Bài nghiên cứu: Kiệt quệ tài chính và quản trị rủi ro doanh nghiệp lý thuyết và chứng cứ

Chia sẻ: Dsfcf Dsfcf | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:45

Thêm vào BST

Báo xấu

226
lượt xem 29
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài nghiên cứu: Kiệt quệ tài chính và quản trị rủi ro doanh nghiệp lý thuyết và chứng cứ nhằm phát triển lý thuyết quản lý rủi ro khi xuất hiện chi phí kiệt quệ tài chính và kiểm định tác động của nó bằng cách sử dụng tập dữ liệu toàn diện, chỉ ra rằng tốt nhất các cổ đông tham gia vào các hoạt động quản trị rủi ro ở thời kỳ sau (sau khi phát hành nợ), thậm chí khi không có thỏa thuận như thế trước đây.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Bài nghiên cứu: Kiệt quệ tài chính và quản trị rủi ro doanh nghiệp lý thuyết và chứng cứ

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀ O TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HC M 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 2. Nguyễn Thành Nam 3. Lê Quang Sang 4. Ngô Thúc Ngân 5. Phạm Thị Thanh Thúy TP.Hồ Chí Minh, tháng 03 năm 2014 1
KIỆT QUỆ TÀI CHÍNH VÀ QUẢN TRỊ RỦI RO DOANH NGHIỆP LÝ THUYẾT VÀ CHỨNG CỨ TÓM TẮT Bài báo này phát triển lý thuyết quản lý rủi ro khi xuất hiện chi phí kiệt quệ tài chính và kiểm định t ác động của nó bằng cách sử dụng tập dữ liệu toàn diện. Tác giả chỉ ra rằng tốt nhất các cổ đông tham gia vào các hoạt động quản trị rủi ro ở thời kỳ sau (sau khi phát hành nợ), thậm chí khi không có thỏa thuận như thế trước đây. Mô hình dự đoán một mối quan hệ cùng chiều giữ a đòn bẩy và phòng ngừa đối với các doanh nghiệp có đòn bẩy vừ a phải (tuy nhiên mối quan hệ này ngược lại đối với các doanh nghiệp có đòn bẩy rất cao). Phù hợp với lý thuyết, tác giả tìm thấy mối quan hệ không đơn điệu (phi tuyến) giữa đòn bẩy và phòng ngừa. Hơn nữa, tác động của đòn bẩy đến phòng ngừa cao hơn đối với các công ty trong ngành công nghiệp tập trung cao. 1. Giới thiệu Bài báo này phát triển và kiểm định lý thuyết về quản trị rủi ro doanh nghiệp khi xuất hiện chi phí kiệt quệ tài chính. Các tài liệu hiện nay cho thấy phòng ngừ a có th ể làm tối đa hóa giá trị doanh nghiệp bằng cách hạn chế những t ổn thất của phá sản (Smith và Stulz (1985)) 1. Những mô hình này chỉ biện m inh 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 th am gia vào các hoạt động phòng ngừ a vì động cơ dịch chuyển rủi ro của họ (Jensen và Meckling (1976)). Tác giả m ở rộng các tài liệu hiện t ại 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 m ô hình với dữ liệu phòng ngừa của các công ty COM PUSTAT-CRSP, đáp ứng m ột số tiêu chí lựa chọn mẫu hợp lý cho năm tài chính 1996-97. Nghiên cứu thự c 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 “m ất khả năng thanh toán”. T ác giả cho rằng khoảng cách giữa “có khả năng thanh toán” và “m ất khả năng thanh toán”, công ty phải đối mặt với m ột trạng thái trung gian được gọi là “ kiệt quệ t ài chính”. “Kiệt quệ tài chính” đư ợc định nghĩa là m ột trạng thái cạn kiệt dòng t iền của công ty m à nó phải gánh chịu thiệt hại nhưng không bị m ất khả 1 Động cơ khác để phòng ngừa củ a công ty bao gồ m độ lũy tiến củ a thuế, sự không thích rủi ro của nh à quản lý (Stulz (1984), S m và Stulz (1985)), chi phí đầu tư lệch lạc (Froot, Scha rfstein v à Stein (1993)) và thông tin bất ith cân xứng (DeMarzo và Duffie (1991,1995)). 2 Trong suốt bài báo này, thời kỳ trước và thời kỳ sau chỉ thời gian vay nợ 3 Các b ài b áo khác phân tích quyết định qu ản trị rủi ro của các cổ đông ở thời kỳ s au b ao gồm L eland (1998) và Morellec và Smith (2003 ). Leland (1998) đ ưa ra lập luận cho hành vi phòng ngừa của công ty ở thời kỳ sau t rong trường hợp có sự xuất hiện lợi ích thu ế của nợ. Mo rellec v à Smith (2003), mâu thuẫn giữa người quản lý và cổ đông là m giảm s ự khuyến khích dịch chuyển tài sản củ a các cổ đông . Mô hình củ a Tác giả dựa t rên chi phí kiệt quệ tài chính và đưa ra những tiên đoán thực nghiệm mới. 2
năng thanh toán. Quan điểm cho rằng kiệt quệ tài chính là m ột trạng thái khác với m ất khả năng th anh toán được ư u tiên trong các t ài liệu. Titman (1984) sử dụng m ột giả định tương tự để nghiên cứu tác động của cấu trúc vốn đến những quyết định thanh khoản của công ty. Kiệt quệ tài chính dẫn đến ba thiệt hại quan trọng. Trước tiên, công ty có t hể bị m ất khách hàng, những nhà cung cấp quý giá và các nhân viên chủ chốt 4. Opler và Titman (1994) cung cấp bằng chứ ng thực n ghiệm rằng các công ty kiệt quệ tài chính m ất thị phần đáng kể vào t ay các công ty khỏe mạnh (về tài chính) khi ngành công nghiệp bị suy thoái. Thứ hai, một công ty kiệt quệ tài chính có nhiều khả năn g vi phạm các giao ước5 nợ hoặc chậm trả tiền lãi và gốc mà không bị mất khả năng thanh toán 6. Những vi phạm này dẫn đến thiệt hại dư ới hình thức phạt tài chính, tăng tốc trả nợ, hoạt động thiếu linh hoạt và tốn thời gian, nguồn lự c đ ể đàm phán với các chủ nợ. Ví dụ, khi Hãng hàng không Delt a vi