Luận văn Ảnh hưởng của vấn đề định giá sai giá cổ phần đến tốc độ điều chỉnh của đòn bẩy về đòn bẩy mục tiêu của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP. HCM

Nội dung text: Luận văn Ảnh hưởng của vấn đề định giá sai giá cổ phần đến tốc độ điều chỉnh của đòn bẩy về đòn bẩy mục tiêu của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP. HCM

1. LỜI CAM ĐOAN Tác giả xin cam đoan Luận văn Thạc sỹ kinh tế với đề tài “Ảnh hưởng của vấn đề định giá sai giá cổ phần đến tốc độ điều chỉnh của địn bẩy về địn bẩy mục tiêu của các cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khốn TP. HCM” là cơng trình nghiên cứu của riêng tác giả với sự giúp đỡ của Tiến sĩ Mai Thanh Loan – Giảng viên Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh. Số liệu thống kê được lấy từ nguồn đáng tin cậy, nội dung và kết quả nghiên cứu của luận văn này chưa từng được cơng bố trong bất cứ cơng trình nào cho tới thời điểm hiện nay. Tp. Hồ Chí Minh, ngày 30 tháng 12 năm 2013 Tác giả Trần Thị Lệ Hằng
2. MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CHỮ TIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG BIỂU DANH MỤC HÌNH VẼ TĨM TẮT 1 CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 2 1.1. Lý do chọn đề tài 2 1.2. Mục tiêu nghiên cứu 2 1.3. Phương pháp nghiên cứu của đề tài 3 1.4. Ý nghĩa của đề tài 3 1.5. Bố cục của luận văn 4 CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRƢỚC ĐÂY 5 2.1 Khái quát về cấu trúc vốn 5 2.1.1 Lý thuyết MM về cấu trúc vốn 5 2.1.2 Lý thuyết trật tự phân hạng 6
3. 2.1.3 Thuyết định thời điểm thị trường 7 2.1.4 Lý thuyết đánh đổi 9 2.2 Các bằng chứng thực nghiệm trên thế giới 9 2.2.1 Các nghiên cứu về chi phí và tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu . 9 2.2 Các nghiên cứu trên thế giới về tác động của thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn. 12 2.3 Các bằng chứng thực nghiệm trên thế giới về ảnh hưởng của vấn đề định giá sai giá cổ phần lên tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu 14 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 17 3.1 Mơ hình lý thuyết 17 3.1.1 Mơ hình điều chỉnh từng phần để ước lượng tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu 17 3.1.2 Giả thuyết nghiên cứu 18 3.1.3 Mẫu nghiên cứu 20 3.2 Phương pháp ước lượng TL (địn bẩy mục tiêu) và xác định việc định giá sai . 20 3.2.1 Mơ hình hồi quy ước lượng TL (địn bẩy mục tiêu) 21
4. 3.2.2 Xác định việc định giá sai giá cổ phần 23 3.3 Các phương pháp kiểm định 28 CHƢƠNG 4: NGHIÊN CỨU ẢNH HƢỞNG CỦA VẤN ĐỀ ĐỊNH GIÁ SAI VỐN CỔ PHẦN LÊN TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH CỦA ĐỊN BẨY VỀ ĐỊN BẨY MỤC TIÊU CỦA CÁC CTY TRÊN TTCK TP.HCM 32 4.1 Thống kê mơ tả các biến nghiên cứu 32 4.2 Ước lượng TL (địn bẩy mục tiêu) 34 4.2.1 Cách tiếp cận 1: ước lượng TL dựa trên mơ hình hồi quy theo phương pháp Fama-French (2002) 34 4.2.2 Cách tiếp cận thứ 2: mơ hình điều chỉnh từng phần ước lượng TL theo phương pháp của Blundell và Bond (1998) 39 4.2.3 Kết quả ước lượng TL (địn bẩy mục tiêu) theo 2 cách tiếp cận 42 4.3 Kết quả ước lượng của định giá sai giá cổ phần 44 4.4 Kết quả ước lượng tốc độ điều chỉnh đối với tồn bộ mẫu nghiên cứu 44 4.5 Tác động của định giá lên tốc độ điều chỉnh 47 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 53 5.1 Các kết luận chung từ bài nghiên cứu 53 5.2 Hạn chế của luận văn và hướng phát triển nghiên cứu 54 5.2.1 Hạn chế của luận văn 54 5.2.2 Hướng phát triển nghiên cứu 55 Tài liệu tham khảo
5. PHỤ LỤC Phụ lục 1: Danh sách tên cơng ty trong mẫu nghiên cứu Phụ lục 2: Ước lượng TL (ĐBMT) Phụ lục 3: Bảng tổng hợp kết quả ước lượng TL và định giá sai giá CP Phụ lục 4: Ước lượng tốc độ của tồn bộ mẫu nghiên cứu Phụ lục 5: Tác động của định giá sai giá cổ phần đến tốc độ điều chỉnh ĐB về ĐBMT
6. DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT BDR Tỷ lệ nợ sổ sách CAPM Chi phí sử dụng vốn cổ phần CTV Cấu trúc vốn CTNY Cơng ty niêm yết DN Doanh nghiệp DR Tỷ lệ nợ ĐB Địn bẩy ĐBMT Địn bẩy mục tiêu FEM Fixed-Effect Model FM Fama - French REM Random Effect Model OLS Phương pháp bình phương bé nhất GROWTH Cơ hội tăng trưởng GMM Generalized Method of Moments MDR Tỷ lệ nợ thị trường TANG Tài sản cố định TĐTT Thời điểm thị trường TTCKVN Thị trường chứng khốn Việt Nam TL Địn bẩy mục tiêu SGDCK Sở giao dịch chứng khốn SIZE Quy mơ cơng ty ROA Khả năng sinh lời trên tài sản VCP Vốn cổ phần
7. DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 3.1 Giả thuyết của việc định giá sai giá cổ phần đến tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu 19 Bảng 3.2 Mơ tả các biến cho mơ hình Fama-French 22 Bảng 4.1 Thống kê mơ tả các biến cho ước lượng TL theo 2 cách tiếp cận 32 Bảng 4.2 Thống kê mơ tả các biến trong mơ hình điều chỉnh từng phần của tồn bộ mẫu nghiên cứu 33 Bảng 4.3 Ma trận tương quan cho BDR 34 Bảng 4.4 Ma trận tương quan cho MDR 34 Bảng 4.5 Bảng kết quả hồi quy cho BDR đánh giá sự cĩ mặt của các biến khơng cần thiết 35 Bảng 4.6 Bảng kết quả hồi quy cho MDR đánh giá sự cĩ mặt của các biến khơng cần thiết 35 Bảng 4.7 Bảng kết quả hồi quy cho BDR đánh giá sự khơng cĩ mặt của biến TANG 36 Bảng 4.8 Bảng kết quả hồi quy cho MDR đánh giá sự khơng cĩ mặt của biến TANG 36 Bảng 4.9 Kết quả hồi quy ước lượng TL theo phương pháp tiếp cận Fama – French cho BDR 38 Bảng 4.10 Kết quả hồi quy ước lượng TL theo phương pháp tiếp cận Fama – French cho MDR 38
8. Bảng 4.11 Bảng kết quả sử dụng phương pháp GMM cho BDR đánh giá sự cĩ mặt của biến khơng cần thiết qua 1 độ trễ 40 Bảng 4.12 Bảng kết quả sử dụng phương pháp GMM cho MDR đánh giá sự cĩ mặt của biến khơng cần thiết qua 2 độ trễ 40 Bảng 4.13 Kết quả các hệ số của mơ hình điều chỉnh từng phần theo phương pháp tiếp cận Blundell – Bond (1998) cho BDR 41 Bảng 4.14 Kết quả các hệ số của mơ hình điều chỉnh từng phần theo phương pháp tiếp cận Blundell – Bond (1998) cho MDR 41 Bảng 4.15 Thống kê mơ tả ĐBMT theo hai cách tiếp cận 44 Bảng 4.16 Thống kê mơ tả định giá sai giá cổ phần 44 Bảng 4.17 Ước lượng tốc độ điều chỉnh địn bẩy về ĐBMT đối với tồn bộ mẫu nghiên cứu 46 Bảng 4.18 Ước lượng tốc độ điều chỉnh ĐB về ĐBMT của các nhĩm Cty 49 DANH MỤC HÌNH VẼ
9. Hình 4.1 TL từ Fama-French theo BDR 43 Hình 4.2 TL từ Fama-French theo MDR 43 Hình 4.3 TL từ Blundell-Bond theo BDR 43 Hình 4.4 TL từ Blundell-Bond theo MDR 43
10. 1 TĨM TẮT Bài nghiên cứu được thực hiện nhằm mục tiêu kiểm định định giá sai giá cổ phần cĩ tác động như thế nào đến tốc độ điều chỉnh địn bẩy của doanh nghiệp về địn bẩy mục tiêu vì từ các bằng chứng thực nghiệm cho thấy khi doanh nghiệp cĩ địn bẩy cao hơn địn bẩy mục tiêu nếu cổ phiếu được định giá cao thì tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu của doanh nghiệp sẽ điều chỉnh nhanh hơn so với khi cổ phiếu định giá thấp. Tương tự, khi một cơng ty cĩ địn bẩy thấp hơn địn bẩy mục tiêu và cổ phiếu bị định giá thấp, thì tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu của doanh nghiệp sẽ nhanh hơn cổ phiếu định giá cao bằng cách mua lại vốn cổ phần hoặc bán nợ. Tác giả đã tiến hành kiểm định các kết quả nghiên cứu trên tại Việt Nam mà cụ thể là báo cáo tài chính được thu thập từ 72 doanh nghiệp trên Sàn giao dịch chứng khốn thành phố Tp.HCM trong giai đoạn 2006 - 2012. Để ước lượng việc định giá sai tác giả đã sử dụng mơ hình định giá thu nhập cịn lại, sử dụng hai phiên bản của mơ hình: một là hướng tới thu nhập thực hiện trong tương lai và hai là thu nhập của nhà phân tích dự báo để đảm bảo tính vững chắc của kết quả nghiên cứu. Bài nghiên cứu ước lượng địn bẩy mục tiêu bằng hai phương pháp Fama-French (2002) và Blundel-Bond (1998). Thơng qua mơ hình điều chỉnh từng phần tác giả ước lượng tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu. Kết quả cho thấy tốc độ điều chỉnh của các doanh nghiệp trong khoảng 12% - 24%, kết quả của bài nghiên cứu ủng hộ cho giả thuyết khi một cơng ty cĩ địn bẩy thấp hơn địn bẩy mục tiêu và cổ phiếu bị định giá thấp, tốc độ điều chỉnh địn bẩy của doanh nghiệp về địn bẩy mục tiêu điều chỉnh nhanh hơn doanh nghiệp bị định giá cao nhưng khơng ủng hộ cho các bằng chứng trước đĩ khi doanh nghiệp cĩ địn bẩy cao hơn địn bẩy mục tiêu nếu cổ phiếu được định giá cao thì tốc độ điều chỉnh địn bẩy của doanh nghiệp về địn bẩy mục tiêu điều nhanh hơn so với khi cổ phiếu định giá thấp.
11. 2 CHƢƠNG 1 GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1. Lý do chọn đề tài Lý thuyết đánh đổi về cấu trúc vốn cho rằng cơng ty lựa chọn tỷ lệ địn bẩy mục tiêu (TL) cĩ sự đánh đổi giữa các chi phí liên quan và lợi ích của nợ. Tuy nhiên, theo thực nghiệm, các cơng ty đi chệch khỏi tỷ lệ mục tiêu thì khơng nhanh chĩng điều chỉnh lại mục tiêu vì phải đối mặt với chi phí điều chỉnh. Nếu giá cổ phần được định giá cao trên thị trường, chi phí phát hành vốn cổ phần của cơng ty giảm, trong khi định giá thấp chi phí vốn cổ phần cao hơn. Nếu chi phí phát hành cổ phần bị thay đổi và cơng ty phải đối mặt với những chi phí này, khi đĩ tốc độ mà cơng ty điều chỉnh hướng tới một tỷ lệ nợ mục tiêu sẽ phụ thuộc vào mức độ định giá sai giá cổ phần. Do đĩ, tác giả chọn đề tài “Ảnh hưởng của vấn đề định giá sai giá cổ phần đến tốc độ điều chỉnh của địn bẩy về địn bẩy mục tiêu” cho luận văn cao học của mình để tiến hành nghiên cứu việc định giá sai cĩ phải là yếu tố ảnh hưởng đến chi phí của việc điều chỉnh và thơng qua đĩ làm ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu của các doanh nghiệp Việt Nam khơng? 1.2. Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu của đề tài là xác định ảnh hưởng của định giá sai giá cổ phần đến tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu của các doanh nghiệp Việt Nam. Luận văn trả lời các câu hỏi nghiên cứu sau: Thứ nhất, tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu của các cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam trong thời gian qua như thế nào? Thứ hai, luận văn xem xét tác động của định thời điểm thị trường cùng với thuyết đánh đổi đến địn bẩy của các doanh nghiệp trên Thị trường chứng khốn Việt Nam về địn bẩy mục tiêu như thế nào?
12. 3 1.3. Phƣơng pháp nghiên cứu của đề tài Bài nghiên cứu được thực hiện bằng việc thu thập dữ liệu từ các báo cáo tài chính của 72 cơng ty trong giai đoạn 2006-2012 niêm yết trên sàn chứng khốn Tp.HCM. Với sự hỗ trợ của phần mềm excel tác giả tính các chỉ tiêu báo cáo tài chính của từng cơng ty ( bao gồm: tỷ lệ nợ sổ sách, tỷ lệ nợ thị trường, quy mơ doanh nghiệp, tài sản cố định, cơ hội tăng trưởng, khả năng sinh lời, định giá sai VCP ). Dữ liệu kết quả của các chỉ tiêu này sẽ được nhập vào phần mềm STATA. Tác giả sử dụng phương pháp hồi quy theo OLS, phương pháp GMM và mơ hình điều chỉnh từng phần sẽ chỉ ra việc định giá sai cĩ ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh địn bẩy hay khơng? 1.4. Ý nghĩa của đề tài Kết quả nghiên cứu của luận văn sẽ gĩp thêm cơ sở thực nghiệm tại Việt Nam trong nghiên cứu cấu trúc vốn doanh nghiệp, hồn thiện bổ sung lý thuyết cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Từ đĩ cĩ thể là tài liệu tham khảo về tốc độ điều chỉnh và các nhân tố tác động đến tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu của doanh nghiệp cho các nhà quản trị tài chính doanh nghiệp tại Việt Nam. 1.5. Bố cục của luận văn Chương 1: Giới thiệu đề tài. Trong chương này, tác giả sẽ làm rõ lý do chọn đề tài nghiên cứu, mục tiêu nghiên cứu, các vấn đề cần nghiên cứu đồng thời giới thiệu tổng quan về phương pháp nghiên cứu và ý nghĩa khi thực hiện đề tài. Chương 2: Cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm trước đây. Trong chương này, tác giả sẽ tổng hợp những bằng chứng thực nghiệm trên thế giới về vấn đề này, trên cơ sở đĩ tác giả sẽ thực hiện đề tài nghiên cứu của mình.
13. 4 Chương 3: Phương pháp nghiên cứu. Tác giả tĩm lược các mơ hình và nguồn dữ liệu để thực hiện nghiên cứu cũng như mơ tả khái quát các bước xử lý dữ liệu, tiến hành ước lượng và thực hiện kiểm định với phần mềm STATA. Chương 4: Nghiên cứu ảnh hưởng của vấn đề định giá sai giá cổ phần đến tốc độ điều chỉnh của địn bẩy về địn bẩy mục tiêu. Trong chương này, tác giả trình bày kết quả ước lượng tốc độ điều chỉnh địn bẩy đến địn bẩy mục tiêu cũng như các nhân tố ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh địn bẩy của doanh nghiệp Việt Nam. Chương 5: Kết luận. Ở chương này, tác giả tổng kết nội dung của nghiên cứu, đưa ra kết luận của nghiên cứu đồng thời nêu ra những hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo của đề tài.
