure (2007) khẳng định rằng doanh nghiệp thường sử dụng nợ để tài trợ cho các cơ hội đầu tư, trong khi Deesomsak và cộng sự (2004) lại cho rằng mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và đòn bẩy là ngược chiều.
Khả năng sinh lời là lợi nhuận trước lãi, thuế và khấu hao/Tổng tài sản (Alti 2006, Mahajan & Tartaroglu, 2008)
Mối quan hệ giữa khả năng sinh lời và cấu trúc vốn không đồng nhất theo các lý thuyết hiện có Lý thuyết đánh đổi cho rằng doanh nghiệp có lợi nhuận cao cần vay mượn nhiều hơn để tận dụng lá chắn thuế, trong khi lý thuyết trật tự phân hạng cho rằng lợi nhuận cao dẫn đến nhu cầu sử dụng nợ thấp hơn Doanh nghiệp có lợi nhuận thường ưu tiên sử dụng vốn tự có để giảm thiểu thông tin bất cân xứng và chi phí giao dịch, dẫn đến việc sử dụng lợi nhuận giữ lại cho đầu tư trước khi tìm kiếm vốn bên ngoài Khi lựa chọn giữa trái phiếu và cổ phiếu, doanh nghiệp thường chọn phát hành trái phiếu Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã xác nhận mối tương quan nghịch giữa khả năng sinh lời và đòn bẩy.
Qui mô doanh nghiệp được đo lường bằng nhiều phương pháp khác nhau, trong đó một số nghiên cứu định nghĩa nó là logarit tự nhiên của tổng tài sản (Hovakimian 2006) Tuy nhiên, tổng tài sản cũng là mẫu số của biến độc lập (đòn bẩy) trong phương trình hồi quy, dẫn đến mối quan hệ tương quan quá lớn Thay vào đó, qui mô doanh nghiệp được tính bằng logarit tự nhiên của doanh thu thuần (Alti 2006, Mahajan & Tartaroglu 2008), vì doanh thu ít bị ảnh hưởng bởi cấu trúc tài sản hay phương pháp báo cáo (Green & Murinde 2008) Doanh thu thuần trong nghiên cứu này được tính theo đơn vị triệu đồng.
Lý thuyết đánh đổi chỉ ra rằng đòn bẩy tài chính có mối quan hệ thuận với quy mô doanh nghiệp; doanh nghiệp lớn thường có khả năng phá sản thấp hơn Các doanh nghiệp lớn thường đa dạng hóa hoạt động và duy trì dòng tiền ổn định, giúp giảm thiểu rủi ro phá sản so với doanh nghiệp nhỏ Trong trường hợp xảy ra phá sản, chi phí mà doanh nghiệp lớn phải chịu thường thấp hơn so với doanh nghiệp nhỏ.
Qui mô doanh nghiệp phản ánh thông tin bất cân xứng trên thị trường vốn, với lý thuyết trật tự phân hạng cho rằng có mối quan hệ nghịch giữa đòn bẩy và qui mô Các doanh nghiệp lớn thường bị giám sát chặt chẽ bởi các nhà phân tích, giúp họ có khả năng phát hành cổ phiếu tốt hơn và vay nợ ít hơn.
Biến tài sản hữu hình thì được tính toán là tỷ lệ của Tài sản cố định ròng/tổng tài sản (Alti, 2006)
Các lý thuyết về cấu trúc vốn chỉ ra rằng tài sản hữu hình có mối quan hệ tích cực với đòn bẩy tài chính Nghiên cứu thực nghiệm của Frank & Goyal (2003) đã chứng minh rằng doanh nghiệp sở hữu nhiều tài sản hữu hình có khả năng sử dụng chúng làm tài sản cầm cố để vay mượn bên ngoài Điều này giúp doanh nghiệp tiếp cận nguồn vốn vay ngân hàng dễ dàng hơn và với lãi suất thấp, từ đó dẫn đến xu hướng vay nợ cao hơn.
Tỷ lệ đòn bẩy được xác định bằng cách chia tổng nợ cho tổng tài sản theo giá trị sổ sách Biến này có độ trễ so với biến phụ thuộc, và nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng cấu trúc vốn trong quá khứ có ảnh hưởng ngược chiều đến cấu trúc vốn hiện tại.
NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Các kết quả thống kê mô tả
Số liệu về đường trung bình di động theo tháng của số lượng IPO tại HOSE được thể hiện trong đồ thị 4.1, với giá trị trung vị là 2.67 Đồ thị 1 chỉ ra sự biến thiên lớn về số lượng IPO hàng tháng, trong đó có 189 lần IPO, tương đương 77% tổng số 245 lần IPO trong mẫu nghiên cứu, diễn ra trong các tháng được xác định là thị trường.
Trong giai đoạn 2006 - 2011, thị trường chứng khoán Việt Nam ghi nhận 56 lần IPO, chiếm 23% tổng số lượng Đồ thị 4.1 cho thấy số lượng IPO thường tăng cao vào các tháng cuối năm, đặc biệt từ tháng 10 đến tháng 12 Quý IV/2006 là thời điểm sôi động nhất, phản ánh giai đoạn phát triển nóng của thị trường chứng khoán.
Bảng 4.2 cung cấp tóm tắt thống kê các chỉ số tài chính của các doanh nghiệp IPO, bao gồm các phân tích liên quan đến thời điểm IPO Năm IPO được xác định là năm tài chính diễn ra sự kiện IPO, trong khi Pre IPO là năm trước đó Các chỉ số được thống kê 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 tỷ trọng tài sản cố định trên tổng tài sản (PPE/A) Mẫu nghiên cứu bao gồm 245 quan sát từ thời điểm kết thúc năm tài chính thực hiện IPO, 149 quan sát tại thời điểm kết thúc năm tài chính thứ 2 sau IPO, và giảm xuống còn 50 quan sát vào năm tài chính thứ 5 sau IPO.
Theo Bảng 4.2, các doanh nghiệp niêm yết trên sàn HOSE có tỷ lệ đòn bẩy dao động từ 46,7% đến 51,6%, phù hợp với các nghiên cứu trước đây về thị trường chứng khoán Việt Nam Cụ thể, nghiên cứu của Bigger và cộng sự (2008) ghi nhận tỷ lệ đòn bẩy là 52%, trong khi nghiên cứu của Nguyen và cộng sự (2012) chỉ ra con số 48% Kết quả này cũng tương đồng với nghiên cứu của Booth và cộng sự (2001), cho thấy tỷ lệ đòn bẩy sổ sách của các doanh nghiệp ở các quốc gia đang phát triển là 51%.
Trong các năm IPO, tỷ lệ đòn bẩy trung bình của doanh nghiệp đạt 50.1%, với xu hướng giảm tỷ lệ đòn bẩy sổ sách hợp lý trong năm IPO Sau khi thực hiện IPO, các doanh nghiệp có xu hướng giảm mức vay nợ và duy trì tỷ lệ này ở mức thấp trong 5 năm tiếp theo.
Tỷ lệ M/B của các doanh nghiệp trong năm IPO dao động từ 0.37 đến 8.91, với giá trị bình quân khởi đầu là 1.75 Tuy nhiên, xu hướng giảm rõ rệt diễn ra trong các năm tiếp theo, khi tỷ lệ này giảm xuống 1.205 ở năm IPO+3 và xuống thấp nhất là 0.89 ở năm IPO+5 Điều này phản ánh 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 đã tăng đáng kể từ 0.148 lên 0.161 Tuy nhiên, xu hướng này có sự thay đổi trong các năm tiếp theo.
Sau một năm kể từ thời điểm IPO, nhiều doanh nghiệp ghi nhận sự sụt giảm đáng kể, với tỷ lệ sinh lời duy trì ổn định ở mức khoảng 0.15 trong hai năm tiếp theo Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đó, như nghiên cứu của Doan & Nguyen (2011) cho thấy tỷ lệ ROA trung bình của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam đạt 9.58%, trong khi nghiên cứu của Nguyen (2012) ghi nhận tỷ lệ này là 10%.
