1
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM
KHOA TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP
MÔN: QUẢN TRỊ RỦI RO TÀI CHÍNH BÀI NGHIÊN CỨU:
KIỆT QUỆ TÀI CHÍNH VÀ QUẢN TRỊ RỦI RO DOANH NGHIỆP
LÝ THUYẾT VÀ CHỨNG CỨ
GVHD : PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang
SVTH : Nhóm 12 – TCDN đêm 4 – CH.K22
1. Phạm Hồng Thanh Tâm
hiện chi phí kiệt quệ tài chính. Các tài liệu hiện nay cho thấy phòng ngừa có thể làm
tối đa hóa giá trị doanh nghiệp bằng cách hạn chế những tổn thất của phá sản (Smith
và Stulz (1985))
1
. Những mô hình này chỉ biện minh cho hành vi quản trị rủi ro ở thời
kỳ trước
2
của công ty. Ở thời kỳ sau, các cổ đông của công ty có sử dụng đòn bẩy
không tham gia vào các hoạt động phòng ngừa vì động cơ dịch chuyển rủi ro của họ
(Jensen và Meckling (1976)). Tác giả mở rộng các tài liệu hiện tại bằng cách giải thích
động cơ quản trị rủi ro của công ty ở thời kỳ sau
3
. Tác giả cung cấp một mô hình đơn
giản để đưa ra dự đoán trên dữ liệu chéo về mối quan hệ của đặc điểm công ty như đòn
bẩy, chi phí kiệt quệ t ài chính, thời hạn của dự án với động cơ quản trị rủi ro. Tác giả
kiểm định các dự đoán quan trọng của mô hình với dữ liệu phòng ngừa của các công ty
COM PUSTAT-CRSP, đáp ứng một số tiêu chí lựa chọn mẫu hợp lý cho năm tài chính
1996-97. Nghiên cứu thực nghiệm trình bày các bằng chứng về yếu tố quyết định mức
độ phòng ngừa của các công ty và đưa ra những phát hiện mới.
Giả định quan trọng trong lý thuyết của tác giả là sự khác biệt giữa “kiệt quệ tài chính”
và “mất khả năng thanh toán”. Tác giả cho rằng khoảng cách giữa “có khả năng thanh
toán” và “mất khả năng thanh toán”, công ty phải đối mặt với một trạng thái trung gian
được gọi là “kiệt quệ tài chính”. “Kiệt quệ tài chính” được định nghĩa là một trạng thái
cạn kiệt dòng tiền của công ty mà nó phải gánh chịu thiệt hại nhưng không bị mất khả
1
Động cơ khác để phòng ngừa củ a công ty bao gồm độ lũy tiến của thuế, sự không thích rủi ro của nhà quản lý
(Stulz (1984), Smith và Stulz (1985)), chi phí đầu tư lệch lạc (Froot, Scharfstein v à Stein (1993)) và thông tin bất
cân xứng (DeMarzo và Duffie (1991,1995)).
2
Sáu năm 2003
7
. Cuối cùng, một công ty kiệt quệ tài chính có thể phải từ bỏ dự án có
NPV dương do chi phí của việc tài trợ từ bên ngoài (xem Froot và các cộng sự (1993)).
Trong bài báo này, tác giả tập trung vào các chi phí kiệt quệ tài chính liên quan đến thị
trường sản phẩm.
Tác giả phát triển một mô hình động của công ty phát hành vốn cổ phần và trái phiếu
chiết khấu để đầu tư vào tài sản rủi ro. Công ty thực hiện đầu tư ban đầu với sự đồng ý
của trái chủ. Một ngày sau đó, các cổ đông có thể làm giảm rủi ro đầu tư của công ty
bằng cách thay thế các tài sản hiện có bằng tài sản mới hoặc bằng cách tham gia giao
dịch phái sinh. Giá trị tài sản của công ty biến động theo một quá trình ngẫu nhiên.
Nếu giá trị tài sản giảm xuống thấp hơn ngưỡng trong suốt cuộc đời của nó, công ty
rơi vào kiệt quệ tài chính. Trong trạng thái này, công ty mất thị phần vào tay các đối
thủ cạnh tranh và do đó không thể nhận ra t iềm năng ngay cả khi điều kiện ngành công
nghiệp được cải thiện vào một ngày sau đó. Phá sản xảy ra vào ngày đáo hạn nếu giá
trị công ty thấp hơn giá trị danh nghĩa của nợ và, do đó, chủ nợ giành quyền kiểm soát
4
Ví dụ, vào giữa những năm 1990, công ty Appl e Computer gặp khó khăn tài chính dẫn đến nghi ngờ v ề sự tồn
tại lâu dài của nó (xem Business Week , số ra ng ày 29 tháng Một v à ng ày 5 tháng Hai năm 1996). Các nhà phát
triển phần mềm mi ễn cưỡng phát triển ứng dụng mới cho người dùng Mac, đây là nguy ên nhân chính dẫn đến sự
suy giảm 27 % doanh số máy tính Mac từ 1996 đến 1997. Tương tự, khi Chrysler đối mặt với khó kh ăn tài chính
vào đầu nh ững năm 1980 , L ee Iacocca (cựu giám đốc điều hành của công ty) nhận xét rằng “ doanh số xe mới
giảm gần hai điểm phần trăm do khách hàng tiềm năng lo sợ công ty sẽ phá sản” (trích dẫn từ Titman (năm
1984)).
5
Bên cho vay thường áp đặt các giao ước nợ đối với các công ty vay như duy trì giá trị tài sản ròng tối thiểu hay
tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu tối đa. Xem Smith và Warner (1979), Kalay (1982), Dichev và Skinner (2001).