14. 5 CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRƢỚC ĐÂY 2.1 Khái quát về cấu trúc vốn 2.1.1 Lý thuyết MM về cấu trúc vốn MM là tên của hai nhà kinh tế người Mỹ- Merton Miller và Franco.H. Modigliani. Hai ơng đã đạt giải Nobel kinh tế năm 1990 về lý thuyết “Chính sách phân phối, chi phí sử dụng vốn và tài chính doanh nghiệp”. MM cho rằng trong điều kiện thị trường cạnh tranh hồn hảo, khơng xét đến yếu tố thuế thì chính sách địn bẩy tài chính, chi phí sử dụng vốn và chính sách phân phối khơng ảnh hưởng gì đến giá trị doanh nghiệp. Các giả định về thị trường cạnh tranh hồn hảo mà MM đã đưa ra là: - Khơng cĩ các chi phí giao dịch khi mua bán chứng khốn. - Cĩ đủ số người mua và người bán trên thị trường, vì vậy khơng cĩ một nhà đầu tư riêng lẻ nào cĩ ảnh hưởng lớn đến giá cả chứng khốn. - Cĩ sẵn thơng tin liên quan cho tất cả các nhà đầu tư và khơng phải mất tiền. - Tất cả các nhà đầu tư cĩ thể vay hay cho vay với cùng lãi suất. Thêm vào đĩ, giả định tất cả các nhà đầu tư đều hợp lý và cĩ kỳ vọng đồng nhất về lợi nhuận của một doanh nghiệp. Ngồi ra các doanh nghiệp hoạt động trong các điều kiện tương tự, cĩ cùng mức độ rủi ro kinh doanh và khơng phải nộp thuế thu nhập doanh nghiệp. Bằng những lập luận về chi phí cơ hội đối với sự lựa chọn của cổ đơng trong doanh nghiệp và phân tích tỷ suất lợi nhuận trên giá trị tài sản, MM cho rằng tác động địn bẩy làm gia tăng thu nhập trên mỗi cổ phần, nhưng điều này khơng làm gia tăng giá trị cổ phần.
15. 6 MM dựa trên quy trình mua bán song hành và kết luận rằng giá trị thị trường của doanh nghiệp độc lập với cấu trúc vốn của doanh nghiệp, hay nĩi cách khác việc sử dụng cấu trúc vốn thâm dụng nợ hay thâm dụng vốn cổ phần đều khơng ảnh hưởng đến giá trị thị trường của doanh nghiệp trong điều kiện thị trường vốn cạnh tranh hồn hảo khơng cĩ thuế thu nhập doanh nghiệp. Tuy nhiên trong thực tế, thị trường vốn cạnh tranh khơng hồn hảo và giả định khơng cĩ thuế thu nhập doanh nghiệp là khơng thực tế. Như vậy khi doanh nghiệp sử dụng tài trợ nợ trong cấu trúc vốn, điều này sẽ tác động như thế nào đến giá trị doanh nghiệp. Nhưng điều này trên thực tế cho thấy khơng cĩ doanh nghiệp nào cĩ mức độ sử dụng nợ cao cực độ trong cấu trúc vốn, giải thích cho vấn đề này cho thấy ngồi nợ sẽ cịn cĩ những yếu tố khác ảnh hưởng đến việc xác định một cấu trúc vốn tối ưu cho doanh nghiệp. Hai trong những yếu tố quan trọng nhất là chi phí phá sản và việc xác định chi phí đại diện. 2.1.2 Lý thuyết trật tự phân hạng Thuyết trật tự phân hạng thị trường được nghiên cứu khởi đầu bởi Myers và Majluf (1984) dự đốn khơng cĩ mức độ nợ trên vốn cổ phần mục tiêu rõ ràng. Giả thuyết rằng ban quản trị biết về hoạt động tương lai của doanh nghiệp nhiều hơn các nhà đầu tư bên ngồi dẫn đến thơng tin khơng cân xứng và việc quyết định tài chính cĩ lẽ cho biết mức độ kiến thức của nhà quản lý và sự khơng chắc chắn về lưu lượng tiền mặt tương lai. Khi ban quản trị tin tưởng cổ phiếu được đánh giá cao hơn là đánh giá thấp, họ cĩ thể phát hành chứng khốn (nguồn tài chính bên ngồi). Vì thế, khi doanh nghiệp đi theo thị trường vốn bên ngồi, những thị trường này chấp nhận cổ phiếu được đánh giá cao hơn là đánh giá thấp, và vì vậy, hoạt động này sẽ chuyển tải thơng tin khơng thuận lợi cho các nhà đầu tư. Kết quả là ban quản trị sẽ nỗ lực để tránh đi theo các
16. 7 thị trường vốn (nguồn tài chính bên ngồi). Nếu ban quản trị đi theo những thị trường vốn này, cĩ khả năng họ phát sinh nợ nhiều hơn nếu như họ tin là cổ phiếu của họ được đánh giá thấp và sẽ sinh ra vốn cổ phần nếu như họ cho rằng cổ phiếu của họ được đánh giá cao. Vì vậy, việc phát hành vốn cổ phần từ việc bán cổ phiếu sẽ chuyển tải nhiều thơng tin khơng thuận lợi hơn là sự phát hành tiền cho vay. Điều này khiến các nhà quản trị quan tâm đến tiền cho vay hơn là vốn cổ phần từ việc bán cổ phiếu. Những quyết định về cấu trúc vốn khơng dựa trên tỷ lệ nợ trên tài sản tối ưu mà được quyết định từ việc phân hạng thị trường. Trước hết, các nhà quản trị sẽ dự định sử dụng nguồn tài chính nội bộ, tiếp đến cĩ thể vay nợ, và cuối cùng là phát hành vốn cổ phần. Tiêu điểm của thuyết này khơng tập trung vào cấu trúc vốn tối ưu nhưng tập trung vào sự quyết định tài chính hiện hành sắp tới. Tỷ lệ Nợ/Tài sản = f {hoạt động kinh doanh, nhu cầu đầu tư} Như vậy, Myers và Majluf cho rằng sẽ khơng cĩ một cấu trúc vốn tối ưu với các doanh nghiệp. 2.1.3 Thuyết định thời điểm thị trƣờng Thuyết định thời điểm thị trường cho rằng cấu trúc vốn được dựa trên thời điểm thị trường là lời giải thích tự nhiên nhất. Thuyết này đơn giản là cấu trúc vốn phát triển như một kết quả liên tiếp của những nỗ lực trước đây nhằm định thời điểm thị trường cổ phiếu. Cĩ 2 mơ hình xác định thời điểm thị trường cổ phiếu dẫn đến mơ hình cấu trúc vốn: Thứ nhất, là mơ hình của Myers và Majluf (1984) với các nhà quản lý và các nhà đầu tư đầy lý trí và các chi phí lựa chọn bất lợi khác nhau giữa các doanh nghiệp và khoảng thời gian khác nhau. Lucas và McDonald (1990) và Korajczyk, Lucas, và McDonald (1992) nghiên cứu lựa chọn bất lợi khác nhau theo khoảng thời gian
17. 8 khác nhau. Phù hợp với những chuyện này, Korajczyk và những người khác (1991) nhận thấy rằng các doanh nghiệp cĩ xu hướng thơng báo việc phát hành cổ phiếu theo sau việc đăng tin, như thế sẽ làm giảm đi tính phi đối xứng của thơng tin. Hơn nữa, Bayless và Chaplinsky (1996) nhận thấy việc phát hành cổ phiếu tập trung vào giai đoạn ảnh hưởng của thơng báo nhỏ hơn. Nếu các chi phí phát sinh từ cấu trúc vốn tối ưu nhỏ so với dao động cuối cùng trong chi phí phát hành, những dao động trước đây trong tỷ lệ giá cả thị trường so với giá cả trên sổ sách sau đĩ cĩ tác động lâu dài. Thứ hai, mơ hình điều chỉnh thị trường cổ phiếu cĩ liên quan đến các nhà đầu tư khơng đủ lý trí hay các nhà quản lý và định giá sai trong các khoản thời gian khác nhau hay sự am hiểu về định giá sai. Các nhà quản lý phát hành cổ phiếu khi họ tin rằng giá trị cổ phiếu thấp và mua lại cổ phiếu khi họ tin rằng giá trị của cổ phiếu cao. Ngược lại giá cả thị trường so với giá cả trên sổ sách được biết rất rõ là cĩ quan hệ với tiền lãi cổ phiếu tương lai, và các giá trị tuyệt đối của giá cả thị trường so với giá cả trên sổ sách được liên kết với những mong đợi quá xa của các nhà đầu tư. Nếu các nhà quản lý vẫn cố khai thác những mong đợi quá xa như vậy, việc phát hành cổ phiếu thực tế sẽ cĩ liên quan tích cực với giá cả thị trường so với giá cả trên sổ sách, đây là một trường hợp theo lối kinh nghiệm. Nếu khơng cĩ cấu trúc vốn tối ưu, các nhà quản lý sẽ khơng cần thay đổi quyết định khi mà các doanh nghiệp cĩ vẻ như được đánh giá đúng và giá trị cổ phiếu là bình thường, bỏ qua các dao động tạm thời trong giá cả thị trường so với giá cả trên sổ sách nhằm cĩ những ảnh hưởng vĩnh viễn lên nợ. Mơ hình điều chỉnh thị trường thứ hai khơng yêu cầu thị trường phải thực sự khơng hiệu quả. Nĩ khơng địi hỏi các nhà quản lý phải dự báo thành cơng lãi của cổ phiếu. Đơn giản giả thuyết cho rằng các nhà quản lý tin rằng họ cĩ thể điều chỉnh được thị trường. Theo thuyết này, các doanh nghiệp nợ thấp cĩ xu hướng tăng nguồn vốn khi giá trị tiền của họ cao, và ngược lại những doanh nghiệp nợ cao cĩ xu hướng tăng nguồn vốn khi giá trị tiền của họ thấp. Phần lớn cấu trúc vốn là kết quả liên tiếp của những
18. 9 nỗ lực điều chỉnh thị trường cổ phiếu. Trong thuyết này, khơng cĩ cấu trúc vốn tối ưu, vì thế mà các quyết định tài chính điều chỉnh thị trường chỉ nhiều lên thành kết quả cấu trúc vốn theo thời gian. 2.1.4 Lý thuyết đánh đổi Lý thuyết đánh đổi về cấu trúc vốn chỉ ra rằng các cơng ty cĩ một cấu trúc vốn mục tiêu tối ưu. Nếu chi phí của việc điều chỉnh là 0, cơng ty sẽ khơng cĩ động cơ để đi chệch khỏi mục tiêu tối ưu này, và việc điều chỉnh sẽ diễn ra ngay lập tức. Tuy nhiên, do thị trường khơng hồn hảo bởi sự tồn tại của thơng tin bất cân xứng và các chi phí tài chính, các cơng ty cĩ thể tạm thời đi chệch khỏi địn bẩy mục tiêu tối ưu của họ. Hiện tượng này đã được ghi nhận lại trong rất nhiều nghiên cứu thực nghiệm, tuy nhiên tốc độ điều chỉnh địn bẩy trở lại địn bẩy mục tiêu vẫn cịn là một đề tài tranh luận trong các nghiên cứu. 2.2 Các bằng chứng thực nghiệm trên thế giới 2.2.1 Các nghiên cứu về chi phí và tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu Trong bài nghiên cứu “Testing tradeoff and pecking order predictions about dividends and debt” của nhĩm tác giả Fama và French được thực hiện năm 2002, tiến hành nghiên cứu trên các cơng ty Mỹ từ năm 1965 đến 1999. Các tác giả sử dụng mơ hình điều chỉnh từng phần và tìm thấy rằng các cơng ty điều chỉnh về cấu trúc vốn mục tiêu khá chậm, khoảng 7% -18% mỗi năm. Năm 2005, tác giả Leary và Robert bổ sung cho nghiên cứu của Fama-French về sự điều chỉnh về cấu trúc vốn mục tiêu của các cơng ty Mỹ trong bài nghiên cứu “Do Firms Rebalance Their Capital Structures?” giai đoạn 1984 -2011 nghiên cứu xem chính sách tài chính của các cơng ty cĩ phù hợp với nội dung của lý thuyết đánh đổi sau khi đã tính tốn các chi phí điều chỉnh hay khơng? Kết quả cho thấy các cơng ty điều chỉnh cấu trúc vốn khơng thường xuyên bởi sự tồn tại của các chi
19. 10 phí điều chỉnh. Sau đĩ, thơng qua xác định mơ hình động khoảng thời gian (dynamic duration model) cho các hoạt động tài trợ của doanh nghiệp, tác giả tìm thấy động lực của việc địn bẩy được điều chỉnh chính là nỗ lực chủ động cân bằng lại địn bẩy của các doanh nghiệp và thời gian mà họ điều chỉnh là từ 2 đến 4 năm do sự hiện diện của chi phí điều chỉnh. Flannery và Rangan (2006) cũng tiến hành một nghiên cứu tại Mỹ. Bài nghiên cứu “Partial Adjustment toward Target Capital Structures” sử dụng mơ hình điều chỉnh từng phần xem xét quyết định về tỷ lệ nợ của một doanh nghiệp. Mơ hình chỉ ra rằng cấu trúc vốn mục tiêu cĩ thể thay đổi qua thời gian và sự thay đổi giá cổ phiếu cũng cĩ tác động lên địn bẩy được quan sát. Các kết quả cũng chỉ ra rằng các cơng ty cĩ cấu trúc vốn mục tiêu cụ thể và họ nhanh chĩng điều chỉnh về cấu trúc vốn mục tiêu đĩ khi cĩ bất cứ một khoảng cách nào xảy ra. Kết quả ước lượng rằng một cơng ty điển hình giảm khoảng cách giữa cấu trúc vốn thực tế và cấu trúc vốn mục tiêu khoảng 35.5% mỗi năm. Trong bài nghiên cứu “Back to the Beginning: Persistence and the Cross-Section of Corporate Capital Structure” của Lemmon, Roberts, và Zender (2008) cũng sử dụng mơ hình điều chỉnh từng phần và tìm thấy một tỷ lệ điều chỉnh khoảng 13 – 17% khi hồi quy theo phương pháp OLS và 36 – 39% khi hồi quy với hiệu ứng cố định cơng ty. Để giải thích cho tốc độ điều chỉnh nhanh hay chậm của các cơng ty, trong bài nghiên cứu “Cash Flows and Leverage Adjustments” của Faulkender và các cộng sự (2009) cho rằng tốc độ điều chỉnh là một hàm của chi phí điều chỉnh liên quan đến việc di chuyển đến tỷ lệ nợ tối ưu. Họ báo cáo tốc độ điều chỉnh khác nhau là do sự tăng lên hoặc giảm xuống trong chi phí, cụ thể là trong những năm mà cơng ty cĩ chi phí điều chỉnh cao hơn, cơng ty di chuyển về địn bẩy mục tiêu chậm hơn. Tĩm lại, các nghiên cứu của Leary và Roberts (2005), Alti (2006), Flannery, và Rangan (2006), Lemmon, Roberts, và Zender (2008) đều cho ra kết quả tỷ lệ điều
20. 11 chỉnh nhanh hơn so với báo cáo của Fama và French(2002). Flannery và Rangan (2006) lập luận kết quả của Fama và French với tốc độ điều chỉnh thấp hơn là do độ nhiễu trong ước lượng địn bẩy mục tiêu. Trong khi đĩ Huang và Ritter (2009) cho rằng các nghiên cứu trước đây thất bại là do độ lệch trong dữ liệu gây ra bởi dữ liệu ngắn, tại những nghiên cứu của mình họ điều chỉnh số năm của từng cơng ty trong tập dữ liệu của họ và thấy rằng tỷ lệ điều chỉnh cĩ thay đổi. Ngồi ra, một số nghiên cứu cịn xem xét việc cơng ty đang cĩ địn bẩy cao hơn hay thấp hơn địn bẩy mục tiêu hoặc cơng ty đang ở trong tình trạng thâm hụt hay dư thừa tài chính sẽ tác động như thế nào đến tốc độ điều chỉnh về cấu trúc vốn mục tiêu. Một số bài nghiên cứu như sau: Trong bài nghiên cứu “The Dynamics of Capital Structure: An Empirical Analysis of a Partially Observable System” của Roberts (2001) thấy rằng tốc độ điều chỉnh về địn bẩy mục tiêu phụ thuộc vào vị trí hiện tại của cơng ty so với mục tiêu. Ơng chia mẫu thành 4 nhĩm (tứ phân vị) và đưa ra kết quả cho thấy các doanh nghiệp điều chỉnh chậm hơn thường cĩ nhiều nợ dài hạn trong cấu trúc vốn của họ. Ơng cũng kết luận được rằng tốc độ điều chỉnh đối với các doanh nghiệp cĩ địn bẩy cao hơn địn bẩy mục tiêu là nhanh hơn so với các cơng ty cĩ địn bẩy thấp hơn địn bẩy mục tiêu, điều này cĩ thể là do chi phí đại diện cao hơn. Trong bài nghiên cứu “How and When Do Firms Adjust Their Capital Structures toward Targets?”của Byoun (2008) tìm thấy hầu hết các điều chỉnh xảy ra khi các cơng ty cĩ tỷ lệ nợ nằm trên tỷ lệ nợ mục tiêu và đang thặng dư tài chính hoặc khi họ cĩ tỷ lệ nợ dưới tỷ lệ nợ mục tiêu và đang thâm hụt tài chính. Tuy nhiên, năm 2013, tác giả Andreas William Hay trong bài nghiên cứu “Determinants of capital structure” về các cơng ty Đan Mạch giai đoạn 2001- 2011. Kết quả chỉ ra rằng các cơng ty Đan Mạch trong mẫu 106 cơng ty điều chỉnh
21. 12 về cấu trúc vốn mục tiêu của họ là 26.3%/năm đo lường theo tỷ lệ nợ sổ sách và 36%/năm đo lường theo tỷ lệ nợ thị trường. Các cơng ty cĩ địn bẩy thấp địn bẩy mục tiêu điều chỉnh nhanh hơn các cơng ty cĩ địn bẩy cao hơn địn bẩy mục tiêu. Điều này trái ngược với dự đốn của tác giả và các kết quả nghiên cứu trước đây. Tác giả lý giải cho kết quả này là do các đặc điểm cơng ty cĩ tác động đáng kể đến tốc độ điều chỉnh. Cụ thể, tác giả căn cứ vào bảng thống kê mơ tả của hai nhĩm cơng ty chỉ ra rằng việc nắm giữ tiền mặt của các cơng ty cĩ địn bẩy thấp hơn địn bẩy mục tiêu lớn hơn một cách đáng kể so với các cơng ty cĩ địn bẩy cao hơn địn bẩy mục tiêu, điều này là một rào cản về thanh khoản đối với các cơng ty cĩ địn bẩy cao hơn địn bẩy mục tiêu nếu họ khơng thể giảm nợ hoặc phát hành cổ phần, ngồi ra tác giả cịn cho thấy các cơng ty cĩ địn bẩy thấp hơn địn bẩy mục tiêu là những cơng ty nhỏ hơn, cĩ cơ hội tăng trưởng cao hơn và tỷ lệ địn bẩy trung bình của họ thấp hơn khoảng 25% trong điều kiện tuyệt đối cho cả hai phương pháp tính địn bẩy. 2.2.2 Các nghiên cứu trên thế giới về tác động của thời điểm thị trƣờng lên cấu trúc vốn. Nghiên cứu của Baker và Wurgler (2002) về định thời điểm thị trƣờng tác động đến cấu trúc vốn. Trong bài viết này, Baker và Wurgler nghiên cứu việc xác định thời điểm thị trường cổ phiếu ảnh hưởng đến cấu trúc vốn như thế nào. Câu hỏi cơ bản là liệu việc xác định thời điểm thị trường cĩ tác động ngắn hạn hay dài hạn. Một số cho rằng ít nhất là một tác động thuần túy và ngắn hạn. Tuy nhiên, nếu các cơng ty cân bằng lại khỏi sự ảnh hưởng của việc xác định thời điểm thị trường mà tài trợ cho những quyết định, như lý thuyết cấu trúc vốn đề cập, thì việc xác định thời điểm thị trường sẽ khơng ảnh hưởng lâu dài lên cấu trúc vốn. Tầm quan trọng của việc xác định thời điểm giá thị trường đối với cấu trúc vốn do đĩ là một vấn đề thực nghiệm.