phạm giao ước v ề tỷ lệ nợ trên vốn chủ s ở hữu vào năm 2002, nó bị các chủ nợ yêu cầu duy trì lượng tiền mặt và các khoảng tư ơng đương tiền ở mứ c tối thiểu 1 tỷ USD vào cuối mỗi tháng từ tháng Mười năm 2002 cho đến tháng 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 t ài 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 t ài sản rủi ro. Công ty thực hiện đầu tư ban đầu với sự đồng ý của trái chủ. Một ngày s au 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 m ới hoặc bằng cách tham gia giao dịch phái sinh. Giá trị tài sản của công ty biến động th eo một quá trình ngẫu nhiên. Nếu giá trị tài sản giảm xuống thấp hơn ngư ỡng trong suốt cuộc đời của nó, công ty rơi vào kiệt quệ tài chính. Trong trạng thái này, công ty mất thị phần vào t ay 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 nh ững năm 1990, công ty Appl e Co mputer g ặp khó khăn tài chính dẫn đến nghi ng ờ v ề sự tồn tại lâu d ài của nó (xem Business Week , số ra ng ày 29 tháng Một v à ng ày 5 tháng Hai năm 1996). Các nhà ph át triển phần mềm mi ễn cưỡng phát triển ứng dụng mới cho người dùng Mac, đây là nguy ên nh ân 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 r ằng “ doanh số xe mới giảm gần hai điểm phần trăm do khá ch h àng tiềm năng lo sợ công ty sẽ phá sản ” (trích dẫn từ Titman (n ăm 1984)). 5 Bên cho vay thường áp đặt các giao ước nợ đối với các công ty vay như duy trì giá t rị tài s ản 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 đo ạn 1982 -1997, khoảng 50 % lượng trái phiếu d ài h ạn đư ợc giao dịch đại chúng không trả n ợ đúng hạn (bao gồm không trả ho ặc trì hoãn thanh toán lãi và gốc) đã không dẫn đến phá sản. 7 Xem bản báo cáo 10-K của SEC (The U.S. Securities and Exchange Comm ission) về công ty Delta năm 2002 3
công ty. Phần còn lại của cổ đông phụ thuộc vào giá trị t ài s ản cũng như quá trình tiếp quản tài sản của công ty8 . M ức độ tối ưu của rủi ro đầu tư ở thời kỳ sau, từ quan điểm của các cổ đông, đư ợc xác định bởi sự đánh đổi giữa chi ph í kiệt quệ tài chính và giá trị của v ốn chủ sở hữ u của công ty 9 . Không giống như các mô hình dịch chuyển rủi ro của J ensen và Meckling (1976), giá trị vốn chủ s ở hữ u của các công ty không phải là m ột hàm luôn tăng theo rủi ro trong mô hình của tác giả. Khi một dự án có rủi ro cao làm tăng giá trị của vốn chủ sở hữu, nó cũng áp đặt một chi phí lên các cổ đông bằng cách t ăng chi phí dự kiến của kiệt quệ tài chính. Do những tổn thất này, các cổ đông nhận thấy tốt nhất nên thực hiện một chiến lược quản trị rủi ro ở thời kỳ sau ngay cả trong trư ờng hợp không có một cam kết trước đây cho phép họ làm như vậy. Rủi ro đầu tư tối ư u trong mô hình của tác giả phụ thuộc vào đòn bẩy của công ty, ngưỡng kiệt quệ tài chính, thời gian của dự án và các chi phí kiệt quệ tài chính. Cũng như trong các mô hình hiện nay (Sm ith và Stulz (1985)), t ác giả chỉ ra rằng công ty với đòn bẩy cao (kiệt quệ tài chính) có một động lự c cao hơn để tham gia vào các hoạt động phòng ngừa rủi ro. Tuy nhiên, bằng cách m ô hình hóa các động cơ chuyển dịch rủi ro của cổ đông, mô hình của tác giả cho th ấy rằng các động cơ quản trị rủi ro biến mất đối với các công ty có đòn bẩy rất cao. Mô hình dự đoán rằng động cơ phòng ngừa mạnh m ẽ hơn đối với các công ty có đòn bẩy cao trong các ngành công nghiệp mà hành vi thôn tính rộng hơn bởi các đối thủ cạnh tranh (chẳng hạn những ngành công nghiệp tập trung cao như thể hiện trong kết quả thực nghiệm của Opler và Titman (1994)). Mô hình cho thấy động cơ phòng ngừ a tăng khi dự án đến hạn. Động lự c quản trị rủi ro trong mô hình của tác giả phát sinh từ các chi phí do công ty ở trạng thái kiệt quệ t ài chính nhưng vẫn còn khả năng t hanh toán vào ngày đáo hạn. Nếu không có chi phí kiệt quệ tài chính, động lực quản trị rủi ro sẽ biến m ất. Mặt khác, khi các chi phí này rất cao, khoảng cách giữ a 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 t ạo 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 cứ u thực nghiệm. Để kiểm định những lý thuyết hiện có, các nghiên cứ u thực nghiệm hồi quy một số thước đo kiệt quệ tài chính (thư ờng 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 ngừ a rủi ro, các mô hình này có thể sai kỹ thuật. Sự sai lệch có thể là đặc biệt nghiêm trọng trong các m ẫu nghiên cứu nhỏ. Không có gì ngạc nhiên khi các nghiên cứu thực nghiệm hiện có tìm thấy những bằng chứ ng trái ngư ợc trong việc hỗ trợ cho chi phí kiệt quệ dự a trên lý thuyết phòng ngừa rủi ro. 8 Cách tiếp cận này tương tự nh ư xác định giá trị vốn chủ s ở h ữu là một xu hướng của quyền chọn. Gi á trị vốn chủ sở hữu trong mô hình củ a Tác giả khá c với rào cản quy ền chọn bởi mức thiệt hại phát sinh trong kiệt qu ệ tài chính. Bro ckman 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. 4