6
Moody’s Inv estor Service Report (1998) cho thấy rằng trong gian đoạn 1982 -1997, khoảng 50 % lượng trái
nghiệp tập trung cao như thể hiện trong kết quả thực nghiệm của Opler và Titman
(1994)). Mô hình cho thấy động cơ phòng ngừa tăng khi dự án đến hạn. Động lực quản
trị rủi ro trong mô hình của tác giả phát sinh từ các chi phí do công ty ở trạng thái kiệt
quệ tài chính nhưng vẫn còn khả năng thanh toán vào ngày đáo hạn. Nếu không có chi
phí kiệt quệ tài chính, động lực quản trị rủi ro sẽ biến mất. Mặt khác, khi các chi phí
này rất cao, khoảng cách giữa kiệt quệ tài chính và mất khả năng thanh toán sẽ giảm
cùng với động lực quản trị rủi ro ở thời kỳ sau. Mức độ thiệt hại đã gián tiếp tạo ra
động lực quản trị rủi ro trong công ty. Vì vậy, mô hình của tác giả dự đoán mối quan
hệ hình chữ U giữa mức độ tổn thất và phòng ngừa rủi ro.
Các dự đoán của mô hình của tác giả có ý nghĩa quan trọng cho việc nghiên cứu thực
nghiệm. Để kiểm định những lý thuyết hiện có, các nghiên cứu thực nghiệm hồi quy
một số thước đo kiệt quệ tài chính (thường là đòn bẩy) với các hoạt động quản trị rủi
ro của công ty. Nếu công ty rất kiệt quệ thì ít có khả năng phòng ngừa rủi ro, các mô
hình này có thể sai kỹ thuật. Sự sai lệch có thể là đặc biệt nghiêm trọng trong các mẫu
nghiên cứu nhỏ. Không có gì ngạc nhiên khi các nghiên cứu thực nghiệm hiện có tìm
thấy những bằng chứng trái ngược trong việc hỗ trợ cho chi phí kiệt quệ dựa trên lý
thuyết phòng ngừa rủi ro.
8
Cách tiếp cận này tương tự nh ư xác định giá trị vốn chủ sở hữu là một xu hướng của quyền chọn. Gi á trị vốn
chủ sở hữu trong mô hình của Tác giả khá c với rào cản quyền chọn bởi mức thiệt hại phát sinh trong kiệt quệ tài
chính. Brockman và Turtle (2003 ) cung cấp một số bằng chứng thực nghiệm hỗ t rợ cho việc xác định giá trị vốn
chủ sở hữu phụ thuộc vào xu hướng của quyền chọn.
5
Đóng góp thực nghiệm của bài viết là phân tích các hoạt động quản trị rủi ro lãi suất,
tỷ giá và hàng hóa trên một mẫu toàn diện các công ty phi tài chính. Các nghiên cứu
trước đây hoặc đã được sử dụng mẫu nhỏ hoặc chỉ tập trung vào quyết định nhị phân
(tức là, có-không) đối với phòng ngừa rủi ro. Vì các lý thuyết quản trị rủi ro cung cấp
những dự đoán về mức độ phòng ngừa rủi ro, một kiểm định dựa trên quyết định nhị
Xét mô hình cách điệu của một nền kinh tế giao dịch liên t ục trong khoảng thời gian
[t
0
, T]. Có 3 thời điểm quan trọng trong mô hình.
Thời điểm t = t
0
, công ty đưa ra quyết định về cấu trúc vốn và đầu tư với tài sản có rủi
ro A
i
(i là viết tắt của đầu tư ban đầu), gọi là “Cơ cấu tạo ra EBIT” (xem Goldstein, Ju
và Leland (2001)). Những quyết định này được hoặc không được sự đồng ý của các
chủ nợ. Các tài sản rủi ro (A
i
) được mua theo giá thị trường, được tài trợ thông qua
6
hỗn hợp nợ không trả lãi hàng năm và vốn chủ sở hữu. Đặt L là giá trị danh nghĩa của
nợ không trả lãi hàng năm, thanh toán ở thời điểm T, và
ε
t
là giá trị của vốn chủ sở
hữu ở thời điểm t. Lợi ích thuế của nợ cung cấp động lực phát hành nợ trong mô hình
của t ác giả. Để đơn giản, lợi ích thuế, τ, được giả định là một phần nhỏ giá trị danh
nghĩa của nợ, L. Cấu trúc vốn tối ưu được xác định bởi sự đánh đổi giữa lợi ích về thuế
và chi phí phá sản. Để đơn giản, tác giả không đề cập đến quyết định về cấu trúc vốn.
Tuy nhiên những dự báo chính của mô hình vẫn tương tự những mô hình t ổng quát
khác đã giải quyết rất tốt về quyết định cấu trúc vốn. Tiền mặt được tạo ra bởi máy
móc và các giá trị tài sản thay đổi theo chuy ển động Brown với các đặc tính
thoong thường.
Ở thời điểm cổ đông (hoặc người quản lý hành động thay cho
“thời kỳ sau” khi có sự hiện diện của động cơ dịch chuyển rủi ro của các cổ đông. Bây
giờ, t ác giả thảo luận giả định chính của bài nghiên cứu, đó là khoảng cách giữa kiệt
quệ tài chính và mất khả năng thanh toán.