Bảng 4.2 cho thấy doanh thu thuần của doanh nghiệp IPO tăng rõ rệt trong các năm sau IPO, phản ánh sự tăng trưởng kinh tế tích cực của Việt Nam giai đoạn 2006 – 2011 Mặc dù tài sản hữu hình cũng gia tăng qua các năm, nhưng mức độ thay đổi tương đối nhỏ, với tỷ lệ tài sản hữu hình duy trì khoảng 30% so với tổng tài sản.
Bảng 4.3 thể hiện hệ số tương quan giữa các biến chính nhằm kiểm tra ảnh hưởng của định thời điểm thị trường Nghiên cứu này áp dụng hệ số tương quan Pearson để phân tích mối liên hệ giữa các biến trong mô hình.
Biến đòn bẩy có mối tương quan thống kê với hầu hết các biến độc lập khác, thể hiện sự tương quan nghịch với chỉ số M/B và khả năng sinh lợi, trong khi lại có mối quan hệ đồng biến với kích thước và tài sản hữu hình Điều này phù hợp với những dự đoán trước đó Ma trận hệ số tương quan được áp dụng để phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến, và theo bảng 4.3, hầu hết hệ số tương quan giữa các biến đều nhỏ hơn 0.35, cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.
Bảng 4.2: Thống kê mô tả các biến theo thời gian IPO
Pre_IPO IPO IPO+1 IPO+2 IPO+3 IPO+4 IPO+5
Bảng 4.3: Hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình
Các kết quả thực nghiệm
Bảng 4.4 mục A trình bày giá trị trung bình của đòn bẩy tài chính của các doanh nghiệp IPO trong bối cảnh thị trường "sôi động" và trong trường hợp thị trường không thuận lợi.
Kết quả phân tích cho thấy rằng trong thị trường "sôi động", tỷ lệ đòn bẩy của các doanh nghiệp IPO giảm nhiều hơn so với thị trường "kém sôi động" Cụ thể, các doanh nghiệp thực hiện IPO trong giai đoạn thị trường "sôi động" giảm tỷ lệ đòn bẩy khoảng 1,36% so với những doanh nghiệp IPO trong thị trường "kém sôi động" vào cuối năm IPO Mặc dù vậy, đòn bẩy trung bình của các doanh nghiệp IPO vẫn được ghi nhận vào cuối năm IPO.
Các doanh nghiệp trong thị trường "sôi động" có giá trị đòn bẩy trung bình là 0.501, trong khi đó, các doanh nghiệp trong thị trường "kém sôi động" có giá trị đòn bẩy trung bình là 0.498 Mặc dù có sự chênh lệch về giá trị đòn bẩy, nhưng không có sự khác biệt thống kê rõ rệt giữa tỷ lệ thay đổi trung bình của đòn bẩy trong hai nhóm doanh nghiệp này Điều này có thể được giải thích bởi các cơ hội tăng trưởng khác nhau mà mỗi nhóm doanh nghiệp đang đối mặt.
Kết quả hồi quy tỷ lệ biến thiên của đòn bẩy (ΔD/At) từ năm IPO so với năm trước (Pre-IPO) được phân tích theo biến giả thị trường “sôi động” cùng với các biến kiểm soát khác Những thông tin này được trình bày trong mục B, cột 2 của Bảng 4.4, với giá trị t-statistics được ghi chú trong dấu móc đơn 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 cho thấy một giá trị âm, xác nhận rằng các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn thị trường “sôi động” trải qua mức suy giảm tỷ lệ đòn bẩy cao hơn so với các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn “kém sôi động” vào cuối năm thực hiện IPO Tuy nhiên, kết quả này không đạt ý nghĩa thống kê.
Chỉ số M/B cho thấy mối quan hệ nghịch với tỷ lệ đòn bẩy ở mức ý nghĩa 1%, phản ánh việc định thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn (Baker & Wurgler, 2002; De Bie & De Haan, 2007) Sự tương đồng giữa chỉ số M/B và biến giả thị trường “sôi động” có thể làm cho ảnh hưởng của M/B lấn át, dẫn đến biến giả HOT thiếu ý nghĩa thống kê Để làm rõ tác động của biến giả thị trường “sôi động”, nghiên cứu sẽ loại bỏ biến M/B khỏi mô hình hồi quy Kết quả hồi quy cho thấy biến giả HOT không có mối quan hệ thống kê với sự biến thiên của tỷ lệ đòn bẩy.