22. 13 Kết quả của nghiên cứu là phù hợp với giả thuyết rằng việc xác định thời điểm thị trường ảnh hưởng lớn và lâu dài đến cấu trúc vốn. Phát hiện chính là các cơng ty cĩ địn bẩy tài chính thấp sẽ huy động tài trợ khi giá trị thị trường của họ cao, được đo bằng hệ số giá thị trường trên giá ghi sổ; trong khi các cơng ty cĩ địn bẩy tài chính cao thì huy động tài trợ khi giá trị thị trường thấp. Tác động của việc định giá thị trường quá khứ lên cấu trúc vốn là đáng kể về mặt kinh tế và cĩ độ vững thống kê lớn. Mối quan hệ là rõ ràng rằng suất địn bẩy được xác định dựa trên giá trị sổ sách hoặc giá trị thị trường hay bao gồm các biến kiểm sốt khác nhau. Các tác giả ghi nhận tính ổn định này bằng ba cách khác nhau. Thử nghiệm đầu tiên sử dụng hồi quy địn bẩy kiểm sốt hệ số giá thị trường trên giá ghi sổ hiện tại. Nĩ bỏ qua trọng số trung bình mà chỉ lấy biến thiên theo thời gian của chính bản thân doanh nghiệp. Thực tế là biến thiên này giúp giải thích các kết quả cấu trúc vốn ngụ ý rằng biến động tạm thời của định giá thị trường cĩ thể dẫn đến thay đổi vĩnh viễn trong cấu trúc vốn. Một thử nghiệm thứ 2, về tính ổn định hồi quy kiểm sốt cấp độ cấu trúc vốn ban đầu và xem xét xem những dao động theo sau trong định giá thị trường di chuyển cấu trúc vốn từ cấp độ ban đầu này như thế nào. Thử nghiệm thứ 3 cho tính ổn định này là xem xét sức mạnh của các giá trị lagged values của trọng số trung bình biến hệ số giá thị trường trên giá ghi sổ. Tác động của những giá trị thị trường trong quá khứ hĩa ra lại là một nửa chu kì thịnh vượng trong 10 năm qua. Ví dụ, cấu trúc vốn của năm 2000 phụ thuộc mạnh mẽ vào sự biến thiên trong tỉ lệ giá trị thị trường so giá trị sổ sách từ năm 1990 và trước đĩ, thậm chí là quyết định hệ số giá thị trường trên giá ghi sổ 1999. Điểm mấu chốt là sự biến động giá trị thị trường cĩ tác động lâu dài lên cấu trúc vốn. Thật khĩ giải thích kết quả này trong phạm vi của những lý thuyết cấu trúc vốn truyền thống. Theo ý kiến của nhĩm tác giả, một lời giải thích đơn giản và thực tế cho kết quả này là cấu trúc vốn là kết quả tích lũy những nỗ lực nhằm xác định thời điểm của thị trường cổ phiếu. Đây là một lý thuyết đơn giản về cấu trúc vốn mà nĩ khơng được nĩi rõ trước đây.
23. 14 Các nghiên cứu khác về tác động của thời điểm thị trƣờng lên cấu trúc vốn Cùng với kết quả nghiên cứu trên, trong các bài nghiên cứu “A Valuation-based test of market timing” (2007) và “Target Debt ratios: The impact of equity mis- pricing” (2008) của Elliott, Koeter-Kant, và Warr, cũng lần lượt cho thấy rằng thời điểm thị trường giúp giải thích quyết định phát hành cổ phiếu, cụ thể là các cơng ty cĩ cổ phiếu định giá cao cĩ xu hướng ủng hộ việc phát hành vốn cổ phần hơn là phát hành nợ. Tuy nhiên, lý thuyết thời điểm thị trường cũng gặp phải những chỉ trích về tuổi thọ và ý nghĩa kinh tế tổng thể. Trong bài nghiên cứu “How Persistent Is the Impact of Market Timing on Capital Structure?” của tác giả Alti được thực hiện 2006 xem xét các tác động của thời điểm thị trường lên cấu trúc vốn. Tác giả xem xét tác động của việc định thời điểm thị trường trong một sự kiện tài chính lớn, đĩ là việc phát hành cổ phiếu ra cơng chúng lần đầu tiên (IPO) trong một thị trường nĩng. Tác giả thấy rằng các cơng ty IPO trong thị trường nĩng thì phát hành cổ phiếu nhiều hơn đáng kể, và giảm tỷ lệ địn bẩy nhiều hơn so với các cơng ty phát hành trong thị trường lạnh. Tuy nhiên, ngay sau khi IPO, các doanh nghiệp IPO trong thị trường nĩng tăng tỷ lệ địn bẩy của họ bằng cách phát hành thêm nhiều nợ hơn và giảm nhiều vốn chủ sở hữu hơn so với các cơng ty IPO trong thị trường lạnh. Vào cuối năm thứ hai sau IPO, tác động của định thời điểm thị trường lên địn bẩy là hồn tồn biến mất. Định thời điểm thị trường là nhân tố quan trọng trong hoạt động tài chính trong ngắn hạn nhưng ảnh hưởng của định thời điểm thị trường trong dài hạn thì bị giới hạn. 2.3 Các bằng chứng thực nghiệm trên thế giới về ảnh hƣởng của vấn đề định giá sai giá cổ phần lên tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu Trong bài nghiên cứu “Partial Adjustment toward Target Capital Structures” của Flannery và Rangan (2006) đã xem xét tác động của sự thay đổi trong giá cổ phiếu
24. 15 lên tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu. Giá cổ phiếu thay đổi làm thay đổi tỷ lệ nợ thị trường từ đĩ tác động đến tốc độ điều chỉnh địn bẩy. Kết quả cho thấy giá cổ phiếu cĩ ảnh hưởng một phần nhỏ đến tốc độ điều chỉnh, tức là thời điểm thị trường cĩ ảnh hưởng đến cấu trúc vốn nhưng khơng thể thay thế được lý thuyết đánh đổi. Trong bài nghiên cứu “Equity Mispricing and Leverage Adjustment Costs” của nhĩm tác giả Richard S. Warr, William B. Elliott, Johanna KoëterKant và Ưzde Ưztekin (2012) nghiên cứu trên các cơng ty Mỹ từ 1971 – 2008 và tìm thấy rằng việc định giá sai vốn cổ phần ảnh hưởng đến tốc độ mà các doanh nghiệp điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu của họ và tốc độ điều chỉnh này theo dự đốn sẽ tùy thuộc vào việc cơng ty cĩ địn bẩy lớn hơn hay nhỏ hơn địn bẩy mục tiêu. Nếu vốn cổ phần được định giá cao trên thị trường, khi đĩ tổng chi phí để phát hành cổ phiếu là thấp, cơng ty sẽ điều chỉnh tỷ lệ nợ về tỷ lệ nợ mục tiêu nhanh hơn bằng cách phát hành cổ phần. Ngược lại, nếu cổ phiếu của cơng ty bị định giá thấp khi đĩ việc phát hành vốn cổ phần là tương đối tốn kém, điều chỉnh bằng phát hành cổ phiếu sẽ được thực hiện chậm hơn. Từ đĩ, nhĩm tác giả khẳng định việc định giá sai vốn cổ phần là một yếu tố quan trọng làm thay đổi chi phí của việc điều chỉnh cấu trúc vốn. Tĩm lại, tính đến nay đã cĩ rất nhiều nghiên cứu tốc độ điều chỉnh địn bẩy trở về địn bẩy mục tiêu. Kết quả giữa các nghiên cứu cĩ phần khác nhau nhưng sự khác nhau này chủ yếu là do yếu tố về mẫu, thời gian nghiên cứu và độ nhiễu của các yếu tố đầu vào. Mặc dù vậy, đa phần các nghiên cứu đều khẳng định chi phí điều chỉnh chính là một yếu tố quan trọng quyết định độ nhanh hay chậm trong tốc độ điều chỉnh, đúng theo lý thuyết đánh đổi. Bên cạnh đĩ, một số nghiên cứu cũng cho rằng thời điểm thị trường là yếu tố tác động đến cấu trúc vốn. Theo quan điểm này, giá trị thị trường của cổ phiếu cĩ mối tương quan chặt chẽ với cấu trúc vốn của doanh nghiệp và cấu trúc vốn của doanh nghiệp là kết quả tích lũy của việc định thời điểm thị trường. Tuy nhiên lý thuyết này là khơng vững chắc và gặp phải nhiều phê phán.
25. 16 Xa hơn việc xem thời điểm thị trường như là một lời giải thích độc lập cho mơ hình điều chỉnh về cấu trúc vốn mục tiêu, các bài nghiên cứu sau này xây dựng mơ hình thời điểm thị trường là yếu tố làm thay đổi chi phí điều chỉnh trong khuơn khổ các lý thuyết cấu trúc vốn khác, chẳng hạn như lý thuyết đánh đổi. Tiếp tục kế thừa và phát triển hướng nghiên cứu đĩ, bài luận văn này xem thời điểm thị trường là một tác động thứ cấp tồn tại bên cạnh lý thuyết đánh đổi. Cụ thể hơn, bằng cách thay đổi chi phí điều chỉnh, thời điểm thị trường mà cụ thể là vấn đề vốn cổ phần bị định giá sai cĩ thể ảnh hưởng đến tốc độ mà các cơng ty di chuyển về phía địn bẩy mục tiêu. Như vậy, đây khơng phải là sự chạy đua giữa lý thuyết thời điểm thị trường và lý thuyết đánh đổi mà là sự kết hợp cả hai lý thuyết trong việc giải thích cấu trúc vốn của doanh nghiệp.