2.1. Kiệt quệ tài chính và mất khả năng thanh toán
7
Ở bất cứ thời điểm nào trong khoản [t
0
, T), giá trị tài sản của công ty A
t
thấp hơn mức
giới hạn K(L), công ty rơi vào tình trạng kiệt quệ tài chính. Mất khả năng thanh toán
xảy ra ở thời điểm đến hạn T khi giá trị công ty ở thời điểm này (V
T
) thấp hơn nghĩa
vụ nợ. Do đó, ở trạng thái kiệt quệ tài chính, quy ền kiểm soát công ty không chuyển
sang chủ nợ ngay lập tức. Công ty kiệt quệ tài chính phát sinh những chi phí. Opler và
Titman (1994) cho thấy rằng các công ty kiệt quệ tài chính (có đòn bẩy cao) bị mất thị
phần đáng kể vào tay các đối thủ cạnh tranh có tình hình tài chính lành mạnh trong
thời kỳ suy thoái của ngành công nghiệp. Sự sụt giảm doanh số mà Apple Computer và
Chrysler phải đối mặt trong giai đoạn khó khăn tài chính cung cấp bằng chứng hỗ trợ
cho mức thiệt hại. Trước khi K-Mart nộp đơn xin phá sản, nhiều nhà cung cấp không
muốn mở rộng tín dụng thương mại cho công ty, bởi vì họ sợ công ty không thanh
toán. Trong một mẫu gồm 31 giao dịch có đòn bẩy cao (HLTs), Andrade và Kaplan
(1998) cô lập tác động của khó khăn kinh tế từ kiệt quệ tài chính và ước tính chi phí
của kiệt quệ tài chính khoảng 10-20% giá trị công ty. Asquith, Gertner và Scharfstein
(1994) chỉ ra rằng trung bình các công ty kiệt quệ tài chính giảm 12% giá trị tài sản
của họ như là một phần của kế hoạch tái cơ cấu.
Thúc đẩy bởi các kết quả thực nghiệm của Opler và Titman (1994) và những bằng
chứng chính xác, trong bài viết này tác giả tập trung vào các chi phí kiệt quệ tài chính
1
, T]. Nếu không bị kiệt quệ (m
T
> K) và không bị mất khả năng
thanh toán (V
T
> L), cổ đông nhận được cổ tức là (V
T
– L). Nếu xảy ra kiệt quệ tài
chính (m
T
≤ K) nhưng vào thời điểm đến hạn, công ty vẫn còn khả năng thanh toán
(f(V
T
) > L), cổ đông nhận được cổ tức là (f(V
T
) – L). Nếu bị mất khả năng thanh toán,
8
cổ đông không nhận được gì và giá trị công ty giảm xuống một phần nhỏ γ [0, 1].
Phần cổ đông được hưởng được tóm tắt trong bảng sau Mệnh đề 1. Giá trị vốn cổ phần ở thời điểm t
1
được xác định bởi
Chứng minh. Xem Phụ lục A.1.
Giá trị vốn cổ phần trong Mệnh đề 1 có 3 thành phần. Đầu tiên, chỉ giá
trị vốn cổ phần khi không có chi phí kiệt quệ và đặc điểm trách nhiệm hữu hạn. Thứ 2,
giảm do mất doanh thu vào tay các đối thủ cạnh tranh. Nếu điều kiện ngành công
nghiệp cải thiện trong tương lai, công ty vẫn tiếp tục khó khăn do mất khách hàng.
Điều này phù hợp với quan điểm cho rằng khi các công ty kiệt quệ tài chính tái cơ cấu
bằng cách bán tài sản (Asquith, Gertner và Scharfstein (1994)), “Cơ cấu tạo EBIT”
của nó tạo ra dòng tiền thấp hơn hiện tại, ngoài ra nó hạn chế khả năng của công ty
trong việc tận dụng các điều kiện tốt ngành công nghiệp trong tương lai.
Tập trung vào tác động của chi phí kiệt quệ tài chính (trái ngược với động cơ do ưu đãi
thuế như trong Leland 1998), phần còn lại của p aper tác giả đặt τ = 0 . Theo giả định
này và giả định l = 1, giá trị tài sản của công ty kiệt quệ có thể được biểu diễn như sau:
(2)
Ký hiệu giá trị tài sản (A
T
) trong trường hợp là L + M . Phần cổ đông
được nhận được tóm tắt như sau:
Thuế cung cấp một động lực để phát hành nợ trong mô hình của Tác giả. Trong một
phân tích, Tác giả giải quyết các mô hình với các lợi ích về thuế và có được cấu trúc
vốn tối ưu của công ty. Tuy nhiên để giữ trọng tâm là các quyết định về quản trị rủi ro,
Tác giả không trình bày những kết quả đó trong bài viết này.
Chi phí kiệt quệ tài chính trong mô hình của tác giả được biểu thị
bằng
M càng lớn nghĩa là tổn thất càng nhỏ. Theo Mệnh đề 1, giá trị vốn chủ sở hữu được
biểu thị như sau: Trong Hình 2, giá trị vốn chủ sở hữu như là một hàm theo giá trị tài sản cuối cùng của
công ty. Như thể hiện trong hình, giá trị vốn chủ sở hữu không phải là một hàm lồi
nghiêm ngặt theo giá trị công ty như phương pháp cổ điển cho rằng vốn chủ sở hữu
Trong đó
11
Φ là hàm mật độ tích lũy của phân phối chuẩn tắc.
Giải phương trình tr ên ta được nghiệm là:
(5)
M ệnh đề 2 cho thấy sự lựa chọn rủi ro tài sản không phải là không liên quan đến sự
định giá vốn chủ sở hữu. Các cổ đông của một công ty có vay nợ cho rằng tốt nhất
nên quản lý rủi ro tài sản ngay cả sau khi công ty gia tăng khoản nợ. Giải pháp bên
trong cho rủi ro tối ưu là kết quả của sự đánh đổi giữa chuyển dịch rủi ro và động cơ
tránh rủi ro. Kết quả này khác với những mô hình trước đó. Trong mô hình chuyển
dịch rủi ro của Jensen và Meckling (1976), các cổ đông nhận càng nhiều rủi ro càng
tốt, trong khi ở mô hình quản trị rủi ro của Smith và Stulz (1985), rủi ro tối ưu khi σ =
0. Bằng cách đưa ra một giải pháp bên trong cho rủi ro đầu tư tối ưu của công ty, mô
hình của tác giả cung cấp cái nhìn sâu vào các chính sách quản trị rủi ro của công ty,
như được thảo luận dưới đây.
