4.3.1 Lựa chọn phƣơng pháp hồi quy cho dữ liệu bảng
Có ba phương pháp hồi quy thích hợp cho dữ liệu bảng đó là PRM (Pooled Regression model), FEM (Fix Effect Model) và REM (Random Effect
Model). Để lựa chọn mô hình nào phù hợp nhất với dữ liệu nghiên cứu tác
giả thực hiện các kiểm định sau:
Đầu tiên so sánh mô hình PRM và FEM. Tác giả sử dụng kiểm định Likelyhood Ratio Test. Kết quả LR test thu được thống kê F(99, 389) =5.09 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%, cho thấy rằng tồn tại các đặc điểm riêng của từng công ty là đại lượng xác định và không ngẩu nhiên, do đó việc
lựa chọn mô hình FEM là tốt hơn so với Pooled Regression Model.
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy bằng mô hình Pooled Regression Model
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy bằng mô hình Fix Effect model
F test that all u_i=0: F(99, 389) = 5.09 Prob > F = 0.0000 rho .60763557 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .02252761 sigma_u .02803444 _cons .7453585 .0424097 17.58 0.000 .6619776 .8287393 rdexp -.0525837 .040433 -1.30 0.194 -.1320782 .0269109 div_dum -.0035056 .0036974 -0.95 0.344 -.0107749 .0037637 leverage -.0037928 .0180893 -0.21 0.834 -.0393578 .0317721 roa -.0003714 .020807 -0.02 0.986 -.0412797 .0405368 size .0111848 .0016812 6.65 0.000 .0078795 .0144901 invest -.0000104 .0000822 -0.13 0.899 -.0001719 .0001511 turn_firm .0007241 .0007987 0.91 0.365 -.0008461 .0022944 skew_firm .0010301 .0008654 1.19 0.235 -.0006714 .0027316 vol_firm .3021509 .3109824 0.97 0.332 -.3092656 .9135675 vol_vni .4486625 .3222145 1.39 0.165 -.1848373 1.082162 treasurybill .00019 .0007512 0.25 0.800 -.0012869 .001667 tobin Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.3323 Prob > F = 0.0000 F(11,389) = 10.08 overall = 0.0744 max = 5 between = 0.0242 avg = 5.0 R-sq: within = 0.2219 Obs per group: min = 5 Group variable: sttma Number of groups = 100 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 500 _cons .9188314 .0296266 31.01 0.000 .86062 .9770429 rdexp .0403703 .0258107 1.56 0.118 -.0103436 .0910842 div_dum -.0078398 .0034896 -2.25 0.025 -.0146962 -.0009834 leverage .0024836 .0085867 0.29 0.773 -.0143879 .0193551 roa .1432157 .0195675 7.32 0.000 .1047688 .1816626 size .0027319 .0010504 2.60 0.010 .0006679 .0047958 invest .0000406 .0000974 0.42 0.677 -.0001508 .0002319 turn_firm -.0000266 .0009614 -0.03 0.978 -.0019157 .0018624 skew_firm .0015968 .0010077 1.58 0.114 -.0003831 .0035767 vol_firm 1.069765 .346285 3.09 0.002 .3893715 1.750159 vol_vni .1496869 .39505 0.38 0.705 -.626522 .9258957 treasurybill -.0014076 .0008689 -1.62 0.106 -.003115 .0002997 tobin Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .587157895 499 .001176669 Root MSE = .03048 Adj R-squared = 0.2106 Residual .453296961 488 .000928887 R-squared = 0.2280 Model .133860934 11 .012169176 Prob > F = 0.0000 F( 11, 488) = 13.10 Source SS df MS Number of obs = 500
Tiếp theo so sánh FEM và REM thì tác giả sử dụng kiểm định Hausman test
có giá trị thu được thống kê Chi2 (9) = 55.46 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả đưa ra giúp bác bỏ giả thuyết H0 tức là không lựa chọn mô hình REM vì trong mô hình REM có sự tương quan giữa các biến nghiên
cứu với phần dư của mô hình nên dẫn đến hiện tượng nội sinh làm cho ước lượng của mô hình REM không vững.