26. 17 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Bài nghiên cứu sẽ trải qua hai bước bao gồm bước định giá vốn cổ phần để xác định việc định giá sai, tiếp sau đĩ là bước ước lượng địn bẩy mục tiêu của các cơng ty, từ đĩ tính được tốc độ điều chỉnh địn bẩy của các cơng ty, được trình bày cụ thể sau đây. 3.1 Mơ hình lý thuyết 3.1.1 Mơ hình điều chỉnh từng phần để ƣớc lƣợng tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu Trong hầu hết các nghiên cứu về tốc độ điều chỉnh địn bẩy, mơ hình điều chỉnh từng phần (The partial adjustment model – PAM) là mơ hình được dùng để đo lường tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu. Phương trình cơ bản của mơ hình trên như sau: DRt+1 – DRt = λ [TLt+1− DRt] + et+1 (1) Trong đĩ: DRt+1 là địn bẩy tài chính trong thời kỳ t + 1 DRt là địn bẩy tài chính trong thời kỳ t TLt+1 là địn bẩy mục tiêu trong thời kỳ t + 1 λ là hệ số tốc độ điều chỉnh [TLt+1− DRt] là tổng lượng mà tỷ lệ nợ phải thay đổi để đưa cơng ty trở lại tỷ lệ nợ mục tiêu. Ngồi ra:
27. 18 DRt+1 – DRt = Change TLt+1− DRt = DIS (DISTANCE) Bài nghiên cứu này cũng sẽ sử dụng mơ hình điều chỉnh từng phần này để xác định tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu. Tuy nhiên việc ước lượng này sẽ được thực hiện theo 2 giai đoạn: Giai đoạn 1: Địn bẩy mục tiêu được ước lượng bằng 2 phương pháp tiếp cận thực nghiệm khác nhau, cụ thể là phương pháp của Fama và French (2002) và của Blundell và Bond (1998). Bài nghiên cứu sử dụng 2 phương pháp tiếp cận khác nhau để đảm bảo độ vững chắc của mơ hình. Giai đoạn 2: tác giả sử dụng các tỷ lệ địn bẩy mục tiêu ước lượng từ giai đoạn 1, thực hiện hồi quy bình phương nhỏ nhất (OLS) được tạo thành bằng thước đo xác định giá trị để ước lượng tốc độ điều chỉnh khác biệt giữa các nhĩm cơng ty (như phương trình (1)). 3.1.2 Giả thuyết nghiên cứu Các bằng chứng thực nghiệm trước đây chỉ ra rằng, khi doanh nghiệp cĩ địn bẩy cao hơn địn bẩy mục tiêu do đĩ các doanh nghiệp nên phát hành cổ phiếu (hoặc giảm nợ) để điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu điều này xảy ra nhanh hơn khi vốn cổ phần được định giá cao ( chi phát hành cổ phần thấp). Ngược lại khi doanh nghiệp cĩ địn bẩy thấp hơn địn bẩy mục tiêu do đĩ các doanh nghiệp cần phát hành nợ hoặc mua lại vốn cổ phần, hoặc cả hai, nếu vốn cổ phần định giá thấp, chi phí để mua lại cổ phần thấp hơn, khi đĩ tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu nhanh hơn so với vốn cổ phần được định giá cao. Dựa vào nghiên cứu của nhĩm tác giả Ưzde Ưztekin (2012) và kỳ vọng của bài nghiên cứu, tác giả đưa ra các giả thuyết nghiên cứu sau:
28. 19 Giả thuyết 1: khi doanh nghiệp cĩ địn bẩy cao hơn địn bẩy mục tiêu nếu cổ phiếu được định giá cao thì tốc độ điều chỉnh địn bẩy của doanh nghiệp về địn bẩy mục tiêu điều chỉnh nhanh hơn so với khi cổ phiếu định giá thấp. Giả thuyết 2: khi một cơng ty cĩ địn bẩy thấp hơn địn bẩy mục tiêu và cổ phiếu bị định giá thấp, tốc độ điều chỉnh địn bẩy của doanh nghiệp về địn bẩy mục tiêu điều chỉnh nhanh hơn cổ phiếu định giá cao. Giả thuyết này được trình bày cụ thể trong Bảng 3.1 Bảng 3.1 trình bày các giả định chính. Các tiêu đề cột cho biết cơng ty được định giá cao hoặc bị định giá thấp theo mơ hình định giá dựa trên thu nhập. Các tiêu đề hàng cho biết cơng ty cĩ địn bẩy cao hơn hay thấp hơn TL liên quan đến địn bẩy mục tiêu ước lượng theo thực nghiệm. Bảng 3.1: Giả thuyết về tác động của việc định giá sai vốn cổ phần lên tốc độ điều chỉnh tỷ lệ địn bẩy mục tiêu Thuyết thời điểm thị trƣờng VCP bị định giá cao VCP bị định giá thấp (VCP bị định giá sai: (VCP bị định giá sai: tăng VCP) mua lại VCP) Cty cĩ ĐB cao hơn Lý Tăng tốc độ điều Giảm tốc độ điều TL → tăng VCP hoặc thuyết chỉnh chỉnh giảm nợ đánh Cty cĩ ĐB thấp hơn đổi Giảm tốc độ điều Tăng tốc độ điều TL → giảm VCP chỉnh chỉnh hoặc tăng nợ
29. 20 Trong bảng này, các cơng ty được chia thành 4 gĩc phần tư phụ thuộc vào việc cơng ty cĩ địn bẩy lớn hơn hay nhỏ hơn địn bẩy mục tiêu và cơng ty cĩ cổ phiếu định giá cao hay thấp. Nếu việc định giá sai vốn cổ phần ảnh hưởng đến tốc độ của việc điều chỉnh, khi đĩ tốc độ trong gĩc phần tư phía trên bên trái - địn bẩy cao hơn địn bẩy mục tiêu và vốn cổ phần được định giá cao - sẽ cao hơn so với tốc độ ở gĩc phần tư phía trên bên phải - địn bẩy cao hơn địn bẩy mục tiêu và vốn cổ phần bị định giá thấp. Hơn nữa, tốc độ ở gĩc phần tư phía dưới bên phải - địn bẩy thấp hơn địn bẩy mục tiêu và vốn cổ phần bị định giá thấp- sẽ cao hơn so với tốc độ ở phía dưới bên trái gĩc phần tư - địn bẩy thấp hơn địn bẩy mục tiêu và cổ phiếu được định giá cao. Để kiểm định giả thuyết trên, đầu tiên các cơng ty sẽ được định giá dựa trên mơ hình thu nhập cịn lại, từ đĩ xác định cơng ty đang được định giá cao hay thấp. Sau khi xác định được địn bẩy mục tiêu của các cơng ty thơng qua hồi quy chéo và hồi quy dữ liệu bảng theo phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS của Fama – French (2002) và phương pháp hệ thống tổng quát của những khoảnh khắc (GMM) của Blundell và Bond (1998), địn bẩy này được sử dụng đưa vào phương trình mơ hình điều chỉnh từng phần để xác định tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu. Tốc độ điều chỉnh này được tính tốn cho từng nhĩm cơng ty phân chia theo tiêu chí cơng ty cĩ vốn cổ phần được định giá cao hay thấp và địn bẩy hiện tại của cơng ty là cao hơn hay thấp hơn địn bẩy mục tiêu như bảng 3.2. Các kết quả tìm thấy được so sánh và đưa ra kết luận. 3.1.3 Mẫu nghiên cứu Bài nghiên cứu được thực hiện trên các cơng ty đã niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh từ năm 2006 và giai đoạn nghiên cứu là từ năm 2006 đến năm 2012. Tuy nhiên, các cơng ty tài chính và các cơng ty tiện ích sẽ được loại bỏ do sự khác biệt trong mơi trường và thể chế hoạt động. Một lưu ý nữa là do mơ hình thu nhập cịn lại dùng để định giá yêu cầu cơng ty tồn tại tối thiểu 4
30. 21 năm liên tục, vì vậy mẫu nghiên cứu sẽ bao gồm các cơng ty tồn tại và hoạt động liên tục từ 2006- 2012. Do đĩ, sau khi giới hạn lại, mẫu của bài nghiên cứu cịn lại 72 cơng ty tương đương 504 quan sát của nhiều cơng ty qua nhiều năm. Các nguồn dữ liệu được sử dụng trong bài nghiên cứu bao gồm các báo cáo tài chính, báo cáo thường niên, báo cáo quản trị hằng năm của các cơng ty. Bên cạnh đĩ, bài nghiên cứu cịn sử dụng nguồn dữ liệu từ IMF, Bloomberg và từ một số website chuyên về chứng khốn như cổ phiếu 68.com, cafef.com. Cách thức thu thập và xử lý cụ thể cho từng biến sẽ được trình bày trong phần tiếp theo khi bài nghiên cứu đề cập từng mơ hình cụ thể. 3.2 Phƣơng pháp ƣớc lƣợng TL (địn bẩy mục tiêu) và xác định việc định giá sai 3.2.1 Mơ hình hồi quy ƣớc lƣợng TL (địn bẩy mục tiêu) Chang và Dasgupta (2009) lập luận rằng các mơ hình điều chỉnh từng phần nĩi chung cĩ thể khơng bác bỏ giả thuyết là khơng cĩ tốc độ điều chỉnh. Hovakimian và Li (2011) mở rộng nghiên cứu của Chang và Dasgupta và vạch ra các biện pháp mà người sử dụng các mơ hình điều chỉnh từng phần nên làm để tránh những kết quả khơng chính xác khi phân tích các dữ liệu lịch sử với các hiệu ứng cố định. Các biện pháp đĩ bao gồm chỉ sử dụng các hiệu ứng cố định lịch sử và sử dụng phương pháp GMM Blundell và Bond (1998). Do đĩ bài nghiên cứu này cũng tiếp cận vấn đề theo đề xuất của họ. Cách tiếp cận 1: ƣớc lƣợng TL dựa trên mơ hình hồi quy ƣớc lƣợng theo Fama-French (2002) DR i,t+1 = b1 + b2X i,t + ε i,t+1 (2) Tác giả ước lượng địn bẩy mục tiêu cho cả BDR và MDR. Cụ thể:
31. 22 BDRi,t+1 = b1 + b2X i,t + ε i,t+1 (2.1) MDRi,t+1= b1 + b2X i,t + ε i,t+1 (2.2) Trong đĩ: DR i,t+1 là tỷ số địn bẩy tài chính trong thời kỳ t + 1 Xi,t là vector tập hợp các yếu tố đặc trưng liên quan đến chi phí và lợi ích với việc điều hành với các tỷ lệ địn bẩy khác nhau. Sau đây là phần mơ tả các biến cho mơ hình (2): Bảng 3.2: Mơ tả các biến cho mơ hình Fama – French (2002) Biến Diễn giải Cơng thức tính BDR Tỷ lệ nợ sổ sách ợ ắ ạ ợ à ạ ổ à ả MDR Tỷ lệ nợ thị trường MDR=(Nợ ngắn hạn+Nợ dài hạn)/(Nợ ngắn hạn+Nợ dài hạn+Giá * số cp hiện hành ) Biến Xi : TANG Tài sản cố định à à SIZE Quy mơ doanh SIZE = ln(doanh thu thuần) nghiệp GROWTH Cơ hội tăng trưởng ố ủ ở ữ á ổ ế ố ổ ế ệ à ROA Khả năng sinh lời ã ị ổ à ả
32. 23 Các giá trị dự đốn từ các hồi quy được sử dụng như là biến địn bẩy mục tiêu (TL) trong tính tốn của phương trình (1) để cĩ được tốc độ cơ bản điều chỉnh dự tốn - hệ số của [TLt+1 – DRt] (DISTANCE). Cách tiếp cận thứ 2: mơ hình điều chỉnh từng phần ƣớc lƣợng TL theo phƣơng pháp của Blundell và Bond (1998) Trong phương pháp này, mơ hình điều chỉnh cơ bản được quy định như sau: DRi,t+1 – DRi,t= λ(βXi, t+ Fi− DRi,t) + ei,t+1, (3) DR là tỷ lệ nợ, X cĩ chứa các yếu tố quyết định của địn bẩy mục tiêu như đã trình bày ở trên, F chứa các thuộc tính cơng ty khơng quan sát được, và e i, t +1 chứa các hiệu ứng năm cố định. Phương trình (3) là giống hệt với phương trình (1) ngoại trừ βX + F được sử dụng như các dụng cụ cho TL khơng biết. Phương trình (3) cĩ thể được sắp xếp lại để tách biệt các tỷ lệ nợ trong tương lai, và để cung cấp một ước lượng rõ ràng của tốc độ điều chỉnh, (λ). Từ đĩ: DRi,t+1 = (λβ)Xi,t + (1 − λ)DRi,t + λFi + ei,t+1. Tốc độ cơ bản của việc điều chỉnh, λ, cĩ thể thu được bằng cách 1 trừ hệ số ước lượng biến phụ thuộc, bỏ qua F và β (theo Flanery trong bài nghiên cứu” A Theory of Capital Structure Adjustment Speed” (2007)). Sử dụng DRi,t, DRi,t+1 thực tế và tốc độ ước lượng điều chỉnh (λ), chúng ta cĩ thể trích xuất địn bẩy mục tiêu ước lượng TLi,t+1, là giá trị dự đốn của phương trình sau: βX + F = (DR –(1- λ) DR ) + e i,t i i,t+1 i,t i,t+1. Các giá trị dự đốn từ phương pháp này cũng được sử dụng như là biến TL trong tính tốn của phương trình (1) để cĩ được tốc độ cơ bản điều chỉnh dự đốn - hệ số trên [TLt+1 – DRt] (DISTANCE).
33. 24 Cách tiếp cận 2 giai đoạn cho phép so sánh các kết quả được tạo ra bởi địn bẩy mục tiêu theo Fama và French (2002) trực tiếp với kết quả tạo ra bởi địn bẩy mục tiêu theo Blundell và Bond. Cách tiếp cận này cũng cho phép chia các dữ liệu dựa vào vị trí địn bẩy của cơng ty so với địn bẩy mục tiêu. 3.2.2 Xác định việc định giá sai giá cổ phần Việc định giá sai ước lượng được đo lường như sau: Trong đĩ: VP0 thể hiện việc định giá sai tại thời điểm 0 P0 là giá thị trường của cổ phiếu tại thời điểm 0 V0 là giá trị nội tại của cổ phiếu tại thời điểm 0 Về lý thuyết, một VP nhỏ hơn 1 cĩ nghĩa là cổ phiếu được định giá cao và VP lớn hơn 1 ngụ ý cổ phiếu bị định giá thấp. Tuy nhiên, bởi vì mơ hình dựa trên thước đo lịch sử của phần bù vốn cổ phần, việc định giá đúng cĩ thể khơng cho ra kết quả VP bằng 1 nếu phần bù vốn cổ phần thay đổi. Một phương pháp khác là sử dụng VP trung vị là mốc để xác định định giá cao hay thấp. Đối với mục đích của bài nghiên cứu này, mức độ định giá sai khơng quan trọng, quan trọng là việc chứng khốn đang bị định giá cao hay thấp và việc định giá sai sẽ liên quan đến các vấn đế khác như thế nào, do đĩ bài nghiên cứu sẽ sử dụng giá trị VP trung vị để xác định việc định giá cao hay thấp của vốn cổ phần. Lý do chọn mơ hình định giá sai (VP) để định giá sai giá cổ phần Để xác định việc định giá sai, một phương pháp truyền thống trước đây thường được sử dụng đĩ là xem xét tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường. Tuy nhiên,
34. 25 trong một số những nghiên cứu về cấu trúc vốn, giá trị thị trường trên giá trị sổ sách thực sự biểu hiện khá kém việc là một đại diện cho định giá vì 2 lý do: Thứ nhất, giá trị này thường xuyên được sử dụng như là một đại diện cho các vấn đề khác như quyền chọn tăng trưởng và các vấn đề nợ cao quá mức, việc tách các vấn đề này tạo ra những thách thức riêng cho người sử dụng tỷ số này. Thứ hai, mối quan hệ của giá trị thị trường trên giá trị sổ sách với các biến số khác khơng ổn định qua các khoảng thời gian khác nhau. Các giả thuyết khi giá trị thị trường trên giá trị sổ sách cao, các cơng ty hoạt động kém hiệu quả hơn cơng ty mà giá trị thị trường trên giá trị sổ sách thấp (La Porta (1996), Frankel và Lee (1998)) chỉ đúng ở một số khoảng thời gian, Kothari và Shanken (1997) thì thấy rằng tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách cĩ một số khả năng dự báo trong giai đoạn 1926-1991, nhưng khả năng đĩ là giảm đáng kể trong nửa giai đoạn 1946-1991. Lee et al.(1999) thấy rằng tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách dự đốn chỉ cĩ khoảng 0,33% của sự thay đổi trong lợi nhuận cổ phiếu thực, và họ kết luận rằng giá trị thị trường trên giá trị sổ sách là một thước đo yếu của việc định giá sai. Từ các lập luận trên, bài nghiên cứu này sẽ khơng sử dụng tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách để xác định việc định giá sai. Trong bài luận văn này, để ước lượng việc định giá sai cho các cơng ty Việt Nam, bài nghiên cứu sử dụng giá trị nội tại của vốn cổ phần được xác định bởi mơ hình thu nhập cịn lại. Mơ hình này cĩ nguồn gốc ban đầu trong các nghiên cứu kế tốn (xem Ohlson (1991), (1995)), tuy nhiên mơ hình này đã được sử dụng trong rất nhiều ứng dụng về tài chính. Cụ thể, Dong, Hirshleifer, Richardson, và Teoh (2006) cũng sử dụng mơ hình này để giải thích phương pháp mà các cơng ty sử dụng để trả tiền cho hoạt động mua bán. D'Mello và Shroff (2000) tìm thấy rằng việc sử dụng mơ hình thu nhập cịn lại để xác định cổ phiếu đang bị định giá thấp, từ đĩ dự báo hoạt động mua lại cổ phần là đáng tin cậy. Lee, Myers, và Swaminathan (1999) chứng minh rằng mơ hình thu nhập cịn lại cĩ khả năng tiên đốn cho lợi nhuận của 30 cổ phiếu
