Trường phái
Tác giả tiêu biểu
Kết quả nghiên cứu chính
Quan hệ giữa thay đổi Q và thay đổi rủi ro 1 Thuyết cơ hội tăng trưởng Dixit & Pindyck (1993)
Biến động tăng làm tăng giá trị quyền chọn tăng trưởng. Do đó biến động giá trị công ty tăng làm tăng Q tương ứng.
Trường phái
Tác giả tiêu biểu
Kết quả nghiên cứu chính
Quan hệ giữa thay đổi Q và thay đổi rủi ro 2 Thuyết đa dạng hóa chiết khấu Lang & Stulz (1994)
Sự sụt giảm trong rủi ro phi hệ thống dẫn đến công ty đa dạng hóa hơn nhưng dẫn đến sụt giảm trong Q (+) 3 Thuyết quản trị rủi ro Minton & Schrand (1999)
- Giả định với mức tổng rủi ro cho trước, với các cơng ty có cùng đường chi phí biên của rủi ro phịng ngừa, cơng ty có đường chi phí biên của rủi ro không phịng ngừa càng cao thì lượng rủi ro khơng phịng ngừa càng nhỏ nhưng tổng chi phí cho rủi ro tăng làm q giảm (rủi ro khơng phịng ngừa đồng biến với q). - Khi có một cú sốc ngoại sinh làm tăng tổng rủi ro, lượng rủi ro khơng phịng ngừa tối ưu tăng. Đồng thời chi phí của rủi ro tăng làm q giảm (rủi ro khơng phịng ngừa nghịch biến với q). (-) 4 Cấu trúc vốn với tính chất quyền chọn Merton (1974)
- Mối quan hệ nghịch biến thấy rõ hơn ở các cơng ty có địn bẩy cao.
(-)
Black (1976) &
Thay đổi trong giá trị vốn cổ phần có quan hệ nghịch biến với thay đổi trong biến động vốn
Trường phái
Tác giả tiêu biểu
Kết quả nghiên cứu chính
Quan hệ giữa thay đổi Q và thay đổi rủi ro Christie (1982)
cổ phần trong các cơng ty dùng địn bẩy.
Cheung & Ng (1992); Duffee (1995)
Mối quan hệ nghịch biến giữa mức giá cổ phiếu và sự biến động vốn chủ sở rõ ràng hơn ở những cơng ty có quy mơ nhỏ hơn.
(-) Huyn-Han Shin & Rene M.Stulz (2000)
Mối quan hệ nghịch biến giữa rủi ro phi hệ thống, tổng rủi ro và q và mối quan hệ này là bất đối xứng.
(-)
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU: 3.1 Mơ hình nghiên cứu:
Ở bài nghiên cứu này, tác giả sẽ xem xét mối quan hệ giữa giá trị công ty và rủi ro ở hai cách tiếp cận là mức độ số học (level) và thay đổi (change). Do đó, mơ hình hồi quy sẽ được thực hiện theo mức độ số học và thay đổi. Hướng tiếp cận thay đổi là hiệu của mức độ số học của năm tính tốn so với năm liền kề trước đó.
Dựa theo mơ hình nghiên cứu của những cơng trình trước đây, đặc biệt là nghiên cứu của tác giả Huyn-Han Shin & Rene M.Stulz năm 2000, những biến sau có thể được đưa vào mơ hình nghiên cứu:
Biến phụ thuộc:
Chỉ số Tobin Q: để đo lường giá trị của một cơng ty. Chỉ số này được tính
tốn như sau:
Q = 𝑉
𝐴 = 𝐺𝑖á 𝑡𝑟ị 𝑡ℎị 𝑡𝑟ườ𝑛𝑔 𝑐ủ𝑎 𝑣ố𝑛 𝑐ℎủ 𝑠ở ℎữ𝑢+𝐺𝑖á 𝑡𝑟ị 𝑠ổ 𝑠á𝑐ℎ 𝑐ủ𝑎 𝑛ợ
𝐺𝑖á 𝑡𝑟ị 𝑠ổ 𝑠á𝑐ℎ 𝑐ủ𝑎 𝑡ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 Trong đó: Q: chỉ số Tobin Q tính tốn;
V: Giá trị thị trường của cơng ty được tính bằng tổng của giá trị thị trường của vốn cổ phần và giá trị sổ sách của nợ. Giá trị thị trường của vốn cổ phần = Giá chứng khốn đóng cửa chưa điều chỉnh tại thời điểm cuối mỗi năm tài khóa x Số lượng chứng khốn tại thời điểm cuối mỗi năm tài khóa. Giá trị sổ sách của nợ được lấy trong các báo cáo thường niên;
A: Giá trị sổ sách của tổng tài sản được lấy trong các báo cáo thường niên.
Thay đổi Q: được tính bằng Q của năm tính tốn trừ Q của năm trước đó:
CQjt = Qjt – Qj(t-1).
Biến độc lập:
Các biến độc lập trong bài viết tập trung vào ba thước đo rủi ro. Thước đo thứ nhất là rủi ro hệ thống, đo lường bằng tích β2 của cổ phiếu cơng ty, tổng bình phương sai lệch của log TSSL của chỉ số thị trường VN-INDEX hàng ngày so với
giá trị trung bình trong năm. Thước đo thứ hai đo lường rủi ro phi hệ thống bằng cách tính tốn tổng bình phương của phần dư hàng ngày trong năm. Thước đo thứ ba là tổng rủi ro của công ty, xác định dựa trên tổng bình phương của log TSSL hàng ngày trừ giá trị trung bình log TSSL trong năm.