Trong Mục B, bảng 4.4, cột 4 và 5, kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy (D/At) vào cuối năm IPO cho thấy biến giả thị trường "sôi động" và các biến kiểm soát khác, loại trừ biến đòn bẩy năm Pre-IPO, có hệ số ước lượng ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy Tuy nhiên, cả hai trường hợp đều không đạt ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.4 trình bày kết quả hệ số hồi quy của các biến nhân tố như hệ số M/B, khả năng sinh lợi, quy mô doanh nghiệp, tài sản cố định và tỷ lệ đòn bẩy, cho thấy hầu hết các hệ số này nhất quán với các giả thiết từ các nghiên cứu trước Theo Alti (2006) và Chang & Dasgupta (2009), độ trễ của đòn bẩy có mối quan hệ ngược chiều và ý nghĩa thống kê với sự thay đổi của đòn bẩy sổ sách, được thể hiện trong bảng 4.4 và 4.5.
BẢNG 4.4: ẢNH HƯỞNG NGẮN HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƯỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN ΔD/A t ΔD/A t D/A t D/A t
MỤC A: Giá trị trung bình
MỤC B: Phân tích hồi quy
Bảng 4.5 trình bày kết quả kiểm định ảnh hưởng lâu dài của thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn Mục A so sánh giá trị thay đổi tỷ lệ đòn bẩy (ΔD/At) giữa các doanh nghiệp IPO trong thị trường “sôi động” và “kém sôi động” trong 5 năm sau IPO Kết quả cho thấy, doanh nghiệp IPO trong giai đoạn thị trường “sôi động” thường có mức suy giảm đòn bẩy cao hơn so với doanh nghiệp trong thị trường “kém sôi động”, với sự chênh lệch khoảng 5,59% trong năm IPO+1 Tuy nhiên, từ năm IPO+2 trở đi, mối tương quan giữa hai nhóm này trở nên không đồng nhất, với kết quả đảo ngược ở năm IPO+2 và IPO+4, mặc dù những khác biệt này không có ý nghĩa thống kê.
Hệ số hồi quy trong bảng 4.5, mục B cho thấy biến HOT có mối quan hệ tích cực với đòn bẩy, chỉ ra rằng các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn thị trường "sôi động" có xu hướng tăng cường đòn bẩy So sánh tại mục A, bảng 4.6 cho thấy tỷ lệ đòn bẩy trung bình của các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn "sôi động" cao hơn so với các doanh nghiệp trong giai đoạn "kém sôi động" từ năm thứ nhất đến năm thứ năm sau IPO Tuy nhiên, các kết quả này không đạt ý nghĩa thống kê.
Mục A của bảng 4.6 so sánh hai nhóm doanh nghiệp IPO trong các giai đoạn thị trường khác nhau, cho thấy tỷ lệ đòn bẩy bình quân của các doanh nghiệp IPO trong giai đoạn thị trường sôi động cao hơn so với giai đoạn “kém sôi động” Tuy nhiên, giá trị t-statistics chỉ ra rằng các kết quả này không có ý nghĩa thống kê.
Mục B, bảng 4.6 trình bày kết quả hồi quy biến tỷ lệ đòn bẩy (D/At) với các biến kiểm soát khác như M/B, EBITDA, SIZE và PPE, trong đó loại trừ biến tỷ lệ đòn bẩy năm trước IPO (D/Apre_ipo) Kết quả cho thấy sự tương đồng với kết quả 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
MỤC B: Phân tích hồi quy
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
Phần B: Phân tích hồi quy
Biến HOT có hệ số hồi quy dương qua các năm, cho thấy 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 hai biến phụ thuộc cho thấy mối quan hệ nghịch chiều với sự biến thiên của đòn bẩy (ΔD/At) và đòn bẩy bình quân qua các năm Ảnh hưởng của biến M/B kéo dài trong hai năm đầu sau IPO và có ý nghĩa thống kê rõ ràng.