Với mức thuế suất khác không,
σ tối ưu thậm chí còn thấp hơn. Các động cơ giảm
thiểu rủi ro (khi có sự hiện diện của lợi ích thuế từ nợ), đến từ thiệt hại tiềm năng của
tấm chắn thuế là công ty phá sản. Tác động này là cơ chế mà qua đó Leland (1998)
đưa ra phòng ngừa rủi ro ở thời kỳ sau trong mô hình của mình.
Mệnh đề 3.
Khi có biến cố kiệt quệ tài chính, thiệt hại tiềm năng của công ty vượt qua L + M . Thật
vậy, thiệt hại tiềm năng giảm khi M tăng. Nếu không có những tổn thất (M = ∞), cổ
đông không bị mất gì cả khi công ty gặp kiệt quệ tài chính. Do đó, không có động lực
quản trị rủi ro. Mặt khác, khi tổn thất là rất cao (M = 0), khoảng cách giữa kiệt quệ và
mất khả năng thanh toán biến mât cùng với động cơ quản trị rủi ro. Đó là trường hợp
trung gian tạo ra động cơ quản trị rủi ro trong mô hình. Hình 3 minh họa mối quan hệ
này. Hình 3: Thể hiện mối quan hệ giữa rủi ro đầu tư t ối ưu và tổn thất. Mô hình là được hiệu chỉnh với những
giá trị tham số như sau: A
t1
=2, L=1, T’=1 và K=0.5. Trên trục x, tác giả chạy giá trị của M. M đo lường
được những mất mát tiềm năng thong qua các biến cố kiệt quệ tài chính của công ty. Tác giả chạy giá trị M
từ cao đến thấp thì những tổn thất tăng theo trục x.
Đòn bẩy và quản trị rủi ro
13
Để nghiên cứu mối quan hệ giữa đòn bẩy và quản trị rủi ro, tác giả phân biệt giá trị
tiềm năng σ với đòn bẩy của công ty tại thời điểm l (lev=L/A). Chi tiết đươc cung cấp
trong phụ lục A5. Sau khi đơn giản ta thấy sigma tiềm năng giảm (tức là, động cơ quản
trị rủi ro tăng) với một sự tăng lên trong đòn bẩy trong một giới hạn kiệt quê và tham
số tổn thất. Mối quan hệ này bị đảo ngược khi đòn bẩy rất cao, giá trị của vốn chủ sở
hữu được xem như là một quyền chọn mua và do đó động cơ quản trị rủi ro của công t
là biến mất. Sử dụng tham số K và M, tác giả đã cho thấy mối quan hệ giữa rủi ro dđầu
tư tối ưu và đòn bẩy. Kết quả được báo cáo trong hình 4 dưới đây: Tác giả tính toán rủi ro đầu tư tối ưu của công ty theo các mức độ khác nhau của đòn
cứu thực nghiệm trong những tài liệu về quản trị rủi ro doanh nghiệp.
4. Bằng chứng thực nghiệm
Có 3 vấn đề khó khăn trong việc kiểm định lý thuyết trên. Đầu tiên là dữ liệu về các
quyết định phòng ngừa của công ty là bị giới hạn. Thứ hai, đòn bẩy và phòng ngừa có
khả năng được xác định giống nhau ở những công ty dẫn đến vấn đề nội sinh. Những
lý thuyết dựa trên động cơ vào “thời kỳ trước” cho rằng công ty có thể tăng nợ của họ
thong qua việc t hực hiện các hoạt động phòng ngừa từ đó dẫn đến việc là đảo ngược
quan hệ nhân quả giữa phòng ngừa và đòn bẩy. Thứ ba, để nắm bắt động cơ cả ở thời
kỳ trước và sau, t ác giả cần dữ liệu về thời gian phát hành nợ và quyết đinh phòng
ngừa, tuy nhiên vấn đề này thường là không có sẳn. Dưới đây tác giả bắt đầu với việc
thảo luận về quá trình thu thập dữ liệu và mẫu
4.1. Chọn mẫu và dữ liệu
Tác giả kiểm tra những dự đoán chính của mô hình bằng cách sử dụng một tập dữ liệu
toàn diện các phòng ngừa phái sinh ngoại tệ và hàng hóa được nắm giữ của cá coongt
y lớn trong năm tài chính năm 1996 và 1997. Tác gỉa bắt đầu với những công ty trong
phần giao thoa giữa CRSP và COMPUSTAT với 10-Ks dữ liệu có sẵn từ SEC. Tác giả
loại bỏ các công ty dịch vụ công cộng (điện, nước, gas,…) và các công ty tài chính vì
nó k cần thiết để so sánh với các ngành công nghiệp khác. Theo mẫu này, tác giả cũng
loại trừ các công ty bị giảm quy mô trong những quý trước dựa vào tổng doanh thu của
nó. Những nghiên cứu thực nghiệm và bằng chứng khảo sát trước đây cho thấy rằng
các công ty nhỏ như vậy là rất khó để sử dụng sản phẩm phái sinh cho mục đích phòng
ngừa rủi ro (Dolde, 1993), có thể là do sự thiếu hụt quy mô các nền kinh tế.
Đối với các công ty còn lại, tác giả thu thập dữ liệu sử dụng phái sinh từ file 10-K.