Đóng góp thực nghiệm của bài viết là phân tích các hoạt động quản trị rủi ro lãi suất, tỷ giá v à hàng hóa trên m ột mẫu to àn 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 phân đối với phòng ngừa rủi ro chỉ cung cấp cái nhìn hạn hẹp về hành vi phòng ngừa rủi ro doanh nghiệp. Tác giả kiểm định các dự đoán trong mô hình của t ác giả với dữ liệu về mức độ phòng ngừ a rủi ro của hơn 3000 công ty trong năm tài chính 1996-97. Nghiên cứu của t ác giả không bị thiên lệch trong chọn mẫu và cung cấp bằng chứng đầu tiên trên m ẫu lớn về lý do tại sao các công ty phòng ngừa r ủi ro. Tác giả tìm thấy bằng chứng mạnh mẽ rằng các công ty đòn bẩy cao hơn sẽ phòng ngừ a nhiều hơn. Các động cơ phòng ngừa biến m ất đối với công ty có đòn bẩy rất cao. Phù hợp với lý thuyết của t ác giả, tác giả thấy rằng các công ty kiệt quệ tài chính trong những ngành công nghiệp tập trung cao sẽ phòng ngừa nhiều hơn. Kết quả thự c nghiệm của tác giả là đủ mạnh để thay th ế nhữ ng đại diện của kiệt quệ tài chính (chẳng hạn như đòn bẩy, đòn bẩy công nghiệp hiệu chỉnh, và điểm z (Altman)), thay thế cách đo lường các hoạt động phòng ngừa (quyết định nhị phân về phòng ngừa, số tiền danh nghĩa của phòng ngừ a và số tiền ròng của phòng ngừa tức là, vị thế mua và bán ròng) và kiểm soát các biến phi phái sinh dự a trên chiến lư ợc phòng ngừa. Đối với tập hợp nhỏ hơn của các công ty, tác giả có được dữ liệu về các h oạt động phòng ngừa rủi ro cho năm tài chính 1999-2000 và cho thấy các kết quả cơ bản tương tự cho mô hình hồi quy liên quan đến những thay đổi trong hoạt động phòng ngừa. Cuối cùng tác giả nghiên cứu những t ác động giám sát chủ nợ và mứ c độ ủng hộ của nhà phân tích (đại diện cho sự tạo ra thông tin về các hoạt động của công ty) đối với mối quan hệ không đơn điệu giữ a đòn bẩy và phòng ngừ a. Kết quả cho thấy việc giám sát của ngân hàng và mứ c độ phân tích giúp loại bỏ mối quan hệ không đơn điệu này, tốt hơn sự giám sát của công ty và các công ty có mức độ phân tích cao hơn sẽ tiếp tục phòng ngừa, ngay cả đòn bẩy rất cao. Phần còn lại của b ài nghiên cứu như sau. Mục 2, tác giả đư a ra mô hình. Mục 3 phân tích chính sách quản trị rủi ro tối ưu của công ty. Các kiểm định thự c n ghiệm đư ợc trình bày trong Mục 4. M ục 5 th ảo luận về các kết quả chính và kết luận. Không làm mất tính liên tục, độc giả quan tâm chủ yếu đến phần thực n ghiệm có thể bỏ qua m ục 3.1, trình bày tóm tắt các điểm quan trọng của mô hình lý thuyết. 2. Mô hình Xét mô hình cách điệu của một nền kinh t ế giao dịch liên t ục trong khoảng t hời 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 Ai (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 đư ợc hoặc không được sự đồng ý của các chủ nợ. Các tài sản rủi ro (A i) được m ua theo giá t hị trường, đư ợc tài trợ thông qua 5
hỗn hợp nợ không trả lãi hàng năm và vốn chủ sở hữ u. Đặt L là giá trị danh nghĩa của nợ không trả lãi hàng năm, thanh toán ở thời điểm T, và εt là giá trị của vốn chủ sở hữu ở t hời điểm t. Lợi ích thuế của nợ cung cấp động lự c phát hành nợ trong mô hình của t ác giả. Để đơn giản, lợi ích t huế, τ, được giả định là một phần nhỏ giá trị danh nghĩa của nợ, L. Cấu trúc vốn tối ưu đư ợc xác định bởi sự đánh đổi giữ a 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 t ài sản thay đổi theo chuy ển động Brown với các đặc tính thoong thường. Ở thời điểm cổ đông (hoặc n gười quản lý hành động thay cho họ) đưa ra q uyết định quản trị rủi ro. Thời điểm này, ngay lập tứ c hoặc nhiều ngày, nhiều tháng sau quyết định cấu trúc vốn, họ có cơ hội thay đổi rủi ro của tài sản mà không có sự đồng ý của chủ nợ. Để nắm bắt động cơ chuyển dịch rủi ro, tác giả giả định là chủ nợ không thể tái thỏa t huận với cổ đông ở thời điểm t=t1 . Cổ đông có thể thay đổi rủi ro đầu tư của t ài sản bằng nhiều cách, bao gồm giao dịch các công cụ phái sinh. Sau khi đưa ra quyết định quản trị rủi ro, họ đạt đư ợc “ Cơ cấu tạo ra EBIT” m ới, cơ cấu này phát sinh dòng tiền δt thay đổi theo chuyển động Brown. Giá trị của cơ cấu tạo ra EbiT này, tức là giá trị của công ty có tỷ lệ đòn bẩy khác trong mô hình của tác giả là At . Giả định là sự thay đổi trong rủi ro đầu tư của tài sản (từ Ai đến A) không tác động t ới dòng t iền của công ty ở thời điểm t1 . Điều này cung cấp điều kiện biên ban đầu của m ô hình, . Hơn nữ a, để đơn giản trong phân tích, giả định rằng tổng thanh toán của công ty (cho các chủ nợ và cổ đông) trong khoảng thời gian [t 0 , T) bằng 0. Cổ đông nhận giá trị cuối cùng của công ty. Chủ nợ nhận giá trị danh nghĩa của nợ (L) nếu công ty còn khả năng thanh toán khi đến hạn ở thời điểm T. Nếu không, họ nhận giá trị còn lại của công ty. M ô hình có thể được mô tả bằng trục thời gian Khung mô hình này cho phép xử lý vấn đề hành vi quản tr ị rủi ro “thời kỳ trư ớc” và “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 b ài nghiên cứu, đó là khoảng cách giữ a kiệt quệ tài chính và mất khả năng thanh toán. 2.1. Kiệt quệ tài chính và mất khả năng thanh toán 6
