Tải bản đầy đủ
TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

Tải bản đầy đủ

6

Theo kết quả nghiên cứu của Dolde (1995)1 về tiến hành quản trị rủi ro trong doanh
nghiệp phi tài chính thấy rằng có mối quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa giữa các
khoản khấu trừ thuế do thua lỗ chuyển sang và sử dụng công cụ quản trị rủi ro.
Theo nghiên cứu của Smith và Stulz (1985), Froot, Scharfstein và Stein (1993) chỉ
ra rằng các doanh nghiệp có xác suất gặp phải kiệt quệ tài chính cao hơn thì có
nhiều khả năng sử dụng các sản phẩm quản trị rủi ro hơn2. Điều này nhất quán với
nghiên cứu của Mian (1994)3, Geczy, Minton và Schrand (1996) khi các nghiên cứu
này tìm thấy mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê giữa độ nhạy cảm rủi ro
tỷ giá và sử dụng công cụ quản trị rủi ro tài chính. Nghiên cứu Dolde (1995) và
Samant (1996)4 tìm thấy mối quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa thống kê giữa tiến
hành quản trị rủi ro và đòn bẩy tài chính.
Các bằng chứng này cho thấy rằng quản trị rủi ro có thể thật sự tác động đến rủi ro
của doanh nghiệp (hệ số beta). Nếu rủi ro tài chính được đa dạng hóa, mô hình định
giá tài sản vốn CAPM sẽ dự đoán rằng quản trị rủi ro tài chính không có tác động
đối với hệ số beta. Tuy nhiên, trong nghiên cứu của Aswath Damodaran và Marti G.
Subrahmanyam (1992) thực nghiệm về tác động của việc sử dụng các chứng khoán

Nghiên cứu của Dolde được đăng trên Journal of Financial Engineering năm 1995, nghiên cứu
mối quan hệ giữa quản trị rủi ro tài chính và các công cụ phái sinh, thực nghiệm trên 244 doanh
nghiệp thuộc Fortune 500 năm 1992 (Theo Nguyễn Thị Ngọc Trang và cộng sự, 2007. Quản trị rủi
ro tài chính. Thành phố Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Thống kê, trang: 613).
1

Theo Nguyễn Thị Ngọc Trang và cộng sự , 2007. Quản trị rủi ro tài chính. Thành phố Hồ Chí
Minh: nhà xuất bản Thống kê, trang: 609.
2

Công trình nghiên cứu của Mian năm 1994, nghiên cứu mối quan hệ giữa quản trị rủi ro tài chính
và các công cụ phái sinh, thực nghiệm trên 3.022 doanh nghiệp năm 1992 (Theo Nguyễn Thị Ngọc
Trang và cộng sự , 2007. Quản trị rủi ro tài chính. Thành phố Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Thống
kê, trang: 613).
3

Nghiên cứu của Samant được đăng trên Journal of Financial Services Research năm 1996, nghiên
cứu mối quan hệ giữa quản trị rủi ro lãi suất và các công cụ phái sinh, thực nghiệm trên 354 doanh
nghiệp Mỹ năm 1990-1992 (Theo Nguyễn Thị Ngọc Trang và cộng sự , 2007. Quản trị rủi ro tài
chính. Thành phố Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Thống kê, trang: 613).
4