35. 26 Dow, điều này hỗ trợ cho những phát hiện của Frankel và Lee (1998) và Penman và Sougiannis (1998), các tác giả này đã sử dụng mơ hình thu nhập cịn lại để xác định giá trị vốn cổ phần trong kiểm định chéo về lợi nhuận cổ phiếu ở thị trường trong nước và quốc tế. Tính giá trị nội tại của doanh nghiệp (V0) Ước lượng giá trị nội tại của doanh nghiệp bài nghiên cứu dựa vào mơ hình thu nhập cịn lại. Mơ hình thu nhập cịn lại được ước lượng bằng cách thêm lợi nhuận chiết khấu dự kiến vượt quá lợi nhuận kỳ vọng trên giá trị sổ sách, điều này cũng tương tự như giá trị kinh tế gia tăng (EVA) với giá trị sổ sách của vốn cổ phần. ∑ Trong đĩ: V0 là giá trị vốn chủ sở hữu của cơng ty tại thời điểm 0 B0 là giá trị sổ sách vốn chủ sở hữu tại thời điểm 0 r là chi phí sử dụng vốn cổ phần Et là các khoản thu nhập trong tương lai dự kiến cho năm t tại thời điểm 0 TV được tính tốn như sau: Trong nghiên cứu này, n sẽ tương đương với 2 năm. Khi đĩ phương trình trở thành:
36. 27 Trong đĩ: B0 (giá trị sổ sách vốn chủ sở hữu) là khoản mục vốn chủ sở hữu trên bảng cân đối kế tốn của các cơng ty. Et là khoản mục lợi nhuận sau thuế trên báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh. Như vậy, để định giá được cơng ty theo phương pháp trên, cơng ty phải hoạt động liên tục trong vịng 4 năm. Với mẫu nghiên cứu trong giao đoạn từ 2006 – 2012, ta dễ dàng xác định được giá trị nội tại các cơng ty từ 2006 – 2009. Chi phí sử dụng vốn cổ phần (r) Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình CAPM để tính tốn. Theo mơ hình CAPM chi phí sử dụng vốn cổ phần của một cơng ty phụ thuộc vào 3 yếu tố sau: - Tỷ suất sinh lợi của một tài sản phi rủi ro - Phần bù rủi ro của thị trường - Hệ số beta của cổ phiếu Trong đĩ: là chi phí vốn cổ phần của cơng ty i là tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của cổ phiếu i là tỷ suất sinh lợi phi rủi ro
37. 28 i là hệ số beta của cơng ty i là suất sinh lợi kỳ vọng của thị trường Theo lý thuyết, mỗi thành phần trên phải ước lượng dựa vào giá trị kỳ vọng trong tương lai. Tuy nhiên, trên thực tế, số liệu lịch sử được sử dụng để ước lượng. Cụ thể, tại thị trường Việt Nam, bài nghiên cứu này sẽ sử dụng tỷ suất sinh lợi phi rủi ro là lãi suất của trái phiếu chính phủ được lấy từ nguồn dữ liệu IFS (International Financial Statistics) trên kho dữ liệu của IMF. Phần bù thị trường được tính tốn từ chênh lệch giữa trung b nh tỷ suất sinh lợi lịch sử chỉ số VN- Index giai đoạn 2000 – 2012 (đại diện cho tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khốn Việt Nam) và trung b nh lãi suất của trái phiếu chính phủ cũng trong giai đoạn 2000 - 2012. Hệ số i của từng cơng ty được lấy từ trang web cophieu68.com. 3.3 Các phƣơng pháp kiểm định Kiểm định Wald Test Mục đích của kiểm định: xem xét sự cĩ mặt của “biến khơng cần thiết” nhằm xác định biến nào khơng cần thiết hay cịn gọi là “thừa biến” trong mơ hình hồi quy dữ liệu bảng. Dựa theo kết quả ước lượng mơ hình, tác giả xem mức ý nghĩa (Prob) của từng biến. Nếu: (Prob) ≤ 0.05 các biến cĩ ý nghĩa thống kê và cần thiết trong mơ hình sử dụng. (Prob) ≥ 0.05 các biến khơng cĩ ý nghĩa thống kê và loại ra khỏi mơ hình. Kiểm định White (kiểm định phƣơng sai thay đổi) Mục đích của kiểm định: kiểm định giả thuyết về sự khơng đổi của phương sai. Giả thuyết: H0: cĩ phương sai thay đổi;
38. 29 H1: khơng cĩ phương sai thay đổi. Dựa theo kết quả ước lượng mơ hình, tác giả xem mức ý nghĩa (Prob) của từng biến. Nếu: (Prob) ≤ 0.05 → bác bỏ H0 → cĩ phương sai thay đổi. (Prob) ≥ 0.05 → chấp nhận H0 → khơng cĩ phương sai thay đổi. Kiểm định đa cộng tuyến (Correlations) Mục đích của kiểm định: xem xét các biến độc lập (X) cĩ ảnh hưởng lẫn nhau, hay cịn gọi là cĩ sự tương quan với nhau hay khơng. Điều này được thực hiện bằng cách tạo ma trận tương quan giữa các biến giải thích với nhau (Brooks, 2002). Cách nhận biết hiện tượng đa cộng tuyến: Hệ số R2 cao, nhưng tỷ số t-statistic thấp. Hệ số tương quan giữa các biến độc lập cao: khi r > 0.8 thì cĩ nhiều khả năng đa cộng tuyến. Dấu của hệ số hồi quy khác với dấu kỳ vọng cũng là dấu hiệu dễ nhận ra cĩ hiện tượng đa cộng tuyến. Kiểm định tự tƣơng quan của nhiễu (Durbin-Watson) Mục đích của kiểm định: sử dụng kiểm định tự tương quan của nhiễu qua hệ số Durbin-Watson trong kết quả hồi quy, kết quả phù hợp thì hệ số Durbin-Watson phải nằm trong khoảng từ 1 đến 3 là ít cĩ hiện tượng tự tượng quan. Chọn lựa mơ hình qua kiểm định Hausman; Likelihook Ratio Tác giả sử dụng kiểm định Hausman (1978) và Likelihook Ratio để quyết định lựa chọn mơ hình FEM hay REM hay OLS thơng thường? + Kiểm định Likelihook Ratio:
39. 30 Việc ước lượng phương trình phụ thuộc vào những giả định mà ta nêu lên về tung độ gốc, các hệ số độ dốc và số hạng sai số, trước hết tác giả xác định xem tấc cả các hệ số cĩ thay đổi hay khơng, nếu khơng cĩ sự thay đổi theo thời gian và theo các cá nhân sẽ sử dụng mơ hình hồi quy OLS thơng thường. Giả thuyết H0: Tất cả các hệ số đều khơng đổi theo thời gian và theo các cá nhân. H1: Các hệ số thay đổi theo thời gian hoặc theo cá nhân. Nếu Prob ≥ 0.05 chấp nhận giả thuyết Ho, chúng ta ước lượng hồi quy theo phương pháp Pooled OLS. Prob ≤ 0.05 bác bỏ giả thuyết Ho những tác động được coi là cĩ ảnh hưởng bởi yếu tố khơng gian và thời gian lúc này sữ dụng mơ hình hồi quy dữ liệu bảng sẽ cho kết quả ước lượng tốt hơn. Và tác giả tiếp tục kiểm định Hausman. + Kiểm định Hausman: Ước lượng từ các mơ hình dữ liệu bảng địi hỏi chúng ta xác định xem cĩ sự tương quan giữa tính khơng đồng nhất khơng quan sát được của mỗi cơng ty và giải thích các biến của mơ hình hay khơng? Nếu cĩ sự tương quan sẽ ước lượng bằng hiệu ứng cố định (Fixed effects), nếu khơng sẽ ước lượng bằng hiệu ứng ngẫu nhiên (Random effects). Giả thuyết Ho: Khơng cĩ mối tương quan khả dĩ giữa các thành phần sai số theo cá nhân và các biến hồi quy độc lập X. H1: Cĩ mối tương quan khả dĩ giữa các thành phần sai số theo cá nhân và các biến hồi quy độc lập X. Nếu: Prob ≥ 0.05 chấp nhận giả thuyết Ho, chọn mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên
40. 31 (REM) sẽ cho kết quả ước lượng tốt hơn mơ hình hiệu ứng cố định (FEM). Prob ≤ 0.05 bác bỏ giả thuyết Ho, những tác động được xem là cố định và mơ hình FEM sẽ cho kết quả ước lượng tốt hơn REM. Ngồi ra, nếu khơng vi phạm các giả thiết ràng buộc, các kết quả phù hợp, tác giả sẽ tiến hành chọn lựa mơ hình theo tiêu chí R2 hiệu chỉnh cao, Pro(T-statistic) < α, và Pro(F-statistic) < α mơ hình phù hợp, chỉ số AIC và Schwarz thấp. Một số đặc điểm của các mơ hình hồi quy dữ liệu bảng: mơ hình các ảnh hưởng cố định (Fixed Effect Model, FEM) và mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random Effects Model, REM). Khi số liệu theo chuỗi thời gian lớn và số mẫu lớn thì hai phương pháp FEM và REM khơng khác biệt nhiều; khi mẫu lớn và thời gian ngắn thì mơ hình FEM phù hợp hơn.
41. 32 CHƢƠNG 4: NGHIÊN CỨU ẢNH HƢỞNG CỦA VẤN ĐỀ ĐỊNH GIÁ SAI GIÁ CỔ PHẦN LÊN TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH CỦA ĐỊN BẨY VỀ ĐỊN BẨY MỤC TIÊU CỦA CÁC CTNY TRÊN TTCK TP.HCM 4.1 Thống kê mơ tả các biến nghiên cứu Bảng 4.1: Thống kê mơ tả các biến cho ước lượng TL theo 2 cách tiếp cận Giá trị nhỏ Giá trị lớn Biến Trung bình Độ lệch chuẩn nhất nhất BDR 0.431127 0.192773 0.030923 0.850678 MDR 0.416494 0.242565 0.022775 0.960622 TANG 0.273763 0.175111 0.006417 0.812979 SIZE 27.10924 1.15815 24.31399 30.91049 GROWTH 1.156842 1.456227 0.059442 9.145990 ROA 0.077053 0.077660 -0.645506 0.500955 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) Bảng 4.1 trình bày các số liệu thống kê tĩm tắt của các biến cho bước ước tính TL theo 2 cách tiếp cận (Fama – French (2002) và Blundell – Bond (1998)). Tỷ lệ nợ sổ sách trung bình cho các doanh nghiệp là 43% cao hơn so với tỷ lệ nợ thị trường là 42%. Tỷ lệ tài sản cố định trung bình chiếm 27%. Doanh thu trung bình là 27,109 tỷ đồng. Tốc độ tăng trưởng trung bình là 1.16 lần.
42. 33 Bảng 4.2: Thống kê mơ tả các biến trong mơ hình điều chỉnh từng phần của tồn bộ mẫu nghiên cứu Trung Độ lệch Giá trị nhỏ Giá trị lớn Biến bình chuẩn nhất nhất Biến phụ thuộc Change_BDR -0.00157 0.107834 -0.37641 0.411101 Change_MDR 0.028843 0.189263 -0.69581 0.560471 Biến độc lập DIS_BDR FM 0.026801 0.171245 0.37568 0.530310 DIS_MDR FM 0.00878 0.176671 0.44197 0.579617 DIS_BDR GMM 0.345007 0.319434 -0.758822 1.20286 DIS_MDR GMM 0.366531 0.360265 -0.897256 1.124394 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) Đối với biến độc lập: Bảng 4.2 cho thấy sự thay đổi của kỳ sau so với kỳ trước tính theo tỷ lệ nợ sổ sách thì thấp hơn so với sự thay đổi tính theo tỷ lệ nợ thị trường một phần là do tỷ lệ nợ thị trường cĩ sự dao động của giá cổ phiếu rất mạnh nhất là trong giai đoạn 2007-2008. Cụ thể, sự thay đổi của tỷ lệ nợ sổ sách trung bình là - 0.002 lần điều này cho thấy trung bình các cơng ty cĩ tỷ lệ nợ kỳ sau thấp hơn kỳ trước, trong đĩ sự thay đổi lớn nhất là 0.41 lần và nhỏ nhất là -0.38 lần. Sự thay đổi của tỷ lệ nợ thị trường là 0.03 lần, trong đĩ sự thay đổi lớn nhất là 0.56 lần và nhỏ nhất là -0.69 lần. Đối với biến phụ thuộc: Bảng trên cho thấy tổng lượng trung bình mà tỷ lệ nợ phải thay đổi để đưa cơng ty trở lại tỷ lệ nợ mục tiêu theo cách tính TL của Fama – French (2002) thì trong khoảng 0.1% đến 0.3% (tùy theo cách tính tỷ lệ nợ) thấp
43. 34 hơn nhiều so với phương pháp tính TL theo Blundell – Bond (1998) là 35% đến 37% (tùy theo cách tính tỷ lệ nợ). 4.2 Ƣớc lƣợng TL (địn bẩy mục tiêu) 4.2.1 Cách tiếp cận 1: ƣớc lƣợng TL dựa trên mơ hình hồi quy ƣớc lƣợng theo Fama-French (2002) Sử dụng Fama và Macbeth (1973) hồi quy chéo địn bẩy ước lượng hàng năm. DRt+1 = Ma trận tƣơng quan Bảng 4.3: Ma trận tương quan cho BDR BDR TANG SIZE GROWTH ROA BDR 1.0000 TANG 0.0683 1.0000 SIZE 0.2381 -0.0137 1.0000 GROWTH -0.0337 0.0188 0.1492 1.0000 ROA -0.3892 -0.0894 0.1088 0.3986 1.0000 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) Bảng 4.4: Ma trận tương quan cho MDR MDR TANG SIZE GROWTH ROA MDR 1.0000 TANG 0.0515 1.0000 SIZE 0.0916 -0.0137 1.0000 GROWTH -0.5518 0.0188 0.1492 1.0000 ROA -0.559 -0.0894 0.1088 0.3986 1.0000 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) Từ hai bảng ma trận tương quan cho thấy khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra giữa các biến độc lập. Tác giả tìm thấy mối tương quan nghịch giữa biến phụ
44. 35 thuộc BDR và 2 biến độc lập GROWTH và ROA đồng thời biến phụ thuộc MDR cũng tương quan nghịch với 2 biến độc lập GROWTH và ROA. Kiểm định sự cĩ mặt của biến khơng cần thiết Để loại biến khơng cần thiết trong mơ hình tác giả tiến hành hồi quy xem xét mức ý nghĩa P-value. Bảng 4.5: Bảng kết quả hồi quy cho BDR đánh giá sự cĩ mặt của các biến khơng cần thiết BDR Coef. Std. Err. t P>t TANG 0.031824 0.04316 0.74 0.461 SIZE 0.045323 0.006571 6.9 0.000 GROWTH 0.014319 0.005675 2.52 0.012 ROA 1.140239 0.106233 -10.73 0.000 _CONS 0.740865 0.17762 -4.17 0.000 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) Bảng 4.6: Kết quả hồi quy cho MDR đánh giá sự cĩ mặt của các biến khơng cần thiết MDR Coef. Std. Err. t P > t TANG 0.035095 0.044965 0.78 0.435 SIZE 0.041699 0.006846 6.09 0.000 GROWTH 0.069599 0.005912 -11.77 0.000 ROA 1.286394 0.110676 -11.62 0.000 _CONS 0.515279 0.185048 -2.78 0.006 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
45. 36 Từ kết quả hồi quy ở hai bản trên cho thấy P-value của biến TANG lớn hơn mức ý nghĩa 0.05 theo kiểm định Wald Test thì biến TANG khơng cĩ ý nghĩa thống kê và bị loại ra khỏi mơ hình. Từ đĩ, kết quả hồi quy khi khơng cĩ biến TANG được thể hiện ở hai bảng sau: Bảng 4.7: Kết quả hồi quy cho BDR đánh giá sự khơng cĩ mặt của biến TANG BDR Coef. Std. Err. t P > t SIZE 0.04527 0.006568 6.89 0.000 GROWTH 0.014572 0.005662 2.57 0.01 ROA -1.148455 0.105599 -10.88 0.000 _CONS 0.730472 0.176979 -4.13 0.000 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) Bảng 4.8: Kết quả hồi quy cho MDR đánh giá sự khơng cĩ mặt của biến TANG MDR Coef. Std. Err. t P > t SIZE 0.041641 0.006843 6.09 0.000 GROWTH 0.069320 0.005899 -11.75 0.000 ROA 1.295455 0.110022 -11.77 0.000 _CONS 0.503818 0.184392 -2.73 0.007 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) Chọn lựa mơ hình phù hợp Đầu tiên, tác giả kiểm định việc chọn lựa giữa mơ hình OLS và Fixed Effect.