Đầu tiên tác giả có được tất cả các dữ liệu các công ty file 10-K trong vùng giao thoa
giữa CRSP và COMPUSTAT từ SEC trong năm dương lịch 1997. Tác giả có thể tìm
kiếm hồ sơ 10-K cho các dữ liệu: “quản trị rủi ro”, “phòng ngừa”, “phái sinh” và
“hoán đổi”. Nếu một trích dẫn có các từ khóa này, tác giả đọc xung quanh để có được
dữ liệu về lãi suất, ngoại tệ và các phái sinh hàng hóa. Tác giả có được dữ liệu về tiền
lãi danh nghĩa và các phái sinh tiền tệ được sử dụng cho mục đích phòng ngừa qua
xúc với phòng ngừa thông qua các phái sinh t iền tệ trong chú thích của nó thông qua
việc thu thập dữ liệu bằng tay.
Dựa vào những điều trên tác giả đã xác định 1,781 công ty có độ nhậy tiền tệ. Trong
phần phân tích hồi quy tiếp theo, tác giả mất đi một số công ty do thiếu dữ liệu về các
biến giải thích được sử dụng để ước tính trong mô hinh đa nhân tố.
4.1.2. Độ nhạy cảm đối với rủi ro giá cả hàng hóa:
So sánh với độ nhạy tiền tệ, việc đo lường biên độ dao động độ nhạy của giá cả hàng
hóa khó hơn. Điều này là do các tiêu chuẩn kế toán hiện hành không yêu cầu các công
ty công bố nhiều thông tin liên quan đến độ nhạy rủi ro giá cả hàng hóa. Trong trường
hợp không có bất kỳ thông tin báo cáo nào, tác giả xác định độ nhạy rủi ro giá cả hàng
hóa của 1 công ty bằng việc ước lượng độ nhạy thu nhập của nó với biến động các chỉ
số khác nhau của giá cả hàng hóa. Đ ể làm được điều đó, tác giả sử dụng một cách tiếp
cận đơn giản và các thiết lập của ngành công nghiệp sản xuất hàng hóa như là một
mẫu của các công ty để đo lường rủi ro giá cả hàng hóa.Tuy nhiên, với cách tiếp cận
này sẽ rất khó để nhận ra các công ty có độ nhạy với rủi ro giá cả hàng hóa đầu vào (
VD như ngành hàng không). Như vậy, vì lợi ích toàn diện, tác giả áp dụng thêm các
16
phương pháp có liên quan để nhận biết các công ty nhạy cảm với rủi ro giá cả hàng
hóa.
Trong đó, t ác giả loại ra EBIT hàng quý từ các tập tin quý COM PUSTST’s về những
thay đổi hàng quý ở một số chỉ số giá hàng hóa và phân loại một công ty là có độ
nhạy với rủi ro giá cả hàng hóa với mức ý nghĩa >= 10%. Tác giả lấy dữ liệu từ 60 quý
trước ( hay tối đa có sẵn) để ước lượng mô hình này. Hầu hết các tác động của biến
động giá hàng hóa được phản ánh qua doanh số bán hànghoặc chi phí sản xuất của một
công ty, chẳng hạn như nguyên liệu hoặc chi phí năng lượng. Vì vậy, tác giảdùng EBIT
như là một công cụ đo lường lợi nhuân cho mục đích phân tích độ nhạy.
(26)
Có hai vấn đề quan trọng với phương pháp ước lượng này. Đầu tiên, việc sử dụng các
giả chỉ có kết quả hiện tại với các phân tích độ nhạy EBIT dựa trên bảo tồn không gian.
17
4.1.3. Công cụ phòng ngừa phái sinh:
Tác giả sử dụng hai định nghĩa của công cụ phòng ngừa dựa trên việc sử dụng phái
sinh. Định ngĩa đầu tiên dựa trên quyết định nhị phân của công ty về việc sử sụng phải
sinh như là mục đích của phòng ngừa. Định nghĩa này có thể sử dụng cả 2 loại hợp
đồng phái sinh – ngoại tệ và hàng hóa. Định nghĩa thứ hai, tác giả sử dụng tổng sổ tiền
danh nghĩa trong các hợp đồng phái sinh t iền tệ. Số tiền danh nghĩa được định nghĩa
dựa vào công cụ phòng ngừa nắm giữ tổng vốn sở hửu của các công cụ quản trị rủi ro
của 1 công ty và do đó có thể phân biệt các công ty có độ khác biệt về độ nhạy phòng
ngừa.
Có hai mối quan tâm quan trọng liên quan đến việc sử dụng các phái sinh như là một
công cù phòng ngừa rủi ro. Đầu tiên, mặc dù tác giả có được dữ liệu trên các phái sinh
được phân loại như là nhũng công cụ quản trị rủi ro, có một mối quan tâm về dự định
sử dụng của họ là các công ty có thực sự sử dụng các công cụ này cho mục đích phòng
ngừa hay không? Những nghiên cứu thực tiễn trước đây đã tìm thấy những bằng
chứng mạnh mẽvề hiệu ứng giảm thiểu rủi ro của các phái sinh trong các biện pháp đo
lường rủi ro khác nhau của công ty. Guay (1999) cho rằng kinh nghiệm của những
người mới sử dụng phái sinh là có 1 sự sụt giảm trong thu nhập của họ và biến động
giá cổ phiếu sau khi bắt đầu hợp đồng phái sinh. Tương tự Allayannis và Ofek (2001)
cho rằng sử dụng phái sinh làm giảm độ nhạy tiền tệ, và Hentschel and Kothari
(2001)không tìm thấy bất kỳ bằng chứng cho thấy các phái sinh được sử dụng cho mục
đích đầu cơ.Như vậy, có đủ bằng chứng trong các tài liệu cho t hấy rằng phần lớn các
công ty sử dụng công cụ phái sinh nhằm mục đích phòng ngừa và không vì lý do đầu
cơ.