Mô hình hồi quy cho thấy mức độ phù hợp với chỉ số R² điều chỉnh dao động từ 0.32 đến 0.52, cho thấy sự nhất quán và phù hợp với kết quả nghiên cứu của Alti (2006), trong đó chỉ số này biến thiên từ 0.33 đến 0.49.
Kết quả thực nghiệm của các biến kiểm soát
4.3.1 Biến chỉ số thị trường (M/B):
Nghiên cứu cho thấy chỉ số M/B có ảnh hưởng rõ rệt đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp qua việc thay đổi tỷ lệ đòn bẩy, đặc biệt trong 2 năm sau IPO với ý nghĩa thống kê Chỉ số M/B phản ánh cơ hội tăng trưởng tương lai, và có mối quan hệ nghịch chiều với tỷ lệ vay nợ, cho thấy các doanh nghiệp tăng trưởng cao niêm yết tại HOSE thường ít vay nợ hơn Kết quả này chỉ ra rằng sự gia tăng giá cổ phiếu làm giảm chi phí vốn cổ phần, từ đó khuyến khích các doanh nghiệp sử dụng nguồn vốn cổ phần để tài trợ tài chính.
Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng các doanh nghiệp có chỉ số M/B cao có xu hướng tăng cường sử dụng nguồn tài trợ vốn cổ phần từ bên ngoài, thay vì vay nợ, nhằm giảm áp lực lên cấu trúc vốn và giảm nguy cơ phá sản Mối quan hệ nghịch chiều này được xác nhận bởi các nghiên cứu của Baker & Wurgler (2002), Frank & Goyal (2004) và Alti (2006).
4.3.2 Biến khả năng sinh lợi (EBITDA/A):
Các hệ số hồi quy cho thấy mối quan hệ nghịch chiều và có ý nghĩa thống kê giữa khả năng sinh lợi và đòn bẩy nợ của doanh nghiệp Kết quả này xác nhận giả thuyết của lý thuyết trật tự phân hạng, cho thấy doanh nghiệp ưu tiên sử dụng lợi nhuận giữ lại để tài trợ đầu tư thay vì vay nợ hoặc phát hành cổ phần Do đó, các doanh nghiệp có khả năng sinh lợi tốt sẽ vay nợ ít hơn so với các doanh nghiệp khác.
Kết quả nghiên cứu cho thấy cấu trúc vốn của doanh nghiệp ở các quốc gia đang phát triển tương đồng với nghiên cứu của Booth và cộng sự (2001) Ngoài ra, nghiên cứu của Nguyen và đồng sự (2012) cũng chỉ ra rằng khả năng sinh lợi có mối quan hệ ngược chiều với đòn bẩy nợ, bao gồm cả tổng nợ, nợ ngắn hạn và nợ dài hạn.
Nghiên cứu của Tiến Sĩ Lê Đạt Chí chỉ ra rằng có mối quan hệ ngược chiều giữa biến EBITDA (ROA) và đòn bẩy tài chính của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam, điều này cũng được thể hiện trong kết quả khảo sát.
4.3.3 Biến qui mô doanh nghiệp (SIZE):
Kết quả hồi qui từ các bảng 4.4, 4.5, 4.6 chỉ ra rằng quy mô doanh nghiệp, được đo bằng logarit tự nhiên của doanh thu thuần, có ảnh hưởng rõ rệt đến đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp, với tác động kéo dài đến 5 năm sau khi IPO Hệ số hồi qui cho thấy mối quan hệ đồng biến giữa quy mô và tỷ lệ vay nợ, với ảnh hưởng này có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và 1%.
Kết quả nghiên cứu khẳng định quan điểm của lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, cho thấy rằng quy mô doanh nghiệp là yếu tố ngược lại với nguy cơ sụp đổ Các doanh nghiệp lớn thường có xu hướng đa dạng hóa các dự án và kênh đầu tư, từ đó giảm thiểu rủi ro Hơn nữa, những doanh nghiệp quy mô lớn ít bị ảnh hưởng bởi bất cân xứng thông tin và thường có vị thế mạnh mẽ hơn trong quan hệ với chủ nợ.