46. 37 Từ kết quả kiểm định, giá trị P-value đều nhỏ hơn 0.05 nên bác bỏ giả thiết H0 nghĩa là các hệ số độ dốc cĩ sự thay đổi theo thời gian hoặc theo cá nhân, nên ta khơng dùng phương pháp hồi quy OLS. Tiếp theo, tác giả kiểm định Hausman để chọn lựa mơ hình hồi quy FEM hay REM: Kết quả kiểm định các phương trình cho thấy giá trị Prob đều nhỏ hơn 0.05, vì vậy với độ tin cậy 95% ta cĩ đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyêt Ho, những tác động được coi là ảnh hưởng cố định, nên chọn lựa mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) để ước lượng cho các phương trình trên sẽ giải thích tốt hơn mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM). (chi tiết: Phụ lục 2) Kiểm định phƣơng sai thay đổi và tự tƣơng quan Sau khi chọn mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM), tác giả tiến hành kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan. + Kiểm định phƣơng sai thay đổi Kiểm định cho thấy, P-value đều nhỏ hơn 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0. Hai trường hợp đều cĩ phương sai thay đổi. + Kiểm định tự tƣơng quan Hai trường hợp đều cĩ P-value < 0.05 nên cĩ tự tương quan bậc nhất. + Khắc phục phƣơng sai thay đổi và tự tƣơng quan Kết quả hồi quy ước lượng TL theo phương pháp tiếp cận Fama – French (2002) sau khi khắc phục phương sai thay đổi và tự tương quan thong qua lệnh trên Stata11: Xtgls bdr size growth roa, panels[h] corr(a1)
47. 38 Xtgls mdr size growth roa, panels[h] corr(a1) (chi tiết: Phụ lục 2) Bảng 4.9: Kết quả hồi quy ước lượng TL theo phương pháp tiếp cận Fama – French (2002) cho BDR BDR Coef. Std. Err. z P>z [95% Interval]Conf. SIZE 0.046128 0.007080 6.52 0.000 0.032252 0.060005 GROWTH 0.006759 0.003169 2.13 0.033 0.000548 0.012971 ROA -0.681127 0.078515 -8.68 0.000 -0.835014 -0.52724 _CONS -0.750691 0.191581 -3.92 0.000 -1.126.183 -0.3752 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) Bảng 4.10: Kết quả hồi quy ước lượng TL theo phương pháp tiếp cận Fama – French (2002) cho MDR MDR Coef. Std. Err. z P>z [95% Interval]Conf. SIZE 0.047354 0.007722 6.13 0.000 0.032219 0.062489 GROWTH -0.068677 0.003879 -17.71 0.000 -0.076279 -0.06107 ROA -1.006.647 0.098693 -10.2 0.000 -1.200.081 -0.81321 _CONS -0.673176 0.209212 -3.22 0.001 -1.083.224 -0.26313 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) Từ hai bảng kết quả hồi quy 4.7, 4.8 ta cĩ mơ hình nghiên cứu thực nghiệm sau: BDRi,t+1 = -0.750691+ 0.046128*SIZE + 0.006759*GROWTH - 0.681127*ROA MDRi,t+1 = -0.673176 + 0.047354*SIZE - 0.068677*GROWTH - 1.006647*ROA
48. 39 Tác giả ước lượng tỷ lệ địn bẩy theo phương pháp tiếp cận Fama – French (2002) trong đĩ biến phụ thuộc lần lượt là tỷ lệ nợ theo sổ sách (BDR) và tỷ lệ nợ theo thị trường (MDR) và các biến độc lập là quy mơ doanh nghiệp (SIZE), cơ hội tăng trưởng (GROWTH) và khả năng sinh lợi (ROA) đều cho kết quả cĩ ý nghĩa thống kê. Cụ thể: Biến SIZE cho kết quả tương quan dương với cả MDR và BDR với mức ý nghĩa nhỏ hơn 1%, đúng với lập luận của lý thuyết đánh đổi đã trình bày và ngược với lý thuyết trật tự cho rằng cĩ mối tương quan âm giữa địn bẩy và quy mơ. Biến GROWTH cho kết quả là một mối tương quan âm với MDR với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm cho lý thuyết cấu trúc vốn cho rằng “đầu tư dự kiến lớn hơn sẽ cĩ địn bẩy ít hơn”. Tuy nhiên, đối với trường hợp hồi quy BDR, kết quả của biến GROWTH cho ra một mối tương quan dương và cĩ ý nghĩa ở mức 5%. Biến ROA đều cho kết quả tương quan âm với cả MDR và BDR với mức ý nghĩa nhỏ hơn 1%, đúng với lập luận của lý thuyết trật tự phân hạng nhưng đối lập với lý thuyết đánh đổi. 4.2.2 Cách tiếp cận thứ 2: mơ hình điều chỉnh từng phần ƣớc lƣợng TL theo phƣơng pháp của Blundell và Bond (1998) DRi,t+1 = (λβ)Xi,t + (1 − λ)DRi,t + λFi + ei,t+1. Với Xi.t: TANG, SIZE, GROWTH, ROA
49. 40 Bảng 4.11: Kết quả sử dụng phương pháp GMM cho BDR đánh giá sự cĩ mặt của biến khơng cần thiết qua 1 dộ trễ Sai số [95% Interval] BDR Hệ số chuẩn z P>z Conf. BDR L1. 0.509643 0.063584 8.02 0.000 0.385020 0.634265 SIZE 0.052225 0.013737 3.8 0.000 0.025302 0.079148 ROA -0.442586 0.090961 -4.87 0.000 -0.620866 -0.26431 TANG -0.028218 0.063706 -0.44 0.658 -0.153079 0.096644 GROWTH -0.001052 0.004490 -0.23 0.815 -0.009851 0.007747 _CONST -1.170441 0.368174 -3.18 0.001 -1.892049 -0.44883 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) Bảng 4.12: Kết quả sử dụng phương pháp GMM cho BDR đánh giá sự cĩ mặt của biến khơng cần thiết qua 2 độ trễ Sai số [95% Interval] BDR Hệ số chuẩn z P>z Conf. BDR L1. 0.621828 0.075948 8.19 0 0.472974 0.770683 BDR L2. -0.011138 0.051717 -0.22 0.829 -0.1125 0.090225 SIZE 0.043459 0.014004 3.1 0.002 0.016011 0.070907 ROA -0.417049 0.095107 -4.39 0 -0.603456 -0.23064 TANG -0.103971 0.067031 -1.55 0.121 -0.235349 0.027407 GROWTH 0.018302 0.011289 1.62 0.105 -0.003825 0.040428 _CONST -0.971793 0.377233 -2.58 0.01 -1.711.156 -0.23243 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
50. 41 Bảng trên cho thấy P-value của các biến TANG, GROWTH đều cĩ giá trị > 0.05 qua độ trễ 1 và độ trễ 2 với biến trễ là BDR nên các biến này khơng cĩ ý nghĩa đối với phương pháp này. Bảng 4.13: Kết quả các hệ số của mơ hình điều chỉnh từng phần từ phương pháp tiếp cận Blundell – Bond (1998) cho BDR BDR Hệ số Sai số z P>z [95% Interval] chuẩn Conf. BDR L1. 0.511723 0.057192 8.95 0.000 0.399629 0.6238 SIZE 0.053978 0.012565 4.3 0.000 0.029351 0.0786 ROA -0.432875 0.082575 -5.24 0.000 -0.594719 -0.271 _CONST -1.229042 0.340107 -3.61 0.000 -1.895639 -0.562 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) Bảng 4.14: Kết quả các hệ số của mơ hình điều chỉnh từng phần từ phương pháp tiếp cận Blundell – Bond (1998) cho MDR MDR Hệ số Sai số z P>z [95% Interval] chuẩn Conf. MDR L1. 0.224514 0.031779 7.06 0.000 0.162230 0.2868 SIZE 0.081082 0.017012 4.77 0.000 0.047740 0.1144 ROA -0.862312 0.107316 -8.04 0.000 -1.072647 -0.652 TANG -0.156924 0.076713 -2.05 0.041 -0.307279 -0.007 GROWTH -0.089419 0.005030 -17.78 0.000 -0.099276 -0.08 CONST -1.631685 0.459408 -3.55 0.000 -2.532109 -0.731 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
51. 42 Từ kết quả bảng 4.13 và 4.14, tốc độ điều chỉnh cơ bản đối với trường hợp biến độc lập là BDR và MDR lần lượt là 49% và 77.5%. Sử dụng các giá trị DR thực tế và tốc độ vừa xác định được đưa vào phương trình tác giả thu được các giá trị TL theo phương pháp GMM như phương trình sau: TLi,t+1 = (1/0.49)*(BDRi, t+1 + (1-0.49)*BDRi,t ) + ei,t TLi,t+1 = (1/0.775)*(MDRi, t+1 + (1-0.775)*MDRi,t ) + ei,t 4.2.3 Kết quả ƣớc lƣợng TL (địn bẩy mục tiêu) theo 2 cách tiếp cận Từ các kết quả trên, tác giả ước lượng được các giá trị biến TL cho việc tính tốn tốc độ điều chỉnh (λ) từ phương trình điều chỉnh từng phần số (1) như sau: BDRi,t+1 = -0.750691+ 0.046128*SIZE + 0.006759*GROWTH - 0.681127*ROA (4) MDRi,t+1 = -0.673176 + 0.047354*SIZE - 0.068677*GROWTH - 1.006647*ROA (5) TLi,t+1 = (1/0.49)*(BDRi, t+1 + (1-0.49)*BDRi,t ) + ei,t (6) TLi,t+1 = (1/0.775)*(MDRi, t+1 + (1-0.775)*MDRi,t ) + ei,t (7) Để cĩ cái nhìn trực quan hơn, tác giả trình bày kết quả dự đốn địn bẩy mục tiêu (TL) trong hình (4.1, 4.2, 4.3, 4.4). Hình 4.1, 4.2,4.3 và 4.4 diễn tả tỷ lệ nợ mục tiêu theo sổ sách (BDR) và tỷ lệ nợ mục tiêu theo thị trường (MDR) bằng cách sử dụng các phương pháp của Fama-French (2002) và Blundell – Bond (1998). Trục ngang đại diện cho tỷ lệ nợ mục tiêu, trục dọc đại diện cho số quan sát. Các cột đồ thị diễn tả số quan sát tương ứng với từng tỷ lệ nợ rời rạc.
52. 43 Hình 4.1: TL từ Fama-French theo BDR Hình 4.2: TL từ Fama-French theo BDR MDR (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) Hình 4.3: TL từ Blundell-Bond theo BDR Hình 4.4: TL từ Blundell-Bond theo MDR (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) (chi tiết: Phụ lục 3) Quan sát đồ thị từ hình 4.1 đến hình 4.4 cĩ thể thấy các tỷ lệ nợ mục tiêu đa phần tập trung ở giữa mức tỷ lệ nợ 0% và 100%. Đối với các mục tiêu tính theo MDR tính theo Fama - French, một phần ước lượng đáng kể thì nhỏ hơn 0, mặc dù khơng cĩ ước lượng vượt quá 100%. Tuy nhiên, các địn bẩy mục tiêu ước lượng từ phương pháp của Blundell- Bond (hình 4.3, 4.4) cĩ xu hướng phân bố rộng hơn so với các địn bẩy mục tiêu ước lượng theo Fama – French (hình 4.1, 4.2).
53. 44 Bảng 4.15: Thống kê mơ tả ĐBMT theo 2 cách tiếp cận Biến Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Theo Fama-French (2002) TL_BDR 0.4253 0.1509 -0.3370 1.2332 TL_MDR 0.4579 0.0698 0.2247 0.9636 Theo Blundell – Bond (1998) TL_BDR 0.7712 0.3805 -0.19 1.5967 TL_MDR 0.7600 0.4485 -0.379 1.7116 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) (chi tiết: Phụ lục 3) 4.3 Kết quả ƣớc lƣợng của định giá sai giá cổ phần Bảng 4.16: Thống kê mơ tả định giá sai giá cổ phần Biến Trung bình Trung vị Độ lệch Giá trị nhỏ Giá trị lớn chuẩn nhất nhất VP0 0.854528 0.528066 1.324531 -3.0778 9.234955 (Nguồn: tính tốn của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu) (chi tiết: Phụ lục 3) Bảng trên cho thấy trung bình và trung vị của định giá sai theo lợi nhuận thực tế năm kế tiếp lần lượt là 0.85 đồng và 0.53 đồng . Qua kết quả định giá sai giá cổ phần từ năm 2006 đến 2009 trong mẫu 72 doanh nghiệp cho thấy, khơng cĩ sự thiên lệch đáng kể về xu hướng của việc định giá cao hơn hay định giá thấp hơn giá cổ phần trong giai đoạn này. 4.4 Kết quả ƣớc lƣợng tốc độ điều chỉnh đối với tồn bộ mẫu nghiên cứu
54. 45 Các kiểm định chọn mơ hình, phương sai thay đổi và tự tương quan được trình bày trong phụ lục 4, ta cĩ bảng tổng hợp kết quả kiểm định của 4 hồi quy tính tốc độ điều chỉnh theo mơ hình điều chỉnh từng phần cho tồn mẫu nghiên cứu như sau: Chọn mơ hình phù hợp: Theo kiểm định likelihood và hausman test ta thấy các kết quả theo từng trường hợp như sau: Đối với hồi quy theo phương pháp tính TL từ Fama – French kết quả cĩ P-value của hai kiểm định 0.05 nên chọn mơ hình hồi quy OLS. Kiểm định phƣơng sai thay đổi và tự tƣơng quan: TH cĩ PSTĐ, cĩ hiện tượng tự tương quan: - Hồi quy cĩ TL từ Fama – French theo BDR TH cĩ PSTĐ, chưa phát hiện cĩ tự tương quan: - Hồi quy cĩ TL từ Fama – French theo MDR - Hồi quy cĩ TL từ Blundell – Bond theo BDR - Hồi quy cĩ TL từ Blundell – Bond theo MDR Sau khi khắc phục các hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi ta cĩ bảng tổng hợp kết quả ở 4 trường hợp như sau: Bảng 4.17 trình bày tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu cĩ được từ việc hồi quy OLS tồn bộ mẫu nghiên cứu theo phương trình (1) với TL là các giá trị ước lượng từ tỷ lệ nợ thị trường và tỷ lệ nợ sổ sách theo phương pháp Fama - French (2002) và Bundell-Bond (1998). [TLt+1 – DRt] (DISTANCE) trong phương trình (1) là tỷ lệ nợ cơng ty phải thay đổi để trở lại tỷ lệ nợ mục tiêu. Vì vậy, nếu cơng ty điều chỉnh tỷ lệ nợ về tỷ lệ nợ mục tiêu trong năm tới thì giá trị của hệ số λ sẽ bằng 1.
55. 46 Bảng 4.17: Ước lượng tốc độ điều chỉnh địn bẩy về ĐBMT đối với tồn bộ mẫu nghiên cứu λ N TL từ Fama-French theo BDR 0.146539 432 (0.024535) TL từ Fama-French theo MDR 0.168795 432 (0.040955) TL từ Blundell - Bond theo BDR 0.121185 432 (0.009616) TL từ Blundell - Bond theo MDR 0.240199 432 (0.014246) - Độ tin cậy 99% (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) (chi tiết: Phụ lục 4) Tốc độ điều chỉnh từ bảng 4.17 nằm trong khoảng 12% – 24%. Tốc độ này nhanh hơn so với các nghiên cứu của nhĩm tác giả Fama – French (2002) tìm thấy tốc độ điều chỉnh này của các cơng ty Mỹ khoảng 7% – 18% nhưng chậm hơn so với Flannery và Rangan (2006) tìm thấy tốc độ này vào khoảng 35% và kết quả của Richard S. Warr, William B. Elliott, Johanna KoëterKant và Ưzde Ưztekin (2012) là 27% - 37%. Tốc độ điều chỉnh chậm hơn một số nước khác cĩ thể thấy rằng việc việc điều chỉnh này gặp nhiều khĩ khăn đối với các doanh nghiệp Việt Nam. Nguyên nhân của việc này là do cĩ sự khác biệt về thể chế của Việt Nam so với thế giới, cụ thể là thị trường tài chính chưa phát triển ở Việt Nam, nhất là thị trường trái phiếu, do đĩ các cơng ty khĩ cĩ thể phát hành chứng khốn nợ và vốn cổ phần ngay lập tức. Nguyên nhân thứ hai là do pháp luật Việt Nam chưa hồn thiện trong việc bảo vệ trái chủ và cổ đơng. Ngồi ra cịn nhiều khuyết điểm khác như chưa cĩ tổ chức xếp hạng tín
56. 47 dụng chuyên nghiệp, hệ thống ngân hang chưa thật sự vững mạnh. Như vậy, các doanh nghiệp khơng dễ dàng để vay thêm nợ dài hạn trên thị trường Việt Nam. Tuy nhiên các kết quả về tốc độ điều chỉnh trong bảng 4.17 đều cĩ ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. 4.5 Tác động của định giá sai giá cổ phần đến tốc độ điều chỉnh địn bẩy về ĐBMT Để kiểm tra tác động của việc cổ phiếu cơng ty bị định giá sai lên tốc độ điều chỉnh, bài nghiên cứu sẽ chia dữ liệu thành 4 mẫu con dựa trên cổ phiếu bị định giá cao hay thấp và cơng ty hiện đang cĩ địn bẩy cao hơn hay thấp hơn địn bẩy mục tiêu như đã trình bày cụ thể ở chương 3 – mục giả thuyết nghiên cứu. Tác giả sử dụng mơ hình thu nhập cịn lại để phân chia cơng ty cĩ cổ phiếu đang bị định giá cao hay thấp như đã trình bày trong phần 3.2.2. Cơng ty cĩ địn bẩy cao hay thấp hơn địn bẩy mục tiêu được phân chia dựa vào [TLt+1 – DRt] (DISTANCE). DISTANCE được tính bằng tỷ lệ nợ mục tiêu dự đốn trừ đi tỷ lệ nợ thực tế của cơng ty, cơng ty cĩ địn bẩy cao hơn TL cĩ DISTANCE âm và ngược lại cơng ty cĩ địn bẩy thấp hơn TL cĩ DISTANCE dương. Các kiểm định chọn mơ hình, phương sai thay đổi và tự tương quan được trình bày trong phụ lục 5, tổng hợp kết quả kiểm định của 16 hồi quy tính tốc độ điều chỉnh theo mơ hình điều chỉnh từng phần như sau: Chọn mơ hình Mơ hình FEM: trong các nhĩm: ĐB thấp hơn TL – Định giá cao và ĐB thấp hơn TL – Định giá thấp đối với hồi quy cĩ TL từ Fama – French theo BDR. Mơ hình REM: nhĩm ĐB cao hơn TL – Định giá thấp hồi quy cĩ TL từ Fama – French theo BDR. Mơ hình OLS: là các nhĩm cịn lại của 13 hồi quy theo nhĩm của mẫu nghiên cứu
57. 48 Kiểm định phƣơng sai thay đổi và tự tƣơng quan + Trường hợp cĩ PSTĐ, chưa phát hiện hiện tượng tự tương quan: trong các nhĩm: Đối với TL từ Fama – French theo BDR:- Nhĩm ĐB thấp hơn TL – Định giá cao - Nhĩm ĐB thấp hơn TL – Định giá thấp Đối với TL từ Fama – French theo BDR: - Nhĩm ĐB thấp hơn TL – Định giá cao + Trường hợp chưa phát hiện cĩ PSTĐ và tự tương quan: là các nhĩm cịn lại của 13 hồi quy nhĩm của mẫu nghiên cứu. Bảng 4.18 trình bày các hệ số λ của biến DISTANCE thu được sau khi hồi quy phương trình (1) cho từng nhĩm cơng ty. Các hàng 1, 3, 5, 7 so sánh tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu giữa các cơng ty cĩ cổ phiếu được định giá cao và các cơng ty cĩ cổ phiếu bị định giá thấp khi các cơng ty cĩ địn bẩy cao hơn địn bẩy mục tiêu. Tương tự, các hàng cịn lại cũng so sánh tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu giữa các cơng ty cĩ cổ phiếu được định giá cao và các cơng ty cĩ cổ phiếu bị định giá thấp nhưng đối với các cơng ty cĩ địn bẩy thấp hơn địn bẩy mục tiêu.