7

phái sinh có tác động như thế nào lên các tài sản cơ sở cho thấy rằng kể từ khi ra đời
các chứng khoán phái sinh cho các cổ phiếu, beta của các doanh nghiệp có liên quan
đã giảm xuống.5
Lý thuyết quyền chọn thực: Giá trị doanh nghiệp thường được phân tách thành giá
trị tài sản đầu tư (value of assets in place – VAiP) và giá trị của các cơ hội tăng
trưởng (value of growth opportunities – VGO). Dixit and Pindyck (1993) nhấn
mạnh đến các đặc tính quyền chọn của cơ hội tăng trưởng. Nếu các cơ hội tăng
trưởng là các quyền chọn thực (real options)6 trên dòng tiền sinh ra từ các tài sản
đầu tư, các doanh nghiệp có biến động lớn hơn sẽ có nhiều cơ hội tăng trưởng có
giá trị hơn trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Sự gia tăng biến động làm
tăng giá trị của quyền chọn. Vì các quyền chọn là một phần của giá trị doanh nghiệp
trừ đi giá trị tài sản đầu tư, sự gia tăng giá trị của các quyền chọn làm tăng giá trị
doanh nghiệp. Vì vậy, có một mối quan hệ dương giữa thay đổi trong q và thay đổi
trong rủi ro doanh nghiệp.
Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn truyền thống: Các doanh nghiệp đánh đổi lợi
ích về thuế từ nợ với chi phí kiệt quệ tài chính. Tại một mức độ nợ nhất định, biến
động vốn cổ phần càng lớn, khả năng doanh nghiệp sẽ phải chịu chi phí kiệt quệ tài
chính càng cao. Doanh nghiệp có thể giảm biến động của vốn cổ phần bằng cách
giảm nợ. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, điểm tối ưu cho các doanh
nghiệp có chi phí kiệt quệ tài chính cao là có ít nợ và do đó biến động vốn cổ phần
thấp hơn. Nếu tương quan dương giữa nợ và biến động vốn cổ phần đủ mạnh, các
doanh nghiệp có biến động vốn cổ phần thấp hơn sẽ có một tấm chắn thuế của nợ
5

Theo Nguyễn Thị Ngọc Trang và cộng sự, 2007. Quản trị rủi ro tài chính. Thành phố Hồ Chí
Minh: Nhà xuất bản Thống kê, trang 611.
Quyền chọn thực là các quyền chọn thường được thấy trong các quyết định đầu tư của doanh
nghiệp, các quyết định này thường được gọi là đầu tư thực. Các quyền chọn này giống như những
quyền chọn thông thường. Chúng cho phép chủ sở hữu, quyết định vào một ngày trong tương lai có
“thực hiện” quyền chọn hay không, điều này có thể dẫn tới việc chi trả một khoản tiền và nhận về
cái gì đó có giá trị lớn hơn (giống trường hợp quyền chọn mua) hoặc nhận về một khoản tiền và
cho đi một cái gì đó có giá trị thấp hơn (giống trường hợp quyền chọn bán).
6

8

nhỏ hơn và giá trị doanh nghiệp thấp hơn. Do đó, trong trường hợp này, giá trị của
doanh nghiệp có tương quan âm với biến động vốn cổ phần (sự thay đổi trong rủi
ro).
Lý thuyết quản trị rủi ro: Tranh luận rằng các doanh nghiệp có thể hưởng lợi từ
việc quản trị rủi ro vì rủi ro vượt trội làm tăng hiện giá của chi phí kiệt quệ tài chính
và có thể dẫn đến đầu tư dưới mức tối ưu nếu việc tài trợ bên ngoài và đàm phán lại
là tốn nhiều chi phí. Dưới một số điều kiện, chính sách quản trị rủi ro tối ưu có thể
gia tăng rủi ro. Điểm này đã được chỉ ra bởi Froot, Scharfstein, and Stein (1993),
chính sách được thiết kế để cho phép các doanh nghiệp tận dụng cơ hội đầu tư có
thể đưa các doanh nghiệp vào vị thế trong phái sinh, điều này làm gia tăng mức biến
thiên của dòng tiền nếu cơ hội đầu tư có tương quan dương với dòng tiền. Trên nền
tảng lý thuyết, lý thuyết quản trị rủi ro hàm ý rằng mối quan hệ cân bằng giữa rủi
ro vốn cổ phần và giá trị doanh nghiệp có thể dương hoặc âm.
Lý thuyết về việc đa dạng hóa: Lang and Stulz (1994) cho thấy giá trị doanh
nghiệp và doanh nghiệp đa dạng hóa có mối tương quan âm trong giai đoạn nghiên
cứu. Lý thuyết về đa dạng hóa cho thấy rằng các doanh nghiệp đa dạng hóa được
định giá thấp hơn so với các doanh nghiệp chuyên môn hóa. Các điều kiện khác
không đổi, một doanh nghiệp đa dạng hóa nói chung sẽ có mức biến động thấp hơn
so với một doanh nghiệp chuyên môn hóa. Do đó, sự tồn tại của việc đa dạng hóa
hàm ý rằng các doanh nghiệp biến động cao hơn có giá trị cao hơn. Lý thuyết này
cung cấp một lý do khác giải thích tại sao giá trị doanh nghiệp nên tăng cùng với
rủi ro doanh nghiệp.
Lý thuyết định giá quyền chọn: Dự báo một mối tương quan âm giữa thay đổi
trong giá trị vốn cổ phần và biến động vốn cổ phần đối với một doanh nghiệp sử
dụng đòn bẩy khi tỷ suất sinh lợi cho doanh nghiệp có biến động không đổi. Cheung
và Ng (1992), Duffee (1995) và Bekaert và Wu (2000) thực hiện nghiên cứu việc có
hay không mối tương quan âm giữa giá trị vốn cổ phần và biến động vốn cổ phần
phụ thuộc vào đòn bẩy. Các bằng chứng từ các nghiên cứu này đưa ra sự tương

