CHƢƠNG 3 : DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
4.3 Kết qu ồi quy và mô hình ồi quy
4.3.3 Hồi quy tiêu chuẩn (Benchmark)
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 cơng ty, có 425 quan sát có chi phí R&D và 75 quan sát khơng có chi phí R&D. Các cơng 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 cơng ty (Vol_firm) nếu cơng ty đó có chi phí R&D, nếu khơng 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 cơng ty có nghĩa thống kê ở mức cao trong 4/6 hồi quy ngoại trừ hồi quy (2) và (3), đặc biệt rủi ro cơng 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 cùng chiều với giá trị doanh nghiệp mà mối quan hệ này là do những quan sát
có chi phi R&D. Cho thấy vai trị quan trọng của chi phí R&D trong nghiên cứu này.
Các biến quy mơ 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 mơ càng lớn, khả năng sinh lợi càng cao đồng thời có sử dụng địn 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 cơng 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 dịng tiền của cơng 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 địn bẩy tài chính trong những hồi quy này đều khơng có ý nghĩa thống kê. Ngun 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 ngồi những biến khơng có ý nghĩa thống kê thì các biến cịn 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 cơng 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 cơng 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 cơng ty có chi phí R&D hay những cơng 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 mơ hình Fama – French và CAPM.Trong đó mơ 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 mơ hình 3 nhân tố Fama- French. Phương trình của mơ 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:
√ ( )
Sau khi thành lập tính tốn được các nhân tố trong mơ 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 cơng 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 cơng ty thơng qua tính độ lệch chuẩn của phần dư trong mơ 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
tobin treasu~l vol_vni skew_f~m turn_f~m invest size roa leverage div_dum rd_dum vol_to~l rd_vol~l tobin 1.0000 treasurybill -0.1495 1.0000 vol_vni 0.1642 -0.0840 1.0000 skew_firm -0.0720 -0.0593 0.0541 1.0000 turn_firm 0.1104 -0.1775 0.1354 -0.0078 1.0000 invest 0.0046 0.0204 0.0493 0.0500 -0.0060 1.0000 size 0.2750 -0.2474 0.1221 -0.2343 0.1058 -0.0519 1.0000 roa 0.4030 0.0054 0.1057 -0.2025 0.1864 -0.0020 0.4331 1.0000 leverage -0.0681 -0.0218 -0.0135 0.0652 -0.0468 0.0144 0.0392 -0.2913 1.0000 div_dum 0.0324 0.0962 0.1538 -0.1527 0.0622 0.0582 0.1802 0.2719 -0.1779 1.0000 rd_dum 0.0835 -0.0153 -0.0652 0.0373 -0.0908 0.0638 -0.1240 0.1183 -0.0962 0.0623 1.0000 vol_total 0.1513 -0.2534 0.7156 -0.0374 0.1400 -0.0466 0.2364 0.0168 0.0617 0.0798 -0.0496 1.0000 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
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
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (100) = 85636.36
Đồng thời kết quả kiểm định Wooldridge Tesr cho thấy F (1, 99) = 13.335 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% chứng tỏ có xuất hiện hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.15: Kết quả kiểm định Wooldridge Test cho dữ liệu Bảng 4.16
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation
F( 1, 99) = 15.335 Prob > F = 0.0002
Vì vậy trong bảng Bảng 4.16 trình bày kết quả hồi quy khi tác giả đã phân tích rủi ro tổng thể thành rủi ro hệ thống và rủi ro phi hệ thống theo phương pháp GLS đã khắc phục hiện tượng tự tương quan và hiện tượng phương sai thay đổi. Hồi quy (2’), (2’:FF) và (2’:CAPM) được dùng so sánh với hồi quy (2), còn những hồi quy (5’), (5’:FF) và (5’:CAPM) được so sánh với hồi quy (5) của Bảng 4.12. Kết quả chính của Bảng 4.16 nằm ở cột gắn nhãn FF và
CAPM khi phân tích rủi ro tổng thể thành rủi ro hệ thống (Vol_ff_sys hoặc Vol_capm_sys) và rủi ro phi hệ thống (Vol_ff_unsys hoặc Vol_capm_unsys. Khi rủi ro tổng thể được phân tích thành rủi ro hệ thống và khơng hệ thống thì chỉ có rủi ro phi hệ thống có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% ở hồi quy (2’: FF) trong khi đó rủi ro hệ thống lại khơng có ý nghĩa. Từ đó có thể kết luận rằng rủi ro phi hệ thống có vai trị quan trọng hơn so với rủi ro hệ thống trong mối quan hệ với giá trị doanh nghiệp. Kết luận tương tự cũng được tìm thấy ở hồi quy (5’:CAPM) khi phân tích rủi ro bằng mơ hình CAPM nhưng rủi ro phi hệ thống ở những cơng ty có chi phí R&D chỉ có ý nghĩa ở mức 5%. Xét biến Rd_vol_ff_unsys có hệ số hồi quy là 1.935 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% thể hiện mối quan hệ cùng chiều giữa rủi
ro phi hệ thống và giá trị doanh nghiệp trong những cơng ty có nhiều quyền chọn tăng trưởng .