Vấn đề quan tâm thứ hai là việc sử dụng các dữ liệu phái sinh có liên quan đến tầm
quan trọng của các phái sinh trên dòng tiền tổng thể của công ty. Allayannis và Weston
(2001) và Graham và Rogers (2002) tìm thấy một tác động đáng kể của công cụ phái
cung cấp chi tiết con số danh nghĩa của phái sinh FX. Bảng C cung cấp các công cụ
break-up phái sinh FX thông qua hoán đổi, kỳ hạn/giao sau, quyền chọn. Hình này dựa
trên mẫu là 435 công ty sử dụng phái sinh ngoại tệ có sẵn. Thống kê trong bảng C chỉ
dựa vào những quan sát có gái trị khác 0, đại diện cho các công cụ phòng ngừa rủi
ro.
Bảng 1 cung cấp số liệu thống kê mô tả các hoạt động phòng ngừa rủi ro. Trong hình
A, tác giả cung cấp sự phân bố tần số của các công cự rủi ro khác nhau. Trong tổng số
1.781 công ty với độ nhạy rủi ro ngoại hối, có 497 công ty (chiếm khoảng 28%) sử
dụng phái sinh đề phòng ngừa sự biến động tỷ giá hối đoái. Đối với rủi ro gái hàng
hóa, có 211 công ty sử dụng phòng ngừa ( chiếm 20%) trên tông số mẫu 1.238 công ty.
Nếu tác giả xem xét độ nhạy của một trong hai loại rủi ro, tác gải tim thấy 645 cty sử
dụng phải sinh trên tống mẫu 2256 cty. Bảng B cung cấp số liệu thống kê tóm tắt cho
tổng số tiền danh ngĩa của các phái sinh ngoại hối được sử dụng cho mục đích quản trị
rủi ro. Số tiền mean (median) của phái sinh ngoại hối là 359.15 triệu$ (40 triệu $).
M ức trung bình của các phái sinh trong mẫu cảu tác giả nhỏ hơn ngiên cứu trước đây
của Graham và Rogers (2002). Không đáng ngạc nhiên khi các nghiên cứu này tập
trung vào các công ty lớn, trong khi mẫu của tác giả có nhiều doanh nghiệp vừa và nhỏ
là tốt. Giá trị danh nghĩa của các phái sinh được thu nhỏ bởi giá trị sổ sách của tổng tài
19
sản (daonh thu) lên tới 8.62% (10.74%) đối với các doanh nghiệp trung bình trong
mẫu. Những con số này được so sánh với các nghiên cứu trước đây.
Bảng 1 (hình C) cho thấy sự thất bại của phái sinh ngoại tệ so với các công cụ khác.
Các hợp đồng kỳ hạn và giao s au là những công cụ được sử dụng rộng rãi nhất cho
quản trị rủi ro ngoại t ệ. Trong số các công cụ ngoại tê, có 80% công ty sử dụng hợp
đồng kỳ hạn và giao sau. Trong các phân tích không được báo cáo, tác giả so sánh mức
độ giao dịch của cả mua và bán trên thị trường kỳ hạn ngoại tệ.
Các kiểm tra chính của tác giả dựa trên mối quan hệ giữa đòn bẫy và phòng ngừa rủi
ro. Trong phần tiếp theo, tác giả mô tả ngắn gọn các biến kiểm soát được sử dụng
(28) Trong một trong những phân tích không được báo cáo , tá c giả cũng sử dụng các phân tích dự báo tăng
trưởng thu được từ I / B / E / S như là một đại diện cho các tùy chọn tốc độ tăng trưởng của công ty. Từ kết quả
của tác gỉa vẫn còn chất lượng tương tự, tác giả không báo cáo kết quả của mô hình này.
(29) Xem Acharya, Alm eida, và Campello (2004), người lập luận rằng tiền mặt có th ể được sử dụng như một
công cụ chống lại sự mất giá của tiền mặt trong tương lai cho sự thiết hụt tài chính 20
Bất cân xứng thông tin: Tác giả đưa vào số lượng cổ phần mà các nhà đầu tư có tổ
chức nắm giữ như là biến giải thích trong mô hình này để kiểm soát động cơ quản trị
rủi ro do tình trạng bất cân xứng thông tin giữa các nhà đầu tư bên trong và bên ngoài
công ty. Biến “INSTITUTION” được đo lường bằng tỷ trọng cổ phần thường của công
ty mà được nhà đầu tư có tổ chức nắm giữ. Dữ liệu được lấy từ các tài liệu 13-F. Giả
sử rằng khi lượng cổ phần được nắm giữ bởi nhà đầu tư có tổ chức càng nhiều thì dẫn
đến tình trạng bất cân xứng thông tin giữa nhà đầu tư bên trong và bên ngoài công ty
càng thấp, hệ số hồi quy của biến này phải âm (DeMarzo và Duffie (1991, 1995)).
Trong một kỹ thuật khác, tác giả sử dụng số lượng các nhà phân tích ủng hộ cho công
ty làm đại diện cho tình trạng bất cân xứng thông tin.
Tiếp theo, tác giả kiểm soát động cơ về thuế. Nếu một công ty phải đối mặt với một
cấu trúc thuế lũy tiến, sau đó giá trị sau thuế của nó sẽ trở nên lõm so với giá trị
trước thuế. Công ty có thể làm giảm nghĩa vụ thuế dự kiến của mình bằng cách tham
gia vào các hoạt động phòng ngừa rủi ro(Smith và Stulz, 1985). Tac giả sử dụng
phương pháp đươc đề nghị bởi Graham và Smith (1999) để đo lường động cơ phòng
ngừa. Phần mô tả ngắn gọn của phương pháp của họ được trình bày trong Phụ lục A.6.