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy của mô hình Random Effect Model
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Hausman Test
Từ 2 kết quả kiểm định LR Test và Hausman Test đều ủng hộ sử dụng mô
hình FEM trong phân tích. Tuy nhiên, tác giả cần phải thực hiện thêm 2 kiểm (V_b-V_B is not positive definite)
Prob>chi2 = 0.0000 = 55.46
chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Test: Ho: difference in coefficients not systematic
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg rdexp -.0525837 .0231709 -.0757545 .0304887 div_dum -.0035056 -.0044848 .0009792 .0018055 leverage -.0037928 -.0044228 .00063 .0153527 roa -.0003714 .0663696 -.066741 .0111624 size .0111848 .0061156 .0050692 .0012586 invest -.0000104 .0000254 -.0000358 .0000235 turn_firm .0007241 .0004894 .0002347 .0002196 skew_firm .0010301 .001054 -.0000239 .0002661 vol_firm .3021509 .5358839 -.233733 .1080001 vol_vni .4486625 .4570575 -.008395 .0854235 treasurybill .00019 -.0008763 .0010663 .0003185 fe re Difference S.E. (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients rho .37868038 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .02252761 sigma_u .01758709 _cons .8536713 .0324858 26.28 0.000 .7900002 .9173423 rdexp .0231709 .0296794 0.78 0.435 -.0349996 .0813413 div_dum -.0044848 .0034466 -1.30 0.193 -.0112401 .0022704 leverage -.0044228 .0112545 -0.39 0.694 -.0264812 .0176355 roa .0663696 .018837 3.52 0.000 .0294497 .1032894 size .0061156 .0012433 4.92 0.000 .0036788 .0085524 invest .0000254 .0000832 0.31 0.760 -.0001376 .0001885 turn_firm .0004894 .0008113 0.60 0.546 -.0011007 .0020795 skew_firm .001054 .000871 1.21 0.226 -.0006531 .0027611 vol_firm .5358839 .3089233 1.73 0.083 -.0695947 1.141362 vol_vni .4570575 .328141 1.39 0.164 -.1860871 1.100202 treasurybill -.0008763 .0007235 -1.21 0.226 -.0022944 .0005418 tobin Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(11) = 110.03 overall = 0.1855 max = 5 between = 0.1874 avg = 5.0 R-sq: within = 0.1829 Obs per group: min = 5 Group variable: sttma Number of groups = 100 Random-effects GLS regression Number of obs = 500
định nữa là kiểm định phương sai thay đổi và kiểm định tự tương quan để đảm bảo độ tin cậy trong kết quả hồi quy.
4.3.2. Kiểm định Phƣơng sai thay đổi và hiện tƣợng tự tƣơng quan
Sau khi lựa chọn được mô hình FEM, tác giả tiến hành hồi quy và thực hiện
các kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan để đảm bảo cho kết quả ước lượng vừa có tính vững và vừa có tính hiệu quả.
Để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi tác giả thực hiện kiểm định Wald Test. Kết quả cho thấy thống kê Chi2 (100) =3.9e+05 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%, vậy giả thuyết H0 bị bác bỏ và có nghĩa là có bằng chứng cho thấy xuất hiện hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Wald Test cho dữ liệu Bảng 4.12
Bằng kiểm định Wooldridge Test tác giả kiểm định hiện tượng tự tương
quan. Kết quả cũng cho thấy thống kê F (1, 99) = 14.590 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%, giả thuyết H0 bị bác bỏ chứng tỏ có hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định Wooldridge Test cho dữ liệu Bảng 4.12
Bởi vì xuất hiện hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan nên tác giả
dùng hồi quy GLS (Generalized Least Squares) để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi thay cho mô hình FEM được lựa chọn trong phần 4.3.1. Trong Bảng 4.11, đã chỉ ra rằng hồi quy GLS cho kết quả ước lượng tốt nhất. Vì vậy, kết quả hồi quy trong các phần sau sẽ được phân tích theo kết quả của hồi quy bằng GLS.