Kết quả hồi quy còn cho thấy rằng rủi ro thị trường được đo lường bằng độ biến động tỷ suất sinh lợi chỉ số VNI có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% ở tất cả hồi quy và có mối quan hệ cùng chiều với chỉ số Tobin Q. Kết quả ngược với kì vọng.
Bên cạnh các biến về rủi ro thì các biến khác giải thích cho quyền chọn tăng trưởng như Size, Roa, có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% ở hầu hết hồi quy và có mối quan hệ cùng chiều với chỉ số TobinQ. Tính thanh khoản Turn_firm có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10% cũng có mối quan hệ cùng chiều với Tobin Q, những mối quan hệ này đúng như kì vọng ban đầu đã đưa ra. Tiếp theo, biến cổ tức, địn bẩy tài chính cũng khơng có ý nghĩa thống kê như trong hồi quy ở Bảng 4.12. Bên cạnh đó thì biến Treasurybill cũng có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% và 10% và có mối quan hệ ngược chiều với chỉ số Tobin Q, vì vậy chỉ số này thể hiện vai trò là tỷ lệ chiết khấu hơn làm tăng giá trị của quyền chọn tăng trưởng.
Đặc biệt, trong phần này cả hai biến chi tiêu vốn và chi phí R&D đều khơng có ý nghĩa thống kê.
Kết quả nghiên cứu của tác giả thì tương tự với kết quả của Kraft, Schwartz và Weiss (2013), ngoại trừ các biến khơng có ý nghĩa thống kê như biến Rdexp, Div_dum, Invest và Skew_firm.
Trong những hồi quy này thì vấn đề nghiên cứu thứ 2 được giải quyết đó là khi phân tích rủi ro tổng thể thành rủi ro hệ thống thì rủi ro phi hệ thống có vai trị quan trọng hơn rủi ro hệ thống và có mối quan hệ cùng chiều với giá trị doanh nghiệp.
Bảng 4.16: Hồi quy với việc phân tích độ biến động TSSL cổ phiếu cơng ty theo CAPM và Fama – French
Thống kê t-statistic ở trong ngoặc * p<0.05, **p <0.01, *** p<0.001
(2') (2':FF) (2':CAPM) (5') (5':FF) (5':CAPM) Treasurybill -0.000677** -0.000787* -0.000962* -0.000620** -0.000771* -0.00107** (-2.94) (-2.50) (-2.27) (-2.62) (-2.45) (-2.63) Vol_vni 0.428** 0.429** 0.532** 0.404** 0.376** 0.538** (3.25) (3.06) (2.94) (2.81) (2.7) (3.05) Skew_firm 0.000293 0.000272 0.000318 0.000214 0.000182 0.000247 (1.09) (0.99) (1.14) (0.78) (0.64) (0.93) Turn_firm 0.000839* 0.000820* 0.000831* 0.000818* 0.000827* 0.000783* (2.33) (2.49) (2.34) (2.34) (2.32) (2.23)
Invest 0.00000145 -9.44E-06 0.0000028 0.00000652 0.00000402 8.15E-07
(0.04) (-0.29) (0.08) (0.19) (0.12) (0.02) Size 0.00421*** 0.00412*** 0.00425*** 0.00419*** 0.00403*** 0.00411*** (9.52) (9.57) (9.57) (9.42) (8.9) (8.94) Roa 0.0458*** 0.0488*** 0.0490*** 0.0466*** 0.0490*** 0.0484*** (5.14) (5.14) (5.18) (5.02) (5.24) (5.27) Leverage 0.00373 0.00372 0.00411 0.00492 0.00544 0.00509 (1.18) (1.2) (1.27) (1.47) (1.65) (1.53) Div_dum 0.0000026 0.000326 0.000205 -0.000168 -0.0000376 -0.000212 (0) (0.3) (0.18) (-0.16) (-0.03) (-0.20) Rd_dum -0.0126 -0.0463** -0.0327* Vol_total (-1.50) -0.642* (-3.12) (-2.01) -0.285 (-2.35) (-1.40) Rd_vol_total 0.489 0.0845 Vol_ff_sys (1.89) -0.0602 (1.9) -0.0543 (-0.38) (-0.32) Vol_ff_unsys -1.886*** -0.466 (-3.39) (-1.16) Rd_vol_ff_sys -0.0656 -0.0177 (-0.39) (-0.10) Rd_vol_ff_unsys 1.935*** 0.107 Vol_capm_sys (3.44) -0.114 (0.82) -0.145 (-0.68) (-0.83) Vol_capm_unsys -1.899** -1 (-2.68) (-1.67) Rd_vol_capm_sys -0.0859 -0.0283 (-0.54) (-0.17) Rd_vol_capm_unsys 1.454* 0.112 (2.38) (0.98) Rdexp 0.012 0.0127 0.0119 (0.81) (0.86) (0.8) _cons 0.922*** 0.954*** 0.952*** 0.910*** 0.920*** 0.934*** (74.84) (50.42) (39.05) (80.6) (55.83) (42.65) N 500 500 500 500 500 500
4.3.5 Tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu
Trong phần trước, kết quả nghiên cứu đã chỉ ra là giá trị của những cơng ty có chi phí R&D có mối quan hệ cùng chiều với rủi ro phi hệ thống. Để giải quyết vấn đề nghiên cứu tiếp theo, trong phần này tác giả nghiên cứu mối quan hệ giữa rủi ro phi hệ thống với tỷ suất sinh lợi cổ phiếu cơng ty trong những quan sát có R&D và khơng có R&D. Theo những tranh luận trước đây thì tỷ suất sinh lợi của những cổ phiếu của công ty có nhiều cơ hội tăng trưởng thì có mối quan hệ cùng chiều với biến động phi hệ thống tỷ suất sinh lợi. Điều này được giải thích bởi vì biến động càng cao sẽ làm tăng giá trị của quyền chọn tăng trưởng.
Theo như phần thảo luận trong phần trước Ang, Hodrick, Xing và Zhang (2006, 2009) đã chỉ ra rằng danh mục trọng số bằng nhau có độ biến động phi hệ thống tỷ suất sinh lợi cổ phiếu cao thì có tỷ suất sinh lợi kì vọng thấp. Ở nội dung này tác giả dựa trên việc thực hiện nghiên cứu đồng thời giữa rủi ro phi hệ thống, giá trị quyền chọn và tỷ suất sinh lợi cổ phiếu tương tự như trong mơ hình của Kogan và Papanikolaou (2012). Vì vậy tác giả thực hiện nghiên cứu đồng thời độ biến động tỷ suất sinh lợi với tỷ suất sinh lợi cổ phiếu công ty, tương tự như trong phần hồi quy dữ liệu bảng thì tác giả nghiên cứu giá trị doanh nghiệp với độ biến động tỷ suất sinh lợi cổ phiếu công ty.
Mặt khác nếu trong mơ hình Fama – French bị thiếu biến thì sẽ xuất hiện mối quan hệ hệ thống giữa tỷ suất sinh lợi cổ phiếu và rủi ro phi hệ thống. Vì vậy, biến động phi hệ thống tỷ suất sinh lợi bất thường có thể khơng biến mất hồn tồn khi kiểm sốt quyền chọn tăng trưởng. Tuy nhiên, chúng ta kì vọng rằng những cơng ty có nhiều cơ hội tăng trưởng hơn thì tỷ suất sinh lợi cao hơn những cơng ty có ít cơ hội tăng trưởng, vì vậy biến động phi hệ thống bất
thường của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu có thể sẽ ít xuất hiện trong những cơng ty có nhiều cơ hội tăng trưởng.
Để thực hiện được mục tiêu nghiên cứu tiếp theo này, dựa vào rủi ro phi hệ thống được tính từ độ lệch chuẩn của phần dư trong mơ hình Fama – French cho từng cơng ty vào mỗi năm tài chính. Rủi ro phi hệ thống được sắp xếp từ thấp tới cao và chia thành 10 danh mục theo trọng số bằng nhau. Sau khi tính tốn các biến trong mơ hình Fama – French và tỷ suất sinh lợi vượt trội của từng danh mục trọng số bằng nhau, tác giả tiến hành thực hiện các hồi quy và Bảng 4.17 trình bày hệ số anpha từ hồi quy tỷ suất sinh lợi vượt trội hằng