Biến “TAX-CONVENXITY” đo lường các lợi ích thuế kỳ vọng (tính bằng đô-la)
bằng sự sụt giảm 5% trong thu nhập của công ty. Tác giá lấy tỷ lệ giữa thước đo này và
doanh thu ròng của công ty. Khi biến này được ước lượng bằng cách sử dụng các biến
kế toán khác của công ty, trong cơ sở phân tích của tác giả, tác giả không đo lường
được Tax convenxity để bảo đảm rằng kết quả quan trọng của tác giả không được
Herfindahl để kiểm soát tác động này.Tất cả các kết quả cho ra giống như các biến kiểm soát thay thế khác.
4.2. Mô hình nội sinh của đòn bẩy và phòng ngừa rủi ro
Lý thuyết của tác giả dự đoán một mối quan hệ tích cực giữa đòn bẩy TC và phòng ngừa
rủi ro đối với các công ty sử dụng đòn bẩy vừa phải và một mối quan hệ tiêu cực tại các
công ty sử dụng đòn bẩy cao. Ngoài ra, mối quan hệ giửa đòn bẩy TC và phòng ngừa rủi
ro dự kiến sẽ mạnh mẽ hơn đối với các công ty hoạt động trong ngành công nghiệp có
mức độ cạnh tranh cao. Vì vậy, chìa khóa nghiên cứu của t ác giả được dựa trên mối quan
hệ giữa phòng ngừa rủi ro và đòn bẩy TC.
Để đơn giản và dễ kiểm soát khi phân tích, tại thời điểm quyết định phòng ngừa rủi ro
được thực hiện trong mô hình lý thuyết (tức là, vào thời điểm t1 trong mô hình) mức nợ
sẽ được xác định trước. Tuy nhiên, chúng ta biết từ nghiên cứu lý thuy ết trước đó, khả
năng vay nợ và mức độ đòn bẩy của công ty có thể tăng lên do phòng ngừa rủi ro. Ví dụ,
tác giả đưa ra một biến thể của mô hình, nơi các công sẽ thực hiện phòng ngừa trước và
sử dụng nợ vào một ngày sau đó. Trong phạm vi của mô hình, phòng ngừa rủi ro làm
giảm sự biến động của giá trị công ty, do đó làm giảm khả năng phá sản và cho phép các
công ty vay nợ nhiều thêm ở một mức độ nhất định nhằm hưởng của các lợi ích về tấm
chắn thuế. Điều này dẫn đến tác động nội sinh giữa đòn bẩy và phòng ngừa rủi ro. Khi
đó, Nó trở thành quan trọng đối với nghiên cứu thực nghiệm của tác giả để giải thích rõ
ràng cho khuynh hướng nội sinh này. Để làm như vậy, tác già cần một mô hình cấu trúc
cho sự chọn lựa cấu trúc vốn và quyết định phòng ngừa rủi ro của công ty. Trong trường
hợp không có đồng thuận về một mô hình lý tưởng cho sự lựa chọn nợ, đó là thuận lợi để
có một mô hình lý thuyết liên kết cấu trúc vốn và phòng ngừa rủi ro. Tác giả tiếp tục ước
lượng thực nghiệm liên kết chặt chẽ với các mô hình lý thuyết. Trong đó, tác giả ước
lượng mô hình cấu trúc như sau:
M ô hình này được ước tính trong một hai giai đoạn biến công cụ (IV) của khuôn khổ hồi
quy. Phương trình giai đoạn đầu là một mô hình O LS cho quyết định đòn bẩy, trong khi
phương trình thứ hai là mô hình quyết định phòng ngừa rủi ro của một công ty. Trong
giai đoạn thứ hai, phương trình quản lý rủi ro được ước tính bằng cách sử dụng giá trị dự
và Schallheim năm 1998 trong những người khác) Đối với chiến lược xác định của tác
giả để làm việc, người ta lập luận rằng một hoặc nhiều các biến ảnh hưởng đến quyết
định của một công ty phòng ngừa rủi ro chỉ thông qua tác động của đòn bẩy và không
độc lập của mình. Việc tìm kiếm một công cụ thực sự ngoại sinh cho đòn bẩy là một
nhiệm vụ vô cùng khó khăn. Vì điều này, tác giả đề nghị một chiến lược xác định được
thúc đẩy bởi các mô hình lý thuyết chính.
Như trong các mô hình cân bằng tiêu chuẩn, lợi thế của vốn vay là lợi ích về thuế của nó,
trong khi chi phí của nó là khủng hoảng tài chính và thiệt hại gánh nặng phá sản. Tỷ lệ nợ
tang thêm được xác định bởi các chi phí và lợi ích của sự cân bằng này tương đối. Điều
này cung cấp một sự phân tán trong tỷ lệ nợ vào thời điểm không trong mô hình. Sau đó,
trong khoảng thời gian can thiệp, tỷ lệ nợ tiếp tục bị xáo trộn bởi những cú sốc ngẫu
nhiên đến lợi nhuận của công ty. Như vậy, tại thời điểm quyết định phòng ngừa rủi ro
23
được thực hiện (tại thời điểm t1 trong mô hình), tỷ lệ đòn bẩy là một kết quả tính toán
giữa lợi ích về thuế, chi phí cuả nợ và khả năng bị phá sản, và lợi nhuận. Các mô hình lý
thuyết tập trung vào ảnh hưởng của tỷ lệ đòn bẩy đến quyết định phòng ngừa rủi ro tại
thời điểm này, mà tác giả gọi là hậu quyết định phòng ngừa rủi ro. Trong ý nghĩa đó, đòn
bẩy trở nên xác định trước trong mô hình tại thời điểm
phòng ngừa rủi ro quyết định. Tại thời điểm này, các cổ đông tham gia vào các hoạt động
phòng ngừa rủi ro miễn là đòn bẩy của công ty không phải là quá cao, vượt ra ngoài thời
điểm đó các ưu đãi rủi ro chuyển bắt đầu quản trị.