Các doanh nghiệp niêm yết tại HOSE có lợi thế trong việc huy động nguồn tài chính từ bên ngoài với chi phí thấp hơn, cho thấy sự gia tăng vay nợ tương ứng với quy mô doanh nghiệp và giảm nguy cơ phá sản Kết quả nghiên cứu này phù hợp với các nghiên cứu trước đây tại thị trường Việt Nam của Nguyen & Ramachandran (2006), Biger và đồng sự (2008), cũng như Nguyen & đồng sự (2012).
4.3.4 Tài sản hữu hình (PPE/A):
Nghiên cứu chỉ ra rằng có mối quan hệ đồng biến giữa biến tài sản cố định và tỷ lệ vay nợ, nhưng giá trị t-statistics của hệ số hồi quy cho thấy mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kê Kết quả này nhất quán với nghiên cứu trước đây của Nguyen và cộng sự (2012) Tương tự, nghiên cứu của Deesomsak và cộng sự (2004) về cấu trúc vốn của doanh nghiệp tại Thailand, Singapore và Malaysia cũng không phát hiện mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa tài sản cố định và tỷ lệ nợ của doanh nghiệp.
Các doanh nghiệp niêm yết tại HOSE chịu ảnh hưởng từ đặc điểm sở hữu, với khoảng 40% thuộc khu vực nhà nước (Nguyen et al., 2012) Theo nghiên cứu của Nguyen & Ramachandran (2006), doanh nghiệp nhà nước có lợi thế trong việc tiếp cận vốn, được bảo hộ bởi nhà nước và có ưu thế thị trường Mối quan hệ với hệ thống ngân hàng đóng vai trò quan trọng trong khả năng vay nợ và tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp Việt Nam.
Ảnh hưởng của tài sản hữu hình lên tỷ lệ vay nợ là yếu do tỷ trọng nhỏ của các khoản nợ dài hạn trong tổng nợ Các khoản vay thường yêu cầu tài sản thế chấp, đặc biệt là đối với vay dài hạn Tuy nhiên, nhiều doanh nghiệp vẫn có thể tiếp cận các khoản vay ngắn hạn mà không cần tài sản đảm bảo, như vay tín chấp, vay đầu tư cơ sở hạ tầng, hoặc vay có bảo lãnh của chính phủ, điều này đã làm giảm tác động của tài sản cố định đến khả năng vay nợ của doanh nghiệp.
Kiểm tra tính đồng nhất của mô hình (robustness test)
Có nhiều phương pháp để kiểm tra tính đồng nhất của mô hình Nghiên cứu của Alti
Nghiên cứu của Alti (2006) đã kiểm tra tính đồng nhất của mô hình bằng cách chia mẫu thành hai nhóm dựa trên doanh thu thuần, trên và dưới 50 tỷ USD, và so sánh sự biến thiên bình quân của hai nhóm này Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng phân mẫu theo thời gian trước và sau năm 1987 Tác giả định nghĩa lại điều kiện thị trường “sôi động” là nhóm 30% các tháng có số lượng IPOs cao nhất theo phương pháp bình quân di động, trong khi 70% tháng còn lại được xếp vào nhóm thị trường “kém sôi động” Kết quả từ các mô hình hồi quy được trình bày trong Bảng 4.7 và 4.8 cho thấy tính đồng nhất của mô hình nghiên cứu, với các kết quả tương đồng như đã khám phá trước đó.
BẢNG 4.7: KIỂM TRA TÍNH ĐỒNG NHẤT CỦA MÔ HÌNH ẢNH HƯỞNG NGẮN HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM THỊ TRƯỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN ΔD/A t ΔD/A t D/A t D/A t
MỤC A: Giá trị trung bình
MỤC B: Phân tích hồi quy
BẢNG 4.8: KIỂM TRA TÍNH ĐỒNG NHẤT CỦA MÔ HÌNH ẢNH HƯỞNG DÀI HẠN CỦA ĐỊNH THỜI ĐIỂM
THỊ TRƯỜNG LÊN CẤU TRÚC VỐN
Phần A: Giá trị trung bình
Phần B: Phân tích hồi quy