Ở bất cứ thời điểm nào trong khoản [t0 , T), giá trị tài sản của công ty At thấp hơn mức giới hạn K(L), công ty rơi vào tình trạng kiệt quệ tài chính. Mất khả năn g thanh to án xảy ra ở thời điểm đến hạn T k hi giá trị công ty ở thời điểm này (VT) 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 m ất thị phần đán g 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 thư ơng mại cho công ty, bởi vì họ s ợ công ty không thanh toán. Trong một m ẫu gồm 31 giao dịch có đòn bẩy cao (HL Ts), 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 t ài 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 t hực nghiệm của Opler và Titman (1994) và nhữ ng bằng chứng chính xác, trong bài viết này tác giả tập trung vào các chi phí kiệt quệ tài chính do t hiệt hại của công ty trong thị trường sản phẩm. Giả định rằng công ty trong t ình trạng kiệt quệ t ài chính m ất đi m ột phần nhỏ thị phần vào tay các đối thủ cạnh tranh có tài chính lành mạnh. Trong điều kiện mô hình của t ác giả, điều này do giả định “ Cơ cấu tạo ra EBIT ” của các công ty kiệt quệ tài chính tạo ra dòng tiền thấp hơn, như mô tả chi tiết hơn trong phần tiếp theo.Tác giả tìm rủi ro đầu tư tối ưu của công ty tại t = t 1 . Ở thời điểm đến hạn (T), công ty mất khả năng thanh toán nếu giá trị doanh nghiệp tại thời điểm T thấp hơn giá trị danh nghĩa của nợ (L). Nếu công ty không bị kiệt quệ tài chính trong suốt khoảng thời gian [t 1, T], giá trị cuối cùng của công ty là V T. Tuy nhiên, nếu đạt tới ngư ỡng kiệt quệ, công ty phát sinh chi phí kiệt quệ tài chính, giá trị ở thời điểm đến hạn là f(VT), với f(VT) < VT. Hàm f đại diện cho những thiệt hại do kiệt quệ tài chính gây ra. Nhiều dạng hàm có thể được đưa ra phụ thuộc vào các y ếu tố như tính chất của doanh nghiệp, cấu trúc của ngành công nghiệp và điều kiện thị trường. 2.2. Giá trị của vốn cổ phần Cổ đông nhận được t hanh toán cổ tức ở thời điểm T. Do trách nhiệm hữu hạn của vốn cổ phần, phần còn lại của cổ đông bằng không nếu giá trị công ty ở thời điểm đến hạn thấp hơn L. Đặt là giá trị nhỏ nhất của tài sản trong khoảng thời gian [t 1, T]. Nếu không bị kiệt quệ (mT > K) và không bị m ất khả năng thanh toán (VT > L), cổ đông nhận đư ợc cổ tức là (VT – L). Nếu xảy ra kiệt quệ tài chính (mT ≤ K) nhưng vào thời điểm đến hạn, công ty vẫn còn khả năng thanh to án (f(VT) > L), cổ đông nhận đư ợc cổ tức là (f(VT) – L). Nếu bị mất khả năng t hanh toán, 7
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, chỉ chi phí kiệt quệ tài chính. Cổ đông của công ty kiệt quệ tài chính nhưng không mất khả năng thanh toán gánh chịu chi phí này, do đó giá trị vốn cổ phần giảm m ột lượng bằng chi phí này, đây chính là động cơ tránh rủi ro. Thứ 3, thể hiện phần t iết kiệm các cổ đông công ty sử dụng vốn vay được hưởng do tính trách nhiệm hữu hạn của vốn chủ sở hữ u. Thành phần này chỉ ra động cơ chuy ển dịch r ủi ro của cổ đông. Bằng cách tăng rủi ro t ài sản, cổ đông có thể làm họ trở nên tốt hơn khi gia t ăng giá trị quyền chọn mua (thành phần thứ 3). Cùng lúc n ày, thiệt hại dự kiến khi có biến cố kiệt quệ tài chính cũng t ăng th eo sự gia tăng của rủi ro tài sản. Mức rủi ro đầu tư tối ưu đư ợc xác định dựa trên sự đánh đổi giữa 2 yếu tố này. Theo Sm ith và Stulz (1985), nhữ ng tổn thất phát sinh sau khi m ất khả năng thanh toán. Bằng cách tham gia vào các dự án có rủi ro thấp, công ty có thể giảm chi phí phá sản dự kiến, điều này mang lại lợi ích cho chủ nợ. Cổ đông có thể nhận các điều khoản vay tốt hơn bằng cách cam kết đầu tư vào dự án có r ủi ro thấp. Tuy nhiên, ở “thời kỳ sau”, động cơ tránh rủi ro xuất hiện trong mô hình của họ. Bài viết này mở rộng mô hình của họ bằng cách mô hình hóa cơ chế để chỉ ra động lự c quản trị rủi ro ở thời kỳ sau. 2.2.1 Chi phí kiệt quệ tài chính M ệnh đề 1 chỉ ra công thức định giá chung trong mô hình của tác giả. Để tiến xa hơn, tác giả cần làm rõ các dạng chi phí kiệt quệ tài chính mà cổ đông phải gánh chịu. Giả sử khi có biến cố kiệt quệ (m T ≤ K), dòng tiền của công ty giảm còn và nó không bao giờ vư ợt qua giới hạn trên U nào đó ( ) ở thời điểm T, tức là 8
. Do đó, những thiệt hại này ở dạng tổn thất tiềm n ăng. Đại diện này của chi phí kiệt quệ tài chính được ủng hộ bởi các kết quả thực nghiệm hiện có và các chứng cứ chính xác. Nó chỉ ra một cách trự c giác rằng dòng tiền của các công ty kiệt quệ bị giảm do mất doanh thu vào tay các đối t hủ 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 b án 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 t ác 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 m ột phân tích, T ác giả giải quyết các mô hình với các lợi ích về thuế và có được cấu tr úc 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 t ài chính trong mô hình của tác giả được biểu thị bằng M càng lớn nghĩa là tổn t hất càng nhỏ. Th eo Mệnh đề 1, giá trị vốn chủ sở hữu đư ợc biểu thị như sau: Trong Hình 2, giá trị vốn chủ sở hữu như là m ột hàm theo giá trị t ài sản cuối cùng của công ty. Như t hể hiện trong hình, giá trị vốn chủ s ở hữu không phải là một hàm lồi nghiêm ngặt theo giá trị công ty như phư ơng pháp cổ điển cho rằng vốn chủ sở hữu được định giá là một quy ền chọn mua trên giá trị công ty. Tổn th ất của kiệt quệ là phần lõm vào của giá trị vốn chủ sở hữu, đưa đến động cơ quản trị rủi trong công ty. 9