9

quan âm giữa vốn cổ phần và biến động trong các mô hình chuỗi thời gian không
thể chỉ được giải thích bằng đòn bẩy. Do đó, lý thuyết này chưa thể giải thích mối
tương quan âm giữa giá trị doanh nghiệp và biến động vốn cổ phần có yếu tố đòn
bẩy.
Mô hình Merton (1974)7 về định giá trái phiếu. Ở mô hình này, giá trị doanh
nghiệp, V, được phân phối logarit chuẩn và giao dịch là liên tục. Giá trị của tài sản
đầu tư là A, được cho trước và không phụ thuộc vào sự biến động của nó. Thị
trường tài chính được giả định là hoàn hảo. Lãi suất được giả định là không đổi.
Doanh nghiệp đã phát hành nợ chiết khấu đáo hạn vào một ngày trong tương lai và
có mệnh giá F. Vốn cổ phần là quyền chọn trên giá trị doanh nghiệp mà chi trả tiền
lớn nhất khoảng (V - F, 0) vào thời điểm đáo hạn của nợ chiết khấu. Với những giả
định này, công thức Black-Scholes đưa ra giá trị của vốn cổ phần. Giá trị doanh
nghiệp trừ đi giá trị của vốn cổ phần là giá trị của nợ. Với mô hình Merton, biến
động của doanh nghiệp là không đổi và mệnh giá của nợ là không đổi. Tuy nhiên, vì
doanh nghiệp có sử dụng đòn bẩy, biến động vốn cổ phần phụ thuộc vào giá trị
doanh nghiệp. Khi giá trị doanh nghiệp tăng lên, các doanh nghiệp trở nên ít sử
dụng đòn bẩy và kết quả là sự biến động của vốn cổ phần giảm. Do đó, có một mối
tương quan âm giữa biến động vốn cổ phần và giá trị doanh nghiệp, nhưng mối
quan hệ này phụ thuộc phi tuyến vào mức độ giá trị doanh nghiệp. Khi giá trị doanh
nghiệp trở nên tương đối lớn so với mệnh giá của nợ, một sự thay đổi trong giá trị
doanh nghiệp hầu như không có tác động vào biến động vốn cổ phần. Ngược lại,
các doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy cao, một thay đổi nhỏ trong giá trị doanh nghiệp
có thể có một tác động âm lớn vào biến động vốn cổ phần. Trong mô hình Merton,
mệnh giá của nợ được cho trước và không đổi. Kết quả là bài nghiên cứu nhấn

Merton (1974) đã thực hiện nghiên cứu về định giá trái phiếu: cấu trúc rủi ro của tỷ suất sinh lợi
(On the Pricing of Corporate Debt: The Risk Structure of Interest Rates). Giá trị của trái phiếu phụ
thuộc chủ yếu vào 3 yếu tố: (1) Tỷ suất sinh lợi yêu cầu của trái phiếu phi rủi ro (2) Các điều kiện
trong hợp đồng như là ngày đáo hạn, lãi suất, điều kiện mua bán,…. (3) Xác suất mà doanh nghiệp
không thể thực hiện một phần hay toàn bộ nội dung hợp đồng.
7