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (100) = 3.9e+05 H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity
Prob > F = 0.0002 F( 1, 99) = 14.590 H0: no first order autocorrelation
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy của mô hình GLS
Bảng 4.11: Kết quả so sánh lựa chọn giữa các mô hình
PRM FEM REM GLS Treasurybill -0.00141 0.00019 -0.000876 -0.000509* (-1.62) (0.25) (-1.21) (-2.30) Vol_vni 0.15 0.449 0.457 0.0595 (0.38) (1.39) (1.39) (0.5) Vol_firm 1.070** 0.302 0.536 0.485*** (3.09) (0.97) (1.73) (4.19) Skew_firm 0.0016 0.00103 0.00105 0.00104** (1.58) (1.19) (1.21) (3.07) Turn_firm -0.0000266 0.000724 0.000489 0.000560* (-0.03) (0.91) (0.6) (1.96) Invest 0.0000406 -0.0000104 0.0000254 0.0000211 (0.42) (-0.13) (0.31) (0.61) Size 0.00273** 0.0112*** 0.00612*** 0.00434*** (2.6) (6.65) (4.92) (10.67) Roa 0.143*** -0.000371 0.0664*** 0.0523*** (7.32) (-0.02) (3.52) (5.77) Leverage 0.00248 -0.00379 -0.00442 0.00473 (0.29) (-0.21) (-0.39) (1.52) Div_dum -0.00784* -0.00351 -0.00448 -0.000394 (-2.25) (-0.95) (-1.30) (-0.36) Rdexp 0.0404 -0.0526 0.0232 0.0191 (1.56) (-1.30) (0.78) (1.36) _cons 0.919*** 0.745*** 0.854*** 0.891*** (31.01) (17.58) (26.28) (84.42) LR test: F(99,389) =5.09*** Hausman Test: Chi2 (9) = 55.46*** Wald Test (H): Chi2 (100) =3.9e+05*** Wooldridge Test ( Ar): F (1, 99) = 14.590***
N 500 500 500 500
Thống kê t-statistic ở trong ngoặc * p<0.05, ** p <0.01, *** p<0.001
_cons .8907744 .0105521 84.42 0.000 .8700926 .9114561 rdexp .0190522 .014043 1.36 0.175 -.0084715 .0465759 div_dum -.0003942 .0010935 -0.36 0.718 -.0025375 .001749 leverage .0047327 .0031156 1.52 0.129 -.0013737 .0108391 roa .0523298 .0090673 5.77 0.000 .0345582 .0701014 size .0043405 .0004069 10.67 0.000 .003543 .005138 invest .0000211 .0000346 0.61 0.542 -.0000467 .0000889 turn_firm .00056 .0002855 1.96 0.050 3.75e-07 .0011196 skew_firm .0010375 .0003381 3.07 0.002 .0003748 .0017002 vol_firm .485142 .1156707 4.19 0.000 .2584317 .7118523 vol_vni .0595422 .1191547 0.50 0.617 -.1739967 .2930811 treasurybill -.0005093 .0002213 -2.30 0.021 -.0009431 -.0000755 tobin Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(11) = 393.60 Estimated coefficients = 12 Time periods = 5 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 100 Estimated covariances = 100 Number of obs = 500 Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.3520)
Panels: heteroskedastic Coefficients: generalized least squares Cross-sectional time-series FGLS regression
4.3.3 Hồi quy tiêu chuẩn (Benchmark Regression)
Trong phần này tác giả kiểm định mối quan hệ giữa biến Tobin Q với các
biến độc lập được giải thích và xác định trong phần 3.3.2. Tác giả thực hiện 6
hồi quy bảng được kí hiệu từ lần lượt (1), (2), (3), (4), (5) và (6). Kết quả hồi quy được trình bày ở Bảng 4.12 là kết quả sau khi đã khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan. Tất cả hồi quy dựa trên 500 quan sát từ 100 công ty, có 425 quan sát có chi phí R&D và 75 quan sát
không có chi phí R&D. Các công ty tài chính bảo hiểm và ngân hàng đã loại
khỏi mẫu nghiên cứu.
Hồi quy (1) – (3) tác giả hồi quy có thêm biến giả về chi phí R&D. Hồi quy
(4) – (6) không dùng biến giả mà sử dụng biến chi phí R&D Rdexp, hồi quy
(2), (3), (5) và (6) bao gồm lần lượt các biến tương tác là Rd_vol_firm và
Rd_skew_firm, hai biến này là kết quả tương tác của biến giả Rd_dum và
biến Vol_firm hoặc Skew_firm. Biến Rd_vol_firm bằng với độ biến động tỷ
suất sinh lợi cổ phiếu của công ty (Vol_firm) nếu công ty đó có chi phí R&D,
nếu không thì biến Rd_vol_firm bằng 0.