3. Sự lựa chọn tối ưu của rủi ro đầu tư Để đơn giản, t ác giả cho lãi suất phi rủi ro bằng 0 trong phần còn lại của bài viết. Ở thời điểm t 1 , cổ đông đưa ra quyết định về rủi ro đầu tư tối ưu của công ty. Có 2 khả năng thay đổi của r ủi ro đầu tư: (a) công ty có thể chọn trực t iếp mức tối ưu của ở thời điểm t= t1 hoặc (b) cố định rủi ro tài sản ( ) và công ty có thể thay đổi rủi ro của nó bằng cách m ua các hợp đồng phái sinh như quyền chọn hoặc giao sau. Tác giả phân tích để tìm σ tối ư u với giả định rằng rủi ro đầu tư có thể được thay đổi mà không tốn kém chi phí. Nếu rủi ro tài sản được cố định hoặc tốn kém chi phí để thay đổi, công cụ phái sinh có thể được sử dụng để làm thay đổi rủi ro tài sản m à rủi ro của danh m ục (tài s ản và các công cụ phòng ngừ a) đạt được tối ưu như mong m uốn. Trong những trường hợp như vậy, cố định các yếu tố khác, rủi ro đầu tư cao tương ứ ng động cơ quản trị rủi ro thấp. Mệnh đề 2. Cổ đông có một động cơ tham gia vào hoạt động quản trị rủi ro ở thời kỳ sau. T ại thời điểm t1 , cổ đông sẽ chọn mức rủi ro tối ưu * trong tất cả các mức rủi ro có thể. Chứng minh. Như đã chứ ng minh trong phụ lục A2 và A3, mức tối ưu của rủi ro đầu tư có được theo điều kiện thứ tự đầu tiên như sau: (4) Trong đó 10
Φ là hàm mật độ tích lũy của p hân phối chuẩn tắc. Giải phương trình tr ên ta được nghiệm là: (5) M ệnh đề 2 cho thấy sự lự a 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 t ăng khoản nợ. Giải pháp bên trong cho rủi ro tối ưu là kết quả của sự đánh đổi giữ a chuy ển dịch rủi ro và động cơ tránh rủi ro. Kết quả này khác với những mô hình trước đ ó. 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 Sm ith và Stulz (1985), rủi ro tối ư u khi σ = 0. Bằng cách đưa ra m ột 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 mứ c thuế suất khác không, σ tối ư u 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. T ác 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. Công ty chọn mức rủi ro đầu tư thấp hơn nếu (a) nó đối mặt với ngư ỡng kiệt quệ (K) cao hơn, (b) nó thời gian đến hạn dài hơn (T’ = T – t 1). Mối quan hệ giữ a những tổn thất và rủi ro đầu tư tối ưu có dạng hình chữ U. Đặt . Trư ờng hợp M > M c, rủi ro đầu tư tối ưu giảm k hi nhữ ng tổn thất tăng, ngư ợc lại (M ≤ M c), rủi ro đầu tư tối ưu tăng khi những tổn thất tăng. Chứng m inh. Bằng cách lấy vi phân của nghiệm tối ưu trong Biểu thức 5 (xem Phụ lục) , ta được điều phải chứng minh Rủi ro đầu tư giảm (nghĩa là động cơ quản trị rủi ro tăng) cùng với ngư ỡng kiệt quệ (K). Như dự kiến, ngưỡng kiệt quệ cao hơn làm tăng khả năng bị kiệt quệ tài chính. Do 11
đó, cổ đông chọn rủi ro đầu tư thấp hơn để tránh chi phí kiệt quệ tài chính. Kết quả của tác giả cho thấy công ty có t hời gian hoạt động dài hơn (T ’ = T – t1 ) sẽ tham gia vào các hoạt động quản tr ị rủi ro cao hơn. Có bằng chứ ng thực nghiệm cho thấy công ty lớn phòng ngừ a nhiều hơn các công ty nhỏ. Việc theo đuổi quy m ô kinh tế có thể là một giải thích cho thự c nghiệm này. Một giải thích khác, phù hợp với mô hình của t ác giả, là thời gian các hoạt động. Nếu các công ty với thời gian hoạt động dài hơn sẽ phát triển lớn hơn theo thời gian, các nhà nghiên cứu sẽ t ìm thấy m ột mối liên hệ cùng chiều giữa hoạt động quản trị rủi ro và quy mô doanh nghiệp ở bất kỳ thời điểm nào. Cuối cùng, tác giả t ìm thấy mối quan hệ hình chữ U giữ a hoạt động quản trị rủi ro và chi phí kiệt quệ t ài chính. Nhắc lại rằng các tổn thất trong mô hình của tác giả đư ợc tham số hóa bởi M (Những thiệt hại được cho bởi Khi có biến cố kiệt quệ tài chính, thiệt hại tiềm năng của công ty vượt qua L + M . Thật vậy, t hiệt 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 t ài chính. Do đó, không có động lực quản trị rủi ro. Mặt khác, khi tổn thất là rất cao (M = 0), khoảng cách giữ a kiệt quệ và mất khả năng thanh to án biến m ât cùng với động cơ quản trị rủi ro. Đó là trư ờng hợp trung gian t ạo 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 v à tổn thất. Mô hình là được hiệu chỉnh với những giá trị tham số như sau: At1 =2, L=1, T’=1 và K=0.5. Trên trục x, tác giả chạy gi á trị của M. M đo lường được những mất mát tiềm n ăng thong qua các biến cố kiệt quệ tài chính của công ty. Tác giả chạy giá t rị M từ cao đến thấp thì những tổn thất tăng theo trục x. Đòn bẩy và quản trị rủi ro 12