10

mạnh đối với những doanh nghiệp không tăng nợ, khi đó có một mối tương quan
âm giữa thay đổi trong giá trị doanh nghiệp và thay đổi trong biến động vốn cổ
phần.
Không lý thuyết nào trong các lý thuyết trên dự báo rõ ràng về mối quan hệ giữa giá
trị doanh nghiệp và rủi ro, nhưng các lý thuyết dự báo rõ ràng cho mối quan hệ giữa
thay đổi trong rủi ro và thay đổi trong giá trị doanh nghiệp.
2.2. Nghiên cứu của Hyun. Han Shin và Rene M. Stulz (2000)
Dựa trên nghiên cứu của Fama và French (1998) đã thực hiện với các doanh nghiệp
có trong Compustat cho giai đoạn 1965 đến 1992 về Thuế, Quyết định tài trợ và Giá
trị doanh nghiệp (Taxes, Financing Decisions, and Firm Value), bằng cách sử dụng
hồi quy dữ liệu chéo để tìm mối quan hệ giữ giá trị doanh nghiệp với cổ tức và nợ.
Hyun. Han Shin và Rene M. Stulz (2000) cũng thực nghiệm với các doanh nghiệp
có trong Compustat cho giai đoạn 1965 đến 1992. Sử dụng phương pháp hồi quy 2
giai đoạn (two-pass regression methodology):
Giai đoạn 1, beta của chứng khoán được ước lượng bằng phương pháp OLS theo
mô hình chuỗi thời gian của TSSL theo nhân tố thị trường.
Giai đoạn 2, hồi quy cơ hội tăng trưởng doanh nghiệp theo rủi ro, trong đó, rủi ro
được tính từ kết quả hồi quy của giai đoạn 1 và các biến kiểm soát được trình bày
theo dạng bảng.
Nghiên cứu bao gồm các biến phụ thuộc, biến độc lập, biến kiểm soát, như sau:
Biến phụ thuộc:


Q đại diện cho cơ hội tăng trưởng (giá trị của doanh nghiệp) được định nghĩa
là giá trị thị trường của doanh nghiệp chia giá trị sổ sách.

Biến độc lập:


Rủi ro hệ thống.



Rủi ro phi hệ thống.

11



Tổng rủi ro.

Biến kiểm soát:


Biến giả ngành.



Tuổi của doanh nghiệp.



Tài sản doanh nghiệp.



Div (Cash dividends paid): Cổ tức đã trả bằng tiền mặt.



IntEx (Interest expenses): Chi phí lãi vay.



RDEx (R&D expenditures): Chi tiêu cho nghiên cứu và phát triển.



EBI (Earnings before interest): Thu nhập trước lãi vay

Hyun. Han Shin và Rene M. Stulz (2000) tập trung vào 3 cách đo lường rủi ro.


Rủi ro hệ thống là beta bình phương nhân phương sai của TSSL thị trường.



Rủi ro phi hệ thống được tính bằng phương sai của phần dư (residual) trong
mô hình hồi quy thị trường (a market model regression).



Tổng rủi ro của doanh nghiệp được đo bằng phương sai của của TSSL của
chứng khoán hay là tổng của rủi ro hệ thống và phi hệ thống.

Tóm tắt số liệu thống kê cho q và rủi ro mà Hyun. Han Shin và Rene M. Stulz
(2000) đo lường cho thấy rủi ro phi hệ thống lớn hơn nhiều so với rủi ro hệ thống.
Giá trị trung bình của q là dương. Rủi ro phi hệ thống, tổng rủi ro và q có phân phối
lệch phải. Mức trung bình của sai phân bậc 1 của rủi ro phi hệ thống cũng dương.
Hyun. Han Shin và Rene M. Stulz (2000) đã thực hiện nhiều phép hồi quy khác
nhau cho giai đoạn mẫu từ 1965 đến 1992: chia hai giai đoạn nhỏ, ước lượng hồi
quy dữ liệu chéo, sử dụng sự thay đổi của q và sự thay đổi của rủi ro hàng năm; Sử
dụng biến kiểm soát là biến giả ngành, log của tuổi doanh nghiệp và log của tài sản
doanh nghiệp.
Sau đó, Hyun. Han Shin và Rene M. Stulz (2000) hồi quy thể hiện sự thay đổi trong
q trên sự thay trong rủi ro hệ thống, phi hệ thống và biến kiểm soát và thể hiện sự
thay đổi trong q dựa trên sự thay đổi trong tổng rủi ro và biến kiếm soát. Cụ thể:

12

Hồi quy không sử dụng biến kiểm soát, hồi quy sử dụng cùng biến kiểm soát: cổ tức
được chi trả, chi phí lãi vay, chi phí R&D, thu nhập như Fama và French (1998);
Hồi quy sử dụng các biến kiếm soát là: industry dummy, log age, log tài sản; Hồi
quy sử dụng biến kiếm soát của Hồi quy thêm thay đổi trong thu nhập; Hồi quy sử
dụng mẫu với 5% biến cao nhất và thấp nhất được loại bỏ,…
Sau tất cả các bước hồi quy, Hyun. Han Shin và Rene M. Stulz (2000) chỉ ra q gia
tăng theo sự gia tăng của rủi ro hệ thống và giảm theo rủi ro phi hệ thống. Ngoài ra,
một sự tăng lên trong tổng rủi ro tương ứng với mức giảm trong q. Mối tương quan
âm giữa sự thay đổi trong tổng rủi ro và sự thay đổi trong q là vững qua thời gian
cho toàn bộ mẫu, nếu ngoại trừ một số doanh nghiệp có quy mô lớn nhất.
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1. Mô hình nghiên cứu
Mô hình nghiên cứu này dựa trên mô hình nhóm tác giả Hyun. Han Shin và Rene
M. Stulz (2000) nhằm tìm hiểu mối quan hệ giữa rủi ro và cơ hội tăng trưởng.
Luận văn thực nghiệm trên mẫu các doanh nghiệp đang niêm yết trên HOSE trong
giai đoạn 2006 đến 2013, sử dụng phương pháp hồi quy 2 giai đoạn (two-pass
regression methodology):
Giai đoạn 1, betas của chứng khoán được ước lượng bằng phương pháp OLS theo
mô hình chuỗi thời gian của TSSL theo nhân tố thị trường:
rij = αj + βj rmi + εij (1)
Trong đó:

rij là log return của doanh nghiệp j trong ngày i.
rmi là log return của chỉ số đại đại diện cho thị trường cho ngày i.

Sau đó, tính toán các loại rủi ro của một doanh nghiệp:
 Rủi ro hệ thống (systematic risk).
 Rủi ro phi hệ thống (unsystematic risk).
 Tổng rủi ro (total risk).

13

Giai đoạn 2, hồi quy cơ hội tăng trưởng doanh nghiệp theo rủi ro, trong đó, rủi ro
được tính từ kết quả hồi quy của giai đoạn 1 và các biến kiểm soát được trình bày
theo dạng bảng (Panel data):
qjt = α + βj R jt + γj CVjt + μij (2)
Trong đó:

qjt là cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp j trong thời điểm t.
R jt là tập hợp các biến rủi ro của doanh nghiệp j trong thời điểm t (rủi
ro hệ thống, phi hệ thống, tổng rủi ro).
CVjt là tập hợp các biến kiểm soát của doanh nghiệp j trong thời điểm
t.

3.2. Phương pháp nghiên cứu
Mô hình nghiên cứu của bài sử dụng dữ liệu bảng (panel data), mỗi phép hồi quy
được hồi quy theo 2 phương pháp:
- Phương pháp ước lượng OLS (Ordinary Least Squares) thực hiện theo 3
cách: pooling, random effect (hiệu ứng ngẫu nhiên), fixed effect (hiệu ứng cố định),
để tìm xem phương pháp hồi quy nào là phù hợp nhất trong 3 cách trên, tác giả sử
dụng hai kiểm định là Likelihood Ratio test (LR test) và kiểm định Hausman test.
- Phương pháp ước lượng GLS (Generalises Least Squares) được sử dụng để
khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi có thể tồn tại trong mẫu nghiên cứu.
Tác giả thực hiện nhiều phép hồi quy khác nhau cho giai đoạn mẫu từ 2006 đến
2013 để kiểm định kết quả mô hình nghiên cứu.
 Với mô hình hồi quy giá trị doanh nghiệp theo rủi ro, tác giả thực hiện
các phép hồi quy sau:
(1)

Hồi quy biến phụ thuộc theo rủi ro (rủi ro hệ thống, rủi ro phi hệ
thống; tổng rủi ro).

(2)

Hồi quy biến phụ thuộc theo rủi ro với các biến kiểm soát.