Đầu tiên tác giả lưu ý rằng trong mô hình của tác giả ảnh hưởng bậc nhất của phòng
ngừa rủi ro về đòn bẩy (tức là, những lo ngại về quan hệ nhân quả ngược lại) là ảnh
hưởng của nó đối với chi phí của đòn bẩy và không quan tâm ảnh hưởng của lợi ích về
thuế của nó. Như vậy, ít nhất là trong phạm vi mô hình điều chỉnh của tác giả vì lợi ích
thuế suất nợ cung cấp một nguồn quan trọng của phân tán trong tỷ lệ nợ cũ ant e mà phần
lớn vẫn không bị ảnh hưởng bởi mức độ bảo hiểm rủi ro. Như vậy, ít nhất là trong bối
cảnh mô hình điều chỉnh của tác giả vì lợi ích thuế suất của nợ cung cấp một nguồn quan
trọng của phân tán trong tỷ lệ nợ exante mà phần lớn vẫn không bị ảnh hưởng bởi mức
Baker (1995) và Staiger và chứng khoán (1997). Tác giả lặp lại tất cả những phân tích
của mình sau khi xem xét chỉ MTR và NDTS (một tại một thời điểm) như Công cụ của
mình và tất cả các kết quả vẫn tương tự như kết quả định tính. Đ ể tiết kiệm không gian
và đo lường lợi thế, t ác giả xem xét cả hai mô hình đòn bẩy của tác giả cho những kết
quả mà tác giả trình bày trong bài báo. Ngoài ra, tác giả sử dụng tỷ lệ thu nhập
ròng/doanh thu ròng của một công ty (ni) trong hồi quy đòn bẩy như một công cụ bổ
sung để nắm bắt được tác động của lợi nhuận đến cơ cấu vốn của công ty tại thời điểm
phòng ngừa rủi ro trong t inh thần của mô hình lý thuyết. Như tác giả đã trình bày sau,
biến này hoạt động tốt trong giai đoạn 1 hồi quy.
Đầu tiên, tác giả bao gồm tài sản, nhà máy và thiết bị (PPE) quy mô tổng tài sản để kiểm
soát cho tài sản thế chấp cho vay. tác giả có Z-score sửa đổi của một công ty (xem
Graham, Lemmon, và Schallheim, 1998) để kiểm soát đối với tác động của các công ty
có thể hiện được trong kiệt quệ tài chính. Z-score sửa đổi (M odz) loại trừ t ác động của
đòn bẩy từ Altman Z-score ban đầu để tránh một mối quan hệ giữa đòn bẩy và biến này.
Tác giả cũng bao gồm mã SIC để kiểm soát ngành công nghiệp cụ thể của cơ cấu vốn
trong mô hình đòn bẩy. N goài ra, quy mô doanh nghiệp và R & tỷ lệ D-to-Kinh doanh
nhập cả phòng ngừa rủi ro và đòn bẩy. Nhìn chung, mô hình của tác giả là phù hợp với
lập luận lý thuyết và cũng gần với nghiên cứu thực nghiệm trước đó trong công ty quản
lý rủi ro như Geczy, M inton, và Schrand (1997) và Graham và Rogers (2002). Mô hình
cơ sở được trình bày dưới đây:
Tác giả bổ sung một số biến khác trong nghiên cứu thực nghiệm. Tác giả sử dụng dữ liệu
bảng trong ba năm của 200 doanh nghiệp sản xuất và thay đổi lại trong hoạt động phòng
ngừa rủi ro về thay đổi trong tỷ lệ đòn bẩy. Thay đổi hồi quy ít có khả năng bị thiên lệch
nội sinh và phải đối mặt với một trở ngại khó khăn hơn trong việc phát hiện mối liên
quan giữa các biến phụ thuộc. Kết quả của tác giả tương tự cho cả hai mô hình hồi quy
cắt ngang IV và mô hình hồi quy đổi. Hơn nữa, cần lưu ý rằng các đặc điểm kỹ thuật phi
tuyến mà tác giả sử dụng trong phương pháp tiếp cận mô hình của mình cho sự tự tin bổ
sung kết quả của tác giả không do quan hệ nhân quả ngược lại. Điều này có được bởi vì
nội sinh trong mô hình của tác giả xuất phát từ thực tế là phòng ngừa rủi ro có thể dẫn
của một công ty để tận dụng và biến kiểm soát khác.
4.4.1. Ước lượng giai đoạn đầu tiên
Như là một điểm khởi đầu, tác giả trình bày các kết quả hồi quy từ Ước lượng giai đoạn
đầu tiên của đòn bẩy như báo cáo trong bảng đầu tiên của Bảng 3. Tác giả tìm thấy một
hệ số tích cực và đáng kể đến MTR chỉ ra rằng các công ty với lợi ích thuế cao hơn được
nợ cao hơn. Theo dự kiến hệ số khấu hao và khấu hao, da/ta cho lá chắn thuế không nợ
vay, là tiêu cực và đáng kể. Hơn nữa, phù hợp với các công ty mô hình của mình với lợi
nhuận cao hơn có đòn bẩy thấp như được chỉ ra bởi một hệ số tiêu cực và đáng kể lợi
nhuận cho doanh số bán hàng (ni / doanh thu). Những kết quả này phù hợp với những
động lực đằng sau việc sử dụng các biến trong mô hình hồi quy đòn bẩy. Kết quả khác là
Copyright: Tài liệu đại học ©