Để nghiên cứu mối quan hệ giữ a đòn bẩy và quản trị rủi ro, t ác 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 t a 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 th ất. 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 mu a và do đó động cơ quản trị rủi ro của công t là biến m ất. Sử dụng tham số K và M, tác giả đã cho thấy mối quan hệ giữ a 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 bẩy (L). Đối với m ột mức độ vừa phải của đòn bẩy, những tổn thất của vốn cổ phần chi phối đặc điểm trách nhiệm hữu hạn của nó. Điều này tạo ra m ối quan hệ cùng chiều giữa động cơ quản trị rủi ro và đòn bẩy. Khi đòn bẩy rất cao, điều kiện (10) bị phá vỡ (động lự c chuy ển đổi rủi ro bắt đầu chi phối) và kết quả là mối quan hệ giữ a đòn bẩy và quản trị rủi ro trở nên ngư ợc chiều. Do đó, m ô hình cho thấy mối quan hệ không đơn điệu giữa 2 yếu tố. Nếu những tổn thất gia tăng cùng với đòn bẩy, đó là nguyên nhân khác của mối quan hệ không đơn điệu giữ a đòn bẩy và các hoạt động quản trị rủi ro. Trong nhữ ng trường hợp như vậy, với L đủ lớn, M có t hể giảm xuống dưới mứ c giá trị t iêu chuẩn M c (tức là những tổn th ất trở nên quá lớn) như đư ợc xác định trong Mệnh đề 3. Theo M ệnh đề 3, với mức độ t ổn thất này (khi M < M c), động lực quản trị rủi ro biến mất. T ác động của đòn bẩy lên chính sách quản trị rủi ro của công ty được tóm tắt như sau: Mệnh đề 4. Động lực quản trị rủi ro t ăng theo đòn bẩy, mối quan hệ này bị đảo ngư ợc k hi nợ rất cao. Hơn nữ a, tác động của đòn bẩy lên mứ c độ phòng ngừ a được dự đoán sẽ cao hơn đối với các doanh nghiệp có chi phí kiệt quệ tài chính cao. 13
Từ đầu bài viết đến bây giờ, tác giả phân tích rủi ro đầu tư tối ưu của công ty với giả định rằng việc thay đổi rủi ro đầu tư là không tốn chi phí. Phân tích này có thể dễ dàng mở rộng cho trường hợp sự bất ổn t ài sản đư ợc cố định hoặc tốn kém chi ph í để thay đổi. T hay vì thay đổi sự bất ổn của tài sản, công ty có thể mua các công cụ phái sinh để thay đổi rủi ro của toàn bộ thanh toán. Trong kiểm định thự c nghiệm, t ác giả tập trung vào các hoạt động quản trị rủi ro bằng cách sử dụng công cụ tài chính phái sinh từ dữ liệu trên những cách quản tr ị rủi ro khác là h oặc không có s ẵn hoặc không dễ nhận biết. Cách tiếp cận này để kiểm định lý thuyết của tác giả có phù hợp với các nghiên 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 t iên 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 nhữ ng công ty dẫn đến vấn đề nội sinh. Những lý thuyết dự a trên động cơ vào “thời kỳ trư ớc” cho rằng công ty có thể tăng nợ của họ thong qua việc t hực h iện các hoạt động phòng ngừa từ đó dẫn đến việc là đảo ngư ợc quan hệ nhân quả giữ a phòng ngừa và đòn bẩy. Thứ ba, để nắm b ắt 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 giữ a 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. T heo mẫu này, tác giả cũng loại trừ các công ty bị giảm quy mô trong những quý trư ớc dựa vào tổng doanh thu của nó. Những nghiên cứu thự c nghiệm và bằng chứng khảo sát trư ớc đây cho t hấy 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 th ập dữ liệu sử dụng phái sinh từ file 10-K. Đầu tiên tác giả có đư ợc 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: “qu ản trị rủi ro”, “phòng ngừ a”, “phái sinh” và “hoán đổi”. Nếu một trích dẫn có các từ khóa này, tác giả đọc xung quanh để có đư ợc dữ liệu về lãi suất, ngoại tệ và các phái sinh hàng hóa. T ác giả có được dữ liệu về tiền lãi danh nghĩa và các phái sinh tiền t ệ đư ợc sử dụng cho mục đích phòng ngừ a q ua nhiều công cụ phái sinh như hoán đổi, kỳ hạn, giao sau và quyền chọn. Đối với phòng ngừa hàng hóa, tác giả chỉ có đư ợc dữ liệu về việc công ty có sử dụng các phái sinh để phòng ngừa hay không, vì các phái sinh hàng hóa không dễ dàng định lượng bằng tiền. Nếu không có trích dẫn về các từ khóa này, công ty đư ợc xếp vào loại không phòng 14
ngừa. tác giả sử dụng dữ liệu COM PUSTAT và CRSP. Tác giả cần dữ liệu về doanh thu thuần, đòn bẩy và vốn hóa thị trường để sẵn sàng cho những công ty trong mẫu. Ngoài ra, để nắm bắt được hành vi động của các quyết định bảo hiểm rủi ro và đòn bẩy của m ột công ty, tác giả t ập trung vào một nhóm nhỏ hơn 200 công ty sản xuất (m ột chữ s ố m ã SIC 2) và th u t hập dữ liệu bằng cách sử dụng thủ tục tương tự cho hai năm nữa, tức là năm 1998 và 1999. Mẫu phụ này nhỏ hơn cho phép tác giả liên quan đến các thay đổi trong hoạt động của phòng ngừa rủi ro của một công ty với những th ay đổi trong điều kiện t ài chính, do đó cho phép tác giả rút r a kết luận s ắc nét hơn như nêu trong các p hần tiếp theo Tác giả giới hạn các phân tích của mình chỉ nhưng công ty có độ nhạy rõ ràng với rủi ro ngoại tệ và hàng hóa. T ác giả tiến hành phân tích các phái sinh ngoại tệ các công ty trong mẫu phụ với một độ nhạy rủi ro ngoại tệ và tương tự phái sinh hàng hóa với m ột độ nhạy rủi ro giá h àng hóa. Tiêu chí lự a chọn mẫu này đảm bảo cho t ác giả có thể xử lý việc thiếu sử dụng phái sinh như một biến lựa chọn của một công ty không phòng ngừa hơn là trường hợp không có độ nhạy với rủi ro. Tác giả xác định độ nhạy với các loại rủi ro này của một công ty theo cách sau đây. 4.1.1 Độ nhạy tiền tệ Tác giả sử dụng Geczy, Minton, và Schrand (1997) để xác định những công ty có độ nhậy tiền tệ. Một công ty đư ợc phân lo ại là có tồn tại rủi ro ngoại tệ nếu đáp ứng bất cứ t iêu chuẩn nào dư ới đây: (a) công ty báo cáo doanh số ngoại tệ trong các t ập tin thuộc khu vực COMPUSTAT trong năm t ài chính sử dụng phái sinh hoặc trong vòng +/- 1 năm, (b) công ty thực hiện báo cáo t huê từ những thu nhập ở nước ngoài, thuế ngoại tệ đư ợc hoãn lại, hoặc thu nhập trước thuê ở nước ngoài trong các báo cáo hằng năm của nó, (c) nó báo cáo điều chỉnh ngoại tệ hang năm hoặc (d) nó tiết lộ việc tiếp xúc với phòng ngừa thông qua các p hái 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 t iếp theo, tác giả m ất đi m ột 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 lư ờng 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 ư ớc lượng độ nhạy t hu 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 m ột 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, t ác giả áp dụng t hêm các 15
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 hàn g quý ở một số chỉ s ố giá hàng hóa và phân loại một công ty là có độ nhạy với rủi ro giá cả hàng hóa với mứ c ý nghĩa >= 10%. Tác giả lấy dữ liệu từ 60 quý trước ( hay tối đa có sẵn) để ước lư ợng m ô hình này. Hầu hết các tác động của biến động giá hàng hóa đư ợc phản ánh qua doanh số bán hànghoặc chi phí sản xuất của m ột công ty, chẳng hạn như nguy ên liệu hoặc chi phí năng lư ợng. Vì vậy, t ác giảdùng EBIT như là một công cụ đo lường lợi nhuân cho mục đích phân tích độ nhạy.(26) Có hai vấn đề quan tr ọng với phương pháp ước lư ợng này. Đầu tiên, việc sử dụng các công cự phái sinh có thể làm cho thu nhập của công ty ít nhạy cảm v ới biến động giá cả hàng hóa, làm cho phương pháp của tác giả không có hiệu quả đối với các công ty phòng ngừa. Tuy nhiên, tác giả đã có dữ liệu thu thập được v ề các công ty sử dụng hàng hóa phái sinh để phòng ngừa rủi ro. Vì vậy, tác giả thêm hàng hóa phái sinh vào các công ty có độ nhạy với rủi ro hàng hóa dựa vào phương pháp trên. Thứ hai, các công ty có thể nhạy cảm với các loại hình rủi ro hàng hóa, từ cú sỗ giá dầu đến kim loai, s ản phẩm nông nghiệp. Dựa trên công bố trong các báo cáo hàng năm của các công ty cũng như khối lượng các h ợp đồng giao sau khác nhau tr ên thị trường giao sau, rõ ràng đó là những nguồn chính của rủi ro hàng hóa đối mặt với các công ty phi tài chính Mỹ như sau: (a) dầu thô và các sản phẩm liên quan, (b) các kim loại như đồng và sắt, ( c) sản phẩm nông nghiệp như ngô, và (d) hóa chất công nghiệp khác nhau.Lưu ý, tác giả có được dữ liệu về nhữ ng thay đổi giá hàng quý cho một rổ các mặt hàng này từ Văn phòng Nghiên cứu Lao động. Hơn nữa, tác giả có đư ợc dữ liệu về t hay đổi hàng quý trong chỉ số giá sản xuất (PPI), trong đó phản ánh sự thay đổi giá dựa trên một rổ hàng hóa bao gồm dầu, nông sản, hóa chất công nghiệp, kim loại và các sản phẩm thường được sử dụng khác của ngành công nghiệp.Vì vây, t ác giả có 5 chỉ s ố giá (dầu thô, kim loại, nông sản, hóa chất, và các mặt hàng khác) và t ác giả ước lượng độ nhạy giá hàng hóa đối với từng chỉ số riêng biệt. Từ nghiên cứ u của tác gỉa không phân biệt nguồn gốc rủi ro m à các công ty phải đối mặt, t ác giả xem m ột công ty có độ nhạy với rủi ro giá cả hàng hóa nếu t ác giả có được một hệ số cụ thể trong bất kỳ 5 phân tích hồi quy. Theo mẫu của tác giả thì phư ơng pháp này xác định 1238 công ty có độ nhạy với rủi ro giá cả hàng hóa. T ác giả kết hợp m ẫu này với m ẫu các công ty có độ nhạy với rủi ro biến động ngoại hối cũ, tác giả tìm thấy có tống 2256 công ty có độ nhạy với ít nhất một trong các rủi ro. (26) Tác giả cũng nhắc lại phân tích với các đo lường khá c nh ư dòng tiền, EBIT/ T NI/TA, thu nhập định kỳ A, được điều chỉnh. Lưu ý rằng EBIT trên tổng tài sản không vó bất kỳ sự khá c biệt về chất lượng vì hồi quy ước tính trên một cơ sở vững chắ c theo công ty với tổng giá trị tài sản tương đối ổn định (so với EBIT). Vì vậy, tác giả chỉ có kết quả hiện tại với các phân tích độ nhạy EBIT dựa trên bảo tồn không gian. 16
4.1.3. Công cụ phòng ngừa phái sinh: Tác giả sử dụng hai định nghĩa của công cụ phòng ngừ a 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 đ ích 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 đ ịnh nghĩa dựa vào công cụ phòng ngừa nắm giữ tổng vốn sở hử u 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 m ối quan t âm quan trọng liên quan đến việc sử dụng các phái sinh như là m ột công cù phòng ngừa rủi ro. Đầu t iên, mặc dù t ác 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 thự c sự sử dụng các công cụ này cho mục đích phòng ngừa hay không? Những nghiên cứu thự c tiễn trư ớc đây đã tìm thấy những bằng chứng m ạnh 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 t hu nhập của h ọ và biến động giá cổ phiếu sau khi bắt đầu hợp đồng phái sinh. Tư ơng tự Allayannis và Ofek (2001) cho rằng sử dụng phái sinh làm giảm độ nhạy tiền tệ, và Hentschel and Kothari (2001)không t ìm thấy bất kỳ bằng chứng cho thấy các phái sinh được sử dụng cho m ục 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 t âm 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 