58. 49 Bảng 4.18: Ước lượng tốc độ điều chỉnh địn bẩy về ĐBMT của các nhĩm cơng ty CP định giá cao C P định giá thấp T-Stat (VP median VP) (p- value) λ N λ N A. TL từ Fama & French theo BDR Địn bẩy cao hơn ĐBMT 0.530134 0.349217 0.4837 68 65 (0.110281) (0.068307) (0.6294) (DISTANCE 0) B. TL từ Fama & French theo MDR Địn bẩy cao hơn ĐBMT 0.444413 1.014173 1.3905 59 55 (0.178678) (0.156179) (0.1671) (DISTANCE 0) C. TL từ Blundell & Bond theo BDR Địn bẩy cao hơn ĐBMT 0.551354 0.509210 0.8276 32 23 (0.050959) (0.044171) (0.4116) (DISTANCE 0) D. TL từ Blundell & Bond theo MDR Địn bẩy cao hơn ĐBMT 0.774765 0.776410 -0.4873 33 32 (0.01542) (0.027589) (0.6277) (DISTANCE 0) * - Độ tin cậy 90%; - Độ tin cậy 95%; - Độ tin cậy 99% (Nguồn: từ Stata 11, chi tiết phụ lục 5) (chi tiết: Phụ lục 5)
59. 50 Xét các trường hợp cơng ty cĩ địn bẩy cao hơn địn bẩy mục tiêu Theo Fama – French (2002): cho thấy hầu hết các kết quả về tốc độ điều chỉnh địn bẩy về ĐBMT của cơng ty cĩ cổ phiếu định giá cao chậm hơn các cơng ty cĩ cổ phiếu định giá thấp ngược với giả thuyết của bài nghiên cứu. Tuy nhiên, tất cả đều khơng cĩ ý nghĩa khi kiểm định 2 bên của t-stat. Theo Blundell và Bond (1998): đối với mơ hình cĩ TL theo BDR cĩ tốc độ điều chỉnh địn bẩy về ĐBMT của cơng ty cĩ cổ phiếu định giá cao nhanh hơn các cơng ty cĩ cổ phiếu định giá thấp đúng theo giả thuyết của bài nghiên cứu. Cịn đối với mơ hình cĩ TL theo MDR cĩ tốc độ điều chỉnh địn bẩy về ĐBMT của cơng ty cĩ cổ phiếu định giá cao chậm hơn các cơng ty cĩ cổ phiếu định giá thấp ngược với giả thuyết của bài nghiên cứu. Tuy nhiên, tất cả đều khơng cĩ ý nghĩa khi kiểm định 2 bên của t-stat. Tĩm lại, kết quả thực nghiệm của bài nghiên cứu này chưa cho thấy ủng hộ giả thuyết các cơng ty Việt Nam cĩ tốc độ điều chỉnh địn bẩy về ĐBMT của cơng ty cĩ cổ phiếu định giá cao nhanh hơn các cơng ty cĩ cổ phiếu định giá thấp trong trường hợp địn bẩy cao hơn ĐBMT tại các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% khi kiểm định 2 bên của t-stat. Xét các trường hợp cơng ty cĩ địn bẩy thấp hơn địn bẩy mục tiêu Theo Fama-French (2002): Đối với hồi quy cĩ TL theo BDR cho thấy các cơng ty định giá thấp cĩ tốc độ điều chỉnh là 16% trong khi các cơng ty bị định giá cao cĩ tốc độ điều chỉnh là 10%, đúng theo giả thuyết, các doanh nghiệp cĩ cổ phiếu bị định giá thấp điều chỉnh nhanh hơn các doanh nghiệp bị định giá cao. Sự khác biệt giữa hai ước lượng cĩ ý nghĩa thống kê với t = -1.9392 (P-value<10%). Đối với TL theo MDR cho kết quả ngược lại với giả thuyết nhưng khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Theo Blundell và Bond (1998): hồi quy cĩ TL từ phương pháp GMM theo MDR thì cho kết quả ngược với giả thuyết, các doanh nghiệp cĩ cổ phiếu bị định giá thấp
60. 51 cĩ tốc độ điều chỉnh chậm hơn, với tốc độ 17% mỗi năm, trong khi các doanh nghiệp cĩ cổ phiếu định giá cao thì nhanh hơn, với tốc độ 28% mỗi năm (ở mức ý nghĩa 5%), với t = 3.0216. Đối với hồi quy cĩ TL theo BDR thì cho kết quả ngượcvới giả thuyết nhưng khơng cĩ ý nghĩa thống kê khi kiểm định 2 bên t-stat. Tĩm lại, kết quả hồi quy cĩ TL từ Fama - French theo BDR thì ủng hộ giả thuyết các cơng ty Việt Nam cĩ tốc độ điều chỉnh địn bẩy về ĐBMT của cơng ty cĩ cổ phiếu định giá thấp nhanh hơn các cơng ty cĩ cổ phiếu định giá cao trong trường hợp địn bẩy cao hơn ĐBMT tại mức ý nghĩa 10% cịn đối với hồi quy cĩ TL từ Blundell - Bond theo MDR thì cho kết quả ngược lại với giả thuyết tại mức ý nghĩa 1%. Kết luận kết quả kiểm định hai giả thuyết của bài nghiên cứu Thứ nhất, kết quả thực nghiệm của bài nghiên cứu cho thấy cĩ bằng chứng ủng hộ giả thuyết các cơng ty Việt Nam cĩ tốc độ điều chỉnh địn bẩy về ĐBMT của cơng ty cĩ cổ phiếu định giá thấp nhanh hơn các cơng ty cĩ cổ phiếu định giá cao trong trường hợp địn bẩy thấp hơn ĐBMT đối với trường hợp hồi quy cĩ TL tính từ phương pháp Fama – French theo tỷ lệ nợ sổ sách. Tuy nhiên, đối với trường hợp hồi quy cĩ TL tính từ phương pháp Blundell – Bond theo tỷ lệ nợ thị trường thì ngược lại với giả thuyết. Lý do cho kết quả ngược lại này là do sử dụng tỷ lệ nợ thị trường trong giai đoạn 2006-2009 cĩ sự dao động mạnh về giá cổ phiếu, cĩ hiện tượng làm giá nên dẫn đến việc thiếu chính xác khi xác định tỷ lệ nợ thị trường của các doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn này. Thứ hai, kết quả thực nghiệm chưa tìm thấy bằng chứng ủng hộ cĩ ý nghĩa thống kê cho giả thuyết các cơng ty Việt Nam cĩ tốc độ điều chỉnh địn bẩy về ĐBMT của cơng ty cĩ cổ phiếu định giá cao nhanh hơn các cơng ty cĩ cổ phiếu định giá thấp trong trường hợp địn bẩy cao hơn ĐBMT. Điều này là do TTCKVN trong giai đoạn này mới đi vào hoạt động nên số lượng các cơng ty niêm yết cịn ít dẫn đến việc thiếu cơ sở dữ liệu để ủng hộ cho giả thuyết này.
61. 52 Ngồi ra, bảng 4.18 cung cấp một số bằng chứng thực nghiệm cho giả thuyết việc định giá sai vốn chủ sở hữu là một yếu tố ảnh hưởng đến tốc độ mà các cơng ty Việt Nam điều chỉnh về một cấu trúc vốn mục tiêu. Tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu của một cơng ty bị ảnh hưởng nhiều bởi các điều kiện, cụ thể là các điều kiện để phát hành vốn cổ phần.
62. 53 CHƢƠNG 5 KẾT LUẬN Chương này trình bày các kết quả chính cũng như những đĩng gĩp của luận án, thảo luận các giới hạn của bài nghiên cứu. Cuối cùng, tác giả đưa ra các hướng nghiên cứu tiếp theo cho đề tài này. 5.1 Các kết luận chung từ bài nghiên cứu Bài nghiên cứu đưa ra giả thuyết cổ phiếu của một cơng ty bị định giá sai sẽ ảnh hưởng đến tốc độ cơng ty điều chỉnh địn bẩy trở về địn bẩy mục tiêu. Các cơng ty cĩ địn bẩy cao hơn địn bẩy mục tiêu đồng nghĩa với việc nếu cơng ty muốn trở về địn bẩy mục tiêu của mình thì họ cần phát hành cổ phiếu hoặc phát hành nợ. Khi đĩ, nếu cơng ty cĩ cổ phiếu đang được định giá cao sẽ điều chỉnh về cấu trúc vốn mục tiêu nhanh hơn so với các cơng ty cĩ cổ phiếu đang bị định giá thấp. Nguyên nhân là việc phát hành cổ phần trong khi chúng đang được định giá quá cao sẽ giảm được chi phí phát hành. Tương tự, các cơng ty cĩ địn bẩy thấp hơn địn bẩy mục tiêu tức là nếu doanh nghiệp muốn trở về địn bẩy mục tiêu, họ cần phát hành nợ hoặc mua lại vốn cổ phần. Khi đĩ cơng ty cĩ cổ phiếu định giá cao sẽ điều chỉnh địn bẩy về phía địn bẩy mục tiêu chậm hơn hơn so với các cơng ty cĩ cổ phiếu bị định giá thấp. Trong trường hợp này, các cơng ty cĩ cổ phiếu đang định giá thấp sẽ tích cực mua lại cổ phần hơn. Kết quả thực nghiệm từ luận văn cho thấy: Các cơng ty ở Việt Nam cĩ tốc độ điều chỉnh khoảng 12% – 24%, tương ứng khoảng từ 4.2 năm đến 8.3 năm, kết quả này chậm hơn một chút so với các kết quả từ các nghiên cứu khác trên thế giới. Kết quả quan trọng nhất của bài nghiên cứu này là một số kết quả thực nghiệm ủng hộ cho giả thuyết các cơng ty cĩ cổ phiếu định giá thấp nhưng cĩ địn bẩy thấp hơn
63. 54 địn bẩy mục tiêu cĩ tốc độ điều chỉnh nhanh hơn các cơng ty cĩ cổ phiếu định giá cao. Tuy nhiên, đối với trường hợp các cơng ty cĩ cổ phiếu định giá cao và cĩ địn bẩy cao hơn địn bẩy mục tiêu thì cĩ tốc độ điều chỉnh cao hơn các cơng ty cĩ cổ phiếu định giá thấp thì khơng cho ra kết quả cĩ ý nghĩa khi kiểm định t-stat. Lý do kết quả chưa phù hợp hồn tồn với các giả thuyết cĩ thể là do một số hạn chế về dữ liệu của bài nghiên cứu sẽ được trình bày cụ thể trong phần hạn chế của đề tài nghiên cứu sẽ được trình bày trong phần hạn chế của luận văn. Qua bài nghiên cứu tác giả cĩ thể bước đầu khẳng định vai trị của việc định giá sai như là một yếu tố làm ảnh hưởng đến chi phí điều chỉnh về cấu trúc vốn mục tiêu của các doanh nghiệp. Từ đĩ, các doanh nghiệp cĩ thể lưu ý đến vấn đề này khi đưa ra các quyết định về cấu trúc vốn của mình. Đặc biệt tại thị trường Việt Nam, là một thị trường cịn tương đối trẻ, sự minh bạch thơng tin cịn tồn tại nhiều hạn chế dẫn đến sự bất cân xứng thơng tin xảy ra thường xuyên và liên tục, do đĩ việc bị định giá sai rất dễ xảy ra. Vì vậy, các nhà quản lý cĩ thể tận dụng việc định giá sai này để giảm thiểu chi phí, nhanh chĩng điều chỉnh địn bẩy của cơng ty về địn bẩy mục tiêu. Bài nghiên cứu cịn là một hướng giải thích cho sự tồn tại của lý thuyết thời điểm thị trường tồn tại bên cạnh lý thuyết đánh đổi và thống nhất với lý thuyết đánh đổi trong việc xác định một cấu trúc vốn của doanh nghiệp. 5.2 Hạn chế của luận văn và hƣớng phát triển nghiên cứu 5.2.1 Hạn chế của luận văn Hạn chế chủ yếu nhất của đề tài nghiên cứu này là hạn chế về mặt dữ liệu nghiên cứu: Thứ nhất, thị trường chứng khốn Việt Nam mới đi vào hình thành và phát triển trong hơn 10 năm qua, số lượng các cơng ty niêm yết cịn ít cũng như ngành nghề của các cơng ty trên thị trường cũng chưa thật sự đầy đủ theo cơ cấu trong nền kinh
64. 55 tế. Cụ thể là mơ hình chỉ tiêu thu nhập cịn lại địi hỏi cơng ty phải hoạt động liên tục ít nhất 4 năm nên số lượng cơng ty niêm yết trên sàn chứng khốn Việt Nam mà cụ thể là Sàn giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh HOSE bị giới hạn, từ đĩ mẫu nghiên cứu chỉ gồm 72 cơng ty trong khoảng thời gian từ 2006 - 2012. Đặc biệt, trong giai đoạn 2006-2009 cĩ nhiều biến động về giá cổ phiếu và cĩ hiện tượng làm giá nên số liệu để tính các chỉ tiêu cấu trúc vốn thiếu chính xác. Thứ hai, bài nghiên cứu chỉ mới tập trung nghiên cứu các cơng ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh, chưa xem xét các cơng ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn Hà Nội cũng như trên thị trường phi tập trung OTC Ngồi ra bài nghiên cứu cịn tồn tại một số hạn chế khác như: Bài nghiên cứu chưa xem xét các yếu tố khác cĩ thể tác động đến kết quả nghiên cứu như yếu tố vĩ mơ, yếu tố chủ quan của con người Đặc biệt là khi giai đoạn nghiên cứu 2006 – 2012 là khoảng thời gian trước, trong và sau cuộc khủng hồng kinh tế - tài chính lớn trên thế giới. Do hạn chế và dữ liệu nghiên cứu nên bài nghiên cứu cũng chưa thực hiện được nhiều các kiểm định đảm bảo độ vững chắc của kết quả nghiên cứu. 5.2.2 Hƣớng phát triển nghiên cứu Kết quả thực nghiệm từ bài nghiên cứu này chưa đồng nhất với giả thuyết nghiên cứu, nguyên nhân cĩ thể là do các hạn chế về mặt dữ liệu. Vì vậy, nghiên cứu này cĩ thể phát triển bằng cách mở rộng mẫu nghiên cứu dài và rộng hơn để cĩ thể khẳng định chắc chắn hơn tính chính xác của giả thuyết nghiên cứu. Các nghiên cứu trước đây nghiên cứu việc điều chỉnh cấu trúc vốn về cấu trúc vốn mục tiêu cịn xem xét ảnh hưởng của một số yếu tố khác như lưu lượng tiền mặt, các cơ hội tăng trưởng, ảnh hưởng của từng ngành của cơng ty và tìm thấy các bằng chứng về sự ảnh hưởng của các yếu tố này lên việc điều chỉnh.
65. 56 Bài nghiên cứu này cĩ thể phát triển theo hướng xem xét đồng thời tác động của việc định giá sai cổ phiếu với tác động của các yếu tố khác để cĩ một cái nhìn tổng quát về các yếu tố ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu.
66. TÀI LIỆU THAM KHẢO A. Tài liệu tham khảo tiếng Việt Nguyễn Thị Ngọc Trang (2008), “Phân tích tài chính”, Nhà xuất bản Lao động-Xã hội Phan Thị Bích Nguyệt (2006), “Đầu tư tài chính”, Nhà xuất bản thống kê Trần Ngọc Thơ (2005), “Tài chính doanh nghiệp hiện đại ”, Nhà xuất bản thống kê B. Tài liệu tham khảo tiếng Anh Andreas William Hay, “Determinants of capital structure” (2013). Baker và Wurgler, “Market Timing and Capital Structure” (2002). Blundell và Bond, “Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models” (1998). Byoun, “How and When Do Firms Adjust Their Capital Structures toward Targets?” (2008). Elliott, Koeter-Kant, và Warr, “Valuation-based test of market timing” (2007) và “Target Debt ratios: The impact of equity mis-pricing” (2008). Fama và French, “Testing tradeoff and pecking order predictions about dividends and debt” (2002). Faulkender và các cộng sự, “Cash Flows and Leverage Adjustments” (2009). Flannery và Rangan, “Partial Adjustment toward Target Capital Structures” (2006). Huang và Ritter, “Testing Theories of Capital Structure and Estimating the Speed of Adjustment” (2009).