Tổng rủi ro: để tính tổng rủi ro, tác giả tính tổng chênh lệch của TSSL hàng
ngày của cổ phiếu công ty so với giá trị trung bình. Tác giả sử dụng các TSSL theo ngày theo như Schwert (1989) cho giai đoạn một năm tài khoá. Ước lượng tổng rủi ro hằng năm là tổng bình phương log TSSL hàng ngày trừ giá trị trung bình log TSSL trong năm tài khố đó:
TRtj = ∑𝑁𝑡 (𝑟𝑖𝑡𝑗
𝑡=1 − 𝑟̅𝑡𝑗)2 trong đó:
Có 𝑁𝑡 log TSSL hàng ngày, rtj của cơng ty j trong năm tài khố t (𝑟𝑖𝑡𝑗 =ln 𝑃𝑖𝑡𝑗
𝑃(𝑖−1)𝑡𝑗; với 𝑃𝑖𝑡𝑗 là giá cổ phiếu tại ngày i của cơng ty j trong năm tài khố t và 𝑃(𝑖−1)𝑡𝑗 là giá cổ phiếu tại ngày liền kề trước đó (i-1) của cơng ty j trong năm tài khố t; 𝑟̅𝑡𝑗 là giá trị trung bình log TSSL trong năm tài khố t.
Rủi ro hệ thống (SRtj) và rủi ro phi hệ thống (NRtj): Để tính ước lượng
của rủi ro hệ thống và rủi ro phi hệ thống, sử dụng mơ hình thị trường sau:
rij = 𝑎𝑗 + 𝑏𝑗𝑟𝑚𝑖 + 𝑒𝑖𝑗
Trong đó: rij là log TSSL của công ty j trong ngày i và rmi là log TSSL của chỉ số thị trường VN-INDEX trong ngày i. Kết quả có được từ sử dụng ước lượng bình phương bé nhất của mơ hình thị trường. Khi sử dụng mơ hình CAPM, cũng có các kết quả tương tự. Rủi ro hệ thống là tích của βj2 và tổng bình phương sai lệch của log TSSL hàng ngày của chỉ số thị trường VN-INDEX so với giá trị trung bình của năm đó. Rủi ro phi hệ thống là tổng của bình phương các phần dư eij trong năm. Cần lưu ý tổng rủi ro bằng rủi ro hệ thống cộng rủi ro phi hệ thống.
Rủi ro hệ thống: 𝑏𝑗2.∑𝑁𝑡𝑖=1(𝑟𝑚𝑖 − 𝑟̅̅̅̅)𝑚𝑡 2
Sau khi tính tổng rủi ro, rủi ro hệ thống, rủi ro phi hệ thống bằng cách trên, tác giả kiểm tra lại bằng phân tích phương sai ANOVA của mơ hình. Phương pháp ANOVA cho kết quả tương tự với rủi ro hệ thống là RSS (Regression sum of squared - phần được giải thích bởi mơ hình thị trường) và rủi ro phi hệ thống là SSE (Sum of squared errors/ residuals - phần khơng được giải thích bởi mơ hình thị trường). Tổng rủi ro là TSS = RSS + SSE. Cách tính bằng phương pháp ANOVA hoàn toàn phù hợp với ý nghĩa của các rủi ro. Rủi ro hệ thống là biến động của TSSL của cơng ty theo VN-INDEX và là phần được giải thích bởi mơ hình (RSS). Rủi ro phi hệ thống là biến động riêng của TSSL cơng ty khơng giải thích bởi mơ hình thị trường hay chính là phần SSE của phân tích ANOVA. Rủi ro phi hệ thống là các rủi ro đặc thù của công ty chủ yếu đến từ rủi ro kinh doanh (business risk) và rủi ro từ cấu trúc vốn (financial risk). Ở cả 02 cách tính tốn đều cho các kết quả không thay đổi.
Thay đổi tổng rủi ro, rủi ro hệ thống và rủi ro phi hệ thống: Sau khi tính
các thước đo rủi ro, tác giả tính thay đổi của các thước đo bằng cách lấy giá trị của năm tính tốn trừ giá trị của năm trước đó:
Thay đổi tổng rủi ro: CTRtj = TRtj – TR (t-1)j Thay đổi rủi ro hệ thống: CSRtj = SRtj – SR (t-1)j Thay đổi rủi ro phi hệ thống: CNRtj = NRtj – NR (t-1)j
Ngồi ba biến độc lập chính đo lường các rủi ro, nhằm kiểm tra các lập luận ở phần lý thuyết và tính bền vững của mơ hình, tác giả cũng đưa vào các biến kiểm sốt khác là log tuổi của công ty và log tài sản của công ty theo Huyn-Han Shin & Rene M.Stulz năm 2000. Trong nghiên cứu của Huyn-Han Shin & Rene M.Stulz còn sử dụng 02 ký tự mã ngành SIC như là biến giả ngành. Tuy nhiên do hệ thống phân loại ngành ở Việt Nam có khác biệt so với các chuẩn mực phân loại ngành trên thế giới nên tác giả khơng sử dụng biến giả ngành với vai trị biến kiểm soát.
Log tuổi của công ty: tuổi cơng ty được tính bằng của năm hiện tại trừ đi
Log tài sản của công ty: giá trị tài sản của công ty được quy đổi về năm gốc
là 2008 bằng cách sử dụng chỉ số CPI hàng năm là hệ số quy đổi. Sau đó lấy log của kết quả này.
Trong bài nghiên cứu của Huyn-Han Shin & Rene M.Stulz cịn sử dụng các biến kiểm sốt khác theo Fama và French (1998) là cổ tức được chi trả, chi phí lãi vay, lợi nhuận trước lãi vay và thay đổi giá trị công ty qua các năm. Các biến kiểm soát này được lấy từ các báo cáo thường niên qua các năm. Cách tính các biến kiểm sốt được mơ tả trong bảng 3.1.