Kết quả chỉ ra rằng rủi ro của công ty được đo lường bằng độ biến động tỷ
suất sinh lợi cổ phiếu công ty có nghĩa thống kê ở mức cao trong 4/6 hồi quy
ngoại trừ hồi quy (2) và (3), đặc biệt rủi ro công ty có ý nghĩa ở mức ý nghĩa
1% ở cả 4 hồi quy ngay khi hồi quy với biến chi phí R&D (Rdexp). Biến độ
lệch Skew_firm có mối quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa trong hầu hết các
hồi quy ngoại trừ hồi quy (6), điều này thì đúng với kì vọng ban đầu. Biến tương tác Rd_vol_firm có ý nghĩa ở hồi quy (6), với hệ số hồi quy của biến Rd_vol_firm là 0.102, điều này có nghĩa là rủi ro tổng thể có mối quan hệ
có chi phi R&D. Cho thấy vai trò quan trọng của chi phí R&D trong nghiên cứu này.
Các biến quy mô Size, khả năng sinh lợi ROA và tính thanh khoản Turn_firm đều có ý nghĩa thống kê và có mối quan hệ cùng chiều với chỉ số Tobin Q. Các công ty có quy mô càng lớn, khả năng sinh lợi càng cao đồng thời có sử dụng đòn bẩy tài chính và cổ phiếu có khả năng thanh khoản tốt thì có nhiều cơ hội tăng trưởng trong tương lai và nhà đầu tư có thể đánh giá cao giá trị cổ phiếu của những công ty này, vì vậy giá trị doanh nghiệp cũng cao hơn. Chiều hướng tác động của những biến này đúng với kì vọng ban đầu đã đặt ra.
Hơn nữa, chỉ số Treasury Bill có ý nghĩa và mối quan hệ ngược chiều, kết quả một lần nữa khẳng định rằng trái phiếu chính phủ đại diện cho tỷ lệ chiết khấu dòng tiền của công ty và cũng đúng với kì vọng ban đầu. Biến cổ tức, biến chi tiêu vốn, chi phí R&D, rủi ro thị trường và đòn bẩy tài chính trong những hồi quy này đều không có ý nghĩa thống kê. Nguyên nhân có thể do hạn chế về mặt dữ liệu.
Tuy nhiên khi so sánh với nghiên cứu gốc của Kraft, Schwartz và Weiss (2013) thì ngoài những biến không có ý nghĩa thống kê thì các biến còn lại có chiều hướng tác động giống với nghiên cứu của nhóm tác giả này, và đúng với kì vọng ban đầu.
Như vậy, trong những hồi quy này vấn đề nghiên cứu thứ nhất được giải quyết. Giá trị doanh nghiệp có mối quan hệ cùng chiều với rủi ro được đo lường bằng độ biến động tỷ suất sinh lợi cổ phiếu của công ty. Được minh chứng là biến Rd_vol_firm có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10% trong hồi quy (6) nghĩa là mối quan hệ này phụ thuộc vào những công ty có chi phí R&D, hay nói cách khác mối quan hệ cùng chiều giữa rủi ro và giá trị doanh nghiệp trở nên rõ ràng hơn trong những công ty có nhiều quyền chọn tăng trưởng.
Bảng 4.12: Hồi quy tiêu chuẩn (Benchmark) (1) (2) (3) (4) (5) (6) Treasurybill -0.000518* -0.000482* -0.00044 -0.000509* -0.000433 -0.000404 (-2.20) (-2.04) (-1.85) (-2.30) (-1.83) (-1.70) Vol_vni 0.00485 0.0154 0.0186 0.0595 0.00982 -0.00317 (0.04) (0.12) (0.15) (0.5) (0.08) (-0.03) Vol_firm 0.488*** 0.437 0.29 0.485*** 0.430*** 0.428*** (4.14) (1.83) (1.29) (4.19) (3.47) (3.45) Skew_firm 0.00109** 0.00105** 0.000103 0.00104** 0.00107** 0.000205 (3.18) (3.05) (0.16) (3.07) (3.12) (0.3) Turn_firm 0.000617* 0.000668* 0.000661* 0.000560* 0.000645* 0.000633* (1.99) (2.01) (2.12) (1.96) (2.07) (2.22) Invest 0.0000165 0.0000139 0.0000222 0.0000211 0.000019 0.0000275 (0.47) (0.39) (0.62) (0.61) (0.55) (0.79) Size 0.00420*** 0.00420*** 0.00418*** 0.00434*** 0.00421*** 