t hể của công ty. Allayannis và Weston (2001) và Graham và Rogers (2002) tìm thấy một tác động đán g kể của công cụ phái sinh trên giá trị công ty và khả năng vay nợ của công ty tương ứ ng.Nhữ ng phát hiện này cho thấy rằng công cụ phái sinh có tác động đáng kể đến hoạt động công ty và do đó là nhữ ng công cụ tốt cho các hoạt động quản lý rủi ro của công ty. Guay và Kothari (2003) cho thấy độ nhạy dòng tiền trung bình của các công ty sử dụng phái sinh ( đư ợc định nghĩa là mức độ dòng t iền mà các công cụ phái sinh tạo ra trong các tình huống vô cùng bất lợi của lãi suất, ngoại tệ hoặc giá cả hàng hóa) là thấp chỉ khoảng 10% ( trung bình là 45%) so với việc dòng tiền hoạt động trung bình năm của công ty.27. Nếu dòng tiền hoạt động trung bình của công ty giảm xuống còn 25% mức bình thường, thì tác động của các công cụ phái sinh có thể cao đến 40% của dòng tiền hoạt động trong 1 năm xấu. Tuy nhiên, nghiên cứu đồng thời của Guay và K othari nhấn m ạnh tầm quan trọng của chiến lược quản trị rủi ro không phái sinhlà giá trị công ty. (27) Độ nhạ y thay đổi từ 9% đến 39% tùy thuộc vào qu y mô biến đượ c sử dụng (seeTable 4ofGuay and Kothari, 2003). 17
Nghiên cứu của Petersen và Thiagarajan (2000) minh họa t ầm quan trọng của chiến lược phòng ngừ a không phái sinh là quyết định quản trị rủi ro tổng thể công ty. Trong nghiên cứu thực ngiệm của t ác giả, t ác giả cung cấp các kiểm tra chắc chắn (robustness) khác nhau để tính to án các phương pháp không phái sinh của phòng ngừa rủi ro. 4.1.4. Thống kê mô tả các biến phòng ngừa rủi ro: Bảng 1: Mô tả thống kê hoạt động phòng ngừa: Trong bảng này cung cấp số liệu t hống kê mô tả về các hoạt động phòng ngừa trong mẫu. Hình A cung cấp số liệu các công ty sử dụng phái sinh ngoại tệ (FX ) hoặc hàng hóa (CM ) trong năm tài chính từ T0 9/1996 đến 8/1997. Cột “A ny” thể hiện các công ty sử dụng một trong hai FX hoặc CM (hoặc cả hai) với mục đích phòng ngừ a. Hình B cung cấp chi tiết con s ố 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 nhữ ng quan sát có gái trị khác 0, đại diện cho các công cụ phòng ngừa r ủi ro. Bảng 1 cung cấp số liệu thống kê mô tả các hoạt động phòng ngừ a 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 ngừ a sự biến động tỷ giá h ối đoái. Đối với rủi ro gái hàng hóa, có 211 công ty sử dụng phòng ngừ a ( 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 đư ợc 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 t ác giả nhỏ hơn ngiên cứu trước đây của Graham và Rogers (2002). Không đáng ngạc n hiên khi các nghiên cứu này tập trung vào các công ty lớn, trong khi mẫu của tác giả có nhiều doanh nghiệp vừ a và nhỏ là tốt. Giá trị danh nghĩa của các phái sinh được thu nhỏ bởi giá trị sổ sách của tổng tài 18
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 p hái sinh ngoại tệ so với các công cụ khác. Các hợp đồng kỳ hạn và giao s au là những công cụ đư ợc 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 t ích 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 giữ a đòn bẫy và phòng ngừa r ủi ro. Trong phần tiếp theo, tác giả mô t ả ngắn gọn các biến kiểm soát được sử dụng trong phân t ích trư ớc khi chuyển sang các vấn đề nội sinh trong mô hình quyết định quản trị rủi ro và đòn bẫy. 4.1.5 Biến kiểm soát Nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm trư ớc đó trong t ài liệu này đề xuất m ột số biến có thể giải thích các biện pháp khuyến khích phòng ngừa rủi ro của một công ty. Biến kiểm soát của t ác giả được thúc đẩy bởi những nghiên cứu này. Trư ớc tiên, t ác gải kiểm soát quy mô doanh nghiệp để đo lường tổng doanh th u tư ơng ứng với hiệu ứng quy mô trong việc sử dung phái sinh (seeDolde, 1993). Tác giả sử dụng tỷ lệ của chi phí nghiên cứu và phát triển ( R&D) so với doanh th u như là một đại diện cho những cơ hội phát triển của doanh nghiệp. Froot, Scharfstein, và Stein (1993) dự đoán m ột mối quan hệ tích cực gữa các cơ hội tăng trưởng và các biện pháp khuyến khích phòng ngừa rủi ro khi phòng ngừ a rủi ro có thể giảm thiểu sự thiếu đầu tư trong tình trang dòng tiền eo hẹp của thế giới. Tác giả cũng sử dụng tỷ số giá sổ sách trên giá thị trường như là một biến kiểm soát bổ sung cho cơ hội phát triển và có được các kết quả tương tự. Tuy nhiên, tác giả không bao gồm nó trong mô hình cơ sở của mình khi giá sổ sách trên giá thị trư ờng được thự c hiện như là một biện pháp đo lường giá trị của công ty trong một vài nghiên cứu về t ài chính doanh nghiệp và giá trị của công ty chính nó có thể phụ thuộc vào việc sử dụng các phái sinh. Thứ hai là, tác giả cho rằng đòn bẫy là nội sinh, đòi hỏi suy thoái đòn bẩy trên t ất cả các biến giải thích trong mô hình hồi quy đầu tiên. Do tính chất ảo của mối quan hệ giữa đòn bẫy và tỷ số giá sổ sách trên giá thị trư ờng, điều này là 1 điều đán g ngại. 28 . Vấn đề thiếu đầu tư của một công ty có thể được giảm bằng cách giữ thêm tài sản lư u động. Tác giả bao gồm tỷ số thanh toán nhanh của công ty