67. Leary và Robert, “Do Firms Rebalance Their Capital Structures?” (2005). Lemmon, Roberts, và Zender, “Back to the Beginning: Persistence and the Cross- Section of Corporate Capital Structure” (2008). Richard S. Warr, William B. Elliott, Johanna KoëterKant và Ưzde Ưztekin “Equity Mispricing and Leverage Adjustment Costs” (2012). Roberts, “The Dynamics of Capital Structure: An Empirical Analysis of a Partially Observable System” (2001). C. Website tham khảo Trang web của Sở giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh Các trang web tham khảo khác www.ssrn.com
68. PHỤ LỤC 1 DANH SÁCH TÊN CƠNG TY TRONG MẪU NGHIÊN CỨU STT Mã CK Tên cơng ty 1 ABT CTCP Xuất nhập khẩu Thủy sản Bến Tre 2 AGF CTCP Xuất nhập khẩu Thủy sản An Giang 3 BBC Cơng ty Cổ phần Bibica 4 BHS CTCP Đường Biên Hịa 5 BMP Cơng ty Cổ phần Nhựa Bình Minh 6 BT6 Cơng ty Cổ phần Beton 6 7 CII CTCP Đầu tư Hạ tầng Kỹ thuật TP.HCM 8 COM Cơng ty Cổ phần Vật tư - Xăng Dầu 9 CYC CTCP Gạch men Chang Yih 10 DCT CTCP Tấm lợp Vật liệu Xây dựng Đồng Nai 11 DHA CTCP Hĩa An 12 DHG CTCP Dược Hậu Giang 13 DIC Cơng ty Cổ phần Đầu tư và Thương mại DIC 14 DMC CTCP Xuất nhập khẩu y tế DOMESCO 15 DRC Cơng ty Cổ phần Cao su Đà Nẵng 16 DTT Cơng ty Cổ phần Kỹ nghệ Đơ Thành 17 FMC Cơng ty Cổ phần Thực phẩm Sao Ta 18 GIL CTCP Sản xuất Kinh doanh Xuất nhập khẩu Bình Thạnh 19 GMC CTCP Sản xuất Thương mại May Sài Gịn 20 GMD CTCP Đại lý Liên hiệp Vận chuyển
69. 21 HAI CTCP Nơng Dược 22 HAX Cơng ty Cổ phần Dịch vụ Ơ tơ Hàng Xanh 23 HAS CTCP HASICO 24 HAP CTCP HAPACO 25 HBC CTCP Xây dựng và Kinh doanh Địa ốc Hịa Bình 26 HMC Cơng ty Cổ phần Kim khí Thành phố Hồ Chí Minh 27 HRC CTCP Cao su Hoa Bình 28 HTV CTCP Vận tải Hà Tiên 29 ICF CTCP Đầu tư Thương mại Thủy sản 30 IMP CTCP Dược phẩm Imexpharm 31 ITA CTCP Đầu tư và Cơng nghiệp Tân Tạo 32 KDC CTCP Kinh Đơ 33 KHA CTCP Xuất Nhập Khẩu Khánh Hội 34 LAF CTCP Chế biến Hàng xuất khẩu Long An 35 LBM CTCP Khống sản và Vật liệu Xây dựng Lâm Đồng 36 LGC Cơng ty Cổ phần Cơ khí - Điện Lữ Gia 37 MCP CTCP In và Bao bì Mỹ Châu 38 MHC CTCP Hàng hải Hà Nội 39 MPC CTCP Tập đồn Thủy sản Minh Phú 40 NAV Cơng ty Cổ phần Nam Việt 41 NSC Cơng ty Cổ phần Giống cây trồng Trung Ương 42 PAC CTCP Pin Ắc quy Miền Nam 43 PAN CTCP Xuyên Thái Bình
70. 44 PJT CTCP Vận tải xăng dầu đường thủy Petrolimex 45 PNC CTCP Văn Hĩa Phương Nam 46 PTC CTCP Đầu Tư và Xây Dựng Bưu Điện 47 PVD CTCP Khoan và Dịch Vụ Khoan Dầu Khí 48 RAL Cơng ty Cổ phần Bĩng đèn Phích nước Rạng Đơng 49 REE Cơng ty Cổ phần Cơ điện lạnh 50 SAM Cơng ty Cổ phần Đầu tư và Phát triển Sacom 51 SAV CTCP Hợp tác Kinh tế và Xuất nhập khẩu Savimex 52 SCD Cơng ty Cổ phần Nước giải khát Chương Dương 53 SFC CTCP Nhiên liệu Sài Gịn 54 SFI Cơng ty Cổ phần Đại lý Vận tải Safi 55 SJS CTCP Đầu tư Phát triển Đơ thị và Khu cơng nghiệp Sơng Đà 56 SMC CTCP Đầu tư Thương mại SMC 57 TAC Cơng ty Cổ phần Dầu thực vật Tường An 58 TCR CTCP Cơng nghiệp Gốm sứ TAICERA 59 TDH CTCP Phát triển Nhà Thủ Đức 60 TMS CTCP Trasimex-Saigon 61 TNA CTCP Thương mại Xuất nhập khẩu Thiên Nam 62 TS4 Cơng ty Cổ phần Thủy sản số 4 63 TSC CTCP Vật tư Kỹ thuật Nơng nghiệp Cần Thơ 64 TTP CTCP Bao bì Nhựa Tân Tiến 65 TYA Cơng ty Cổ phần Dây và Cáp điện Taya Việt Nam 66 VCF CTCP Vinacafe Biên Hịa
71. 67 VID CTCP Đầu tư Phát triển Thương mại Viễn Đơng 68 VIP CTCP Vận tải Xăng dầu Vipco 69 VIS Cơng ty Cổ phần Thép Việt Ý 70 VNM Cơng ty Cổ phần Sữa Việt Nam 71 VPK Cơng ty Cổ phần Bao Bì Dầu Thực vật 72 VTB CTCP Viettronics Tân Bình
72. PHỤ LỤC 2 ƢỚC LƢỢNG TL (ĐBMT)  Cách tiếp cận 1: ƣớc lƣợng TL dựa trên mơ hình hồi quy chéo ƣớc lƣợng theo Fama-French (2002) Mơ hình tƣơng quan Hồi quy với biến phụ thuộc BDR bdr tang size growth roa bdr 1.0000 tang 0.0683 1.0000 size 0.2381 -0.0137 1.0000 growth -0.0337 0.0188 0.1492 1.0000 roa -0.3892 -0.0894 0.1088 0.3986 1.0000 Hồi quy với biến phụ thuộc MDR mdr tang size growth roa mdr 1.0000 tang 0.0515 1.0000 size 0.0916 -0.0137 1.0000 growth -0.5518 0.0188 0.1492 1.0000 roa -0.5590 -0.0894 0.1088 0.3986 1.0000 Chọn lựa mơ hình Kiểm định likelihood Hồi quy với biến phụ thuộc BDR bdr Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] size .0352198 .010747 3.28 0.001 .0140966 .0563431 growth .0072996 .0039549 1.85 0.066 -.0004737 .015073 roa -.4807019 .0870417 -5.52 0.000 -.6517832 -.3096207 _cons -.4980657 .2923129 -1.70 0.089 -1.072609 .0764778 sigma_u .1474792 sigma_e .10338351 rho .67050797 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(71, 429) = 12.65 Prob > F = 0.0000
73. Hồi quy với biến phụ thuộc MDR mdr Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] size .0410911 .0128905 3.19 0.002 .0157546 .0664275 growth -.0741705 .0047437 -15.64 0.000 -.0834943 -.0648467 roa -.7036568 .1044031 -6.74 0.000 -.908862 -.4984515 _cons -.5269044 .3506178 -1.50 0.134 -1.216047 .1622381 sigma_u .14011404 sigma_e .12400446 rho .5607677 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(71, 429) = 8.06 Prob > F = 0.0000 Kiểm định Hausman Hồi quy với biến phụ thuộc BDR Coefficients (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) fe1 re1 Difference S.E. size .0352198 .0388521 -.0036323 .0063225 growth .0072996 .0083553 -.0010557 .0006744 roa -.4807019 -.5854928 .1047909 .0170561 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 32.88 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Hồi quy với biến phụ thuộc MDR Coefficients (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) fe2 re2 Difference S.E. size .0410911 .0406209 .0004702 .0087061 growth -.0741705 -.0735574 -.0006131 .0011356 roa -.7036568 -.8379248 .134268 .0295635 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 16.52 Prob>chi2 = 0.0009 (V_b-V_B is not positive definite)
74. Kiểm định phƣơng sai thay đổi: Hồi quy với biến phụ thuộc BDR Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (72) = 2150.98 Prob>chi2 = 0.0000 Hồi quy với biến phụ thuộc MDR Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (72) = 2528.12 Prob>chi2 = 0.0000 Kiểm định tự tƣơng quan Hồi quy với biến phụ thuộc BDR Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 71) = 54.786 Prob > F = 0.0000 Hồi quy với biến phụ thuộc MDR Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 71) = 26.051 Prob > F = 0.0000
75. PHỤ LỤC 3 BẢNG TỔNG HỢP TÍNH TL VÀ ĐỊNH GIÁ SAI VCP Firm Year TL BDR FE TL MDR FE TL BDR GMM TL MDR VP0 GMM ABT 2006 0.343638 0.208329 0.223723 0.172700 3.06906 ABT 2007 0.434494 0.361039 0.280323 0.508411 2.06594 ABT 2008 0.453049 0.505405 0.605530 0.597417 3.15703 ABT 2009 0.389660 0.342368 0.561254 0.552898 1.50758 ABT 2010 0.329557 0.288247 0.266477 0.335614 ABT 2011 0.306161 0.253444 0.542071 0.405422 ABT 2012 0.408250 0.359994 AFG 2006 0.491257 0.267713 0.290137 0.255314 -0.0142 AFG 2007 0.515928 0.484030 1.175358 1.349956 0.47507 AFG 2008 0.553982 0.639843 0.927575 1.146870 1.70351 AFG 2009 0.534153 0.589368 1.128428 1.427706 1.11531 AFG 2010 0.530403 0.595746 1.240293 1.484022 AFG 2011 0.551137 0.623333 1.111423 1.586282 AFG 2012 0.558313 0.643110 BBC 2006 0.431990 0.388355 0.672828 0.130985 1.27902 BBC 2007 0.478711 0.175621 0.219093 0.393979 -0.0194 BBC 2008 0.475411 0.541254 0.847498 0.800697 0.62607 BBC 2009 0.455056 0.477200 0.572425 0.835949 0.30895 BBC 2010 0.480107 0.527354 0.630467 1.082401 BBC 2011 0.486283 0.556531 0.603943 0.932140 BBC 2012 0.500618 0.566902 BHS 2006 0.464416 0.464556 0.465097 0.223971 0.42229 BHS 2007 0.463792 0.381463 0.870574 0.847509 0.74451 BHS 2008 0.568577 0.632688 1.089971 1.010119 1.49914 BHS 2009 0.447968 0.420103 0.947216 0.915659 1.07461 BHS 2010 0.466233 0.440781 1.137955 1.112504 BHS 2011 0.495513 0.498871 1.416925 1.384953 BHS 2012 0.541984 0.577449 BMP 2006 0.369045 0.244167 0.211170 0.027744 0.86387 BMP 2007 0.412526 0.038526 0.328643 0.034700 0.50317 BMP 2008 0.406556 0.382070 0.477751 0.338001 1.65821 BMP 2009 0.346436 0.103592 0.292301 0.110059 0.52807 BMP 2010 0.362166 0.236141 0.318397 0.280110 BMP 2011 0.387902 0.326121 0.361824 0.431422 BMP 2012 0.386794 0.347917 BT6 2006 0.457567 0.506019 0.587031 0.293559 1.89809 BT6 2007 0.485214 0.415910 0.918325 0.787820 0.74848 BT6 2008 0.492043 0.431006 0.972255 0.805496 0.366 BT6 2009 0.460763 0.410483 1.168226 0.919109 0.29246 BT6 2010 0.487524 0.447986 1.353748 1.434407 BT6 2011 0.529038 0.600970 1.259604 1.507081
76. BT6 2012 0.530677 0.603469 CII 2006 0.421713 0.402160 0.408360 0.178098 1.29408 CII 2007 0.428360 0.269427 1.083787 0.765989 0.63464 CII 2008 0.415133 0.399815 0.877950 0.576655 0.72301 CII 2009 0.380759 0.264458 1.078030 0.694474 0.27552 CII 2010 0.389626 0.319012 1.310211 0.999609 CII 2011 0.437259 0.435861 1.213999 1.000660 CII 2012 0.426927 0.380106 CLC 2006 0.450390 0.289923 0.618060 0.289523 1.67111 CLC 2007 0.450212 0.245867 1.040154 0.779119 1.23861 CLC 2008 0.438543 0.412363 1.117907 0.851888 1.52249 CLC 2009 0.468332 0.415071 1.260838 1.132316 1.41425 CLC 2010 0.492976 0.486316 1.153917 1.302058 CLC 2011 0.482548 0.512603 1.122183 1.224018 CLC 2012 0.487205 0.508169 COM 2006 0.496237 0.526487 -0.190321 0.005624 4.48965 COM 2007 0.534532 0.544633 0.612836 0.715480 1.79794 COM 2008 0.542564 0.557214 0.786448 0.757810 0.64508 COM 2009 0.490177 0.447861 0.516898 0.589894 0.4811 COM 2010 0.539042 0.514312 0.605047 0.696338 COM 2011 0.552023 0.563470 1.062275 0.969889 COM 2012 0.577984 0.591046 CYC 2006 0.467046 0.490381 0.686032 0.521314 0.10041 CYC 2007 0.441235 0.434567 1.085845 1.113056 0.01545 CYC 2008 0.437028 0.478922 1.167116 1.195932 0.05233 CYC 2009 0.462068 0.518910 1.214546 1.335209 0.08563 CYC 2010 0.469963 0.536801 1.294669 1.501653 CYC 2011 0.468821 0.557465 1.188511 1.541683 CYC 2012 0.465692 0.559505 DCT 2006 0.350233 0.294049 0.226148 0.134243 0.17018 DCT 2007 0.390389 0.347710 0.311338 0.486764 0.30078 DCT 2008 0.380694 0.406885 1.220038 1.036629 0.31807 DCT 2009 0.444752 0.474232 0.866288 1.041013 -0.2288 DCT 2010 0.458435 0.508603 1.252816 1.380874 DCT 2011 0.453963 0.533591 1.204637 1.415879 DCT 2012 0.529613 0.639522 DHA 2006 0.337028 0.321866 0.207287 0.075657 1.0468 DHA 2007 0.327412 0.240349 0.111405 0.197826 0.62939 DHA 2008 0.358195 0.375472 0.264826 0.294096 0.86937 DHA 2009 0.324432 0.266272 0.356825 0.317597 0.33991 DHA 2010 0.367759 0.354996 0.347565 0.617751 DHA 2011 0.387705 0.435348 0.342014 0.573233 DHA 2012 0.427113 0.487717 DHG 2006 0.406515 0.325469 -0.019443 -0.072641 4.71603 DHG 2007 0.502662 0.007603 0.941036 0.091054 0.59534 DHG 2008 0.483932 0.301048 0.693731 0.356462 0.68365 DHG 2009 0.410112 0.218979 0.627594 0.330780 0.84617
77. DHG 2010 0.431015 0.284872 0.689319 0.410178 DHG 2011 0.441694 0.290716 0.635634 0.390822 DHG 2012 0.452642 0.294316 DIC 2006 0.433538 0.449715 0.902426 0.418525 0.91918 DIC 2007 0.470144 0.308267 1.100371 1.105627 0.20659 DIC 2008 0.482089 0.519340 1.291292 1.112384 0.33095 DIC 2009 0.488023 0.479246 1.183907 1.149224 -0.0081 DIC 2010 0.503959 0.496239 1.259533 1.462741 DIC 2011 0.510196 0.579979 1.303782 1.475396 DIC 2012 0.527938 0.597613 DMC 2006 0.447962 0.178380 0.039184 0.035991 0.30865 DMC 2007 0.474594 0.184037 0.632801 0.257266 0.26726 DMC 2008 0.461098 0.427694 0.699947 0.514259 0.51583 DMC 2009 0.467921 0.385081 0.615178 0.641455 0.44531 DMC 2010 0.459097 0.459517 0.701828 0.870695 DMC 2011 0.468435 0.501203 0.719877 0.825979 DMC 2012 0.467989 0.477826 DRC 2006 0.451349 0.466501 0.559949 0.023746 4.36345 DRC 2007 0.500497 -0.007546 1.242169 0.689478 0.49409 DRC 2008 0.486303 0.480583 0.484485 0.411031 1.49302 DRC 2009 0.232935 -0.072192 0.744965 0.256222 0.28515 DRC 2010 0.445213 0.370596 0.984894 0.920287 DRC 2011 0.491480 0.498516 1.022673 0.998690 DRC 2012 0.493195 0.475448 DTT 2006 0.288770 0.201967 -0.044311 0.013678 1.82797 DTT 2007 0.375349 0.339339 0.209430 0.287633 0.08599 DTT 2008 0.388941 0.441010 0.257675 0.393479 -0.2153 DTT 2009 0.400718 0.450966 0.413782 0.552175 -0.1611 DTT 2010 0.433176 0.491436 0.244327 0.531661 DTT 2011 0.423539 0.500117 0.422279 0.601070 DTT 2012 0.414993 0.491011 FMC 2006 0.450758 0.188867 0.674595 0.405345 0.26344 FMC 2007 0.491535 0.394921 0.982535 1.098194 0.65018 FMC 2008 0.503980 0.558864 1.523235 1.411396 1.74827 FMC 2009 0.510964 0.557046 1.103863 1.420355 1.31234 FMC 2010 0.509081 0.561293 1.541917 1.622885 FMC 2011 0.531405 0.600608 1.156722 1.516201 FMC 2012 0.537938 0.608609 GIL 2006 0.405733 0.410189 0.027917 0.045427 3.5433 GIL 2007 0.450053 0.425164 0.498018 0.744209 1.60346 GIL 2008 0.435016 0.483874 0.543959 0.615365 2.62382 GIL 2009 0.417185 0.408928 0.708561 0.801902 1.06336 GIL 2010 0.443467 0.468911 1.110822 1.025970 GIL 2011 0.456200 0.459518 1.061373 1.060578 GIL 2012 0.504904 0.504989 GMC 2006 0.407889 0.407682 0.113114 0.088961 5.21336 GMC 2007 0.438945 0.340695 0.904652 0.953744 1.57282