0.00417*** (9.69) (9.72) (9.74) (10.67) (9.78) (9.7) Roa 0.0574*** 0.0569*** 0.0586*** 0.0523*** 0.0557*** 0.0580*** (6.2) (6.1) (6.35) (5.77) (6) (6.26) Leverage 0.00359 0.00352 0.00247 0.00473 0.00448 0.00363 (1.11) (1.1) (0.76) (1.52) (1.38) (1.1) Div_dum -0.000146 -0.0000637 -0.000411 -0.000394 -0.000202 -0.000571 (-0.13) (-0.06) (-0.38) (-0.36) (-0.19) (-0.52) Rd_dum 0.00255 0.00209 -0.00252 (1.88) (0.28) (-0.35) Rd_vol_firm 0.0266 0.216 0.066 0.102* (0.11) (0.93) (1.45) (2.11) Rd_skew_firm 0.00118 0.00109 (1.59) (1.45) Rdexp 0.0191 0.0163 0.0153 (1.36) (1.09) (1.03) _cons 0.893*** 0.894*** 0.898*** 0.891*** 0.893*** 0.894*** (78.38) (70.5) (73.4) (84.42) (80.58) (80.81) N 500 500 500 500 500 500
4.3.4 Biến động hệ thống và biến động phi hệ thống tỷ suất sinh lợi cổ phiếu công ty
Trong phần trước kết quả đã chỉ ra rằng chỉ số Tobin Q có mối quan hệ cùng chiều với rủi ro được đo lường bằng độ biến động tỷ suất sinh lợi cổ phiếu của công ty. Trong phần này tác giả sẽ phân tích rủi ro tổng thể thành rủi ro hệ thống và rủi ro phi hệ thống. Tác giả chú trọng nghiên cứu trong những công ty có chi phí R&D hay những công ty có nhiều quyền chọn tăng trưởng. Tác giả dựa vào nghiên cứu của Ang, Hodrick, Xing và Zhang (2006, 2009) trong đó độ biến động hệ thống và phi hệ thống được tính từ mô hình Fama – French và CAPM.Trong đó mô hình Fama – French tác giả hồi quy tỷ suất sinh lợi vượt trội của từng công ty theo dữ liệu hằng ngày, theo phương trình sau:
α β ( ) β β
Trong đó là tỷ suất sinh lợi hằng ngày của công ty i, tỷ lệ phi rủi ro Fama và ( ) SMBt,HMLt là phần bù thị trường, phần bù quy mô và phần bù giá trị theo mô hình 3 nhân tố Fama- French.
Phương trình của mô hình một nhân tố CAPM là:
( )
Từ đó rủi ro hệ thống được kí hiệu là và rủi ro phi hệ thống được kí hiệu
là được tính như sau:
√ ( )
và:
√ ( )
Với rủi ro tổng thể được tính từ công thức
Sau khi thành lập tính toán được các nhân tố trong mô hình Fama – French
thì tác giả thực hiện hồi quy tỷ suất sinh lợi vượt trội của từng công ty theo
dữ liệu hằng ngày cho mỗi năm tài chính. Với 100 công ty phi tài chính và
thời gian nghiên cứu là 5 năm 2008 – 2012, tác giả thực hiện 500 lần hồi quy
theo dữ liệu hằng ngày để tính được rủi ro hệ thống và rủi ro phi hệ thống của
từng công ty thông qua tính độ lệch chuẩn của phần dư trong mô hình Fama –
Frech.
Tiếp theo tác giả thực hiện các kiểm định để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan. Đồng thời kiểm định tính thích hợp của dữ liệu thống qua ma trận tương quan giữa các biến chính. Kết quả ma
trận tương quan cho thấy hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập đều nhỏ hơn 0.8 cho thấy các biến này thích hợp để thực hiện các hồi quy.
Bảng 4.13: Ma trận tƣơng quan giữa các biến trong Bảng 4.16
Kết quả kiểm định Wald Test cho thấy Chi2(100)=85636.36 có ý nghĩa thống
kê ở mức ý nghĩa ở 1% chứng tỏ có xuất hiện hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 4.14: Kết quả kiểm định Wald Test cho dữ liệu Bảng 4.16
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (100) = 85636.36
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity
rd_vol_total 0.1268 -0.0847 0.1433 0.0298 -0.0589 0.0531 -0.0653 0.1125 -0.0808 0.0765 0.9513 0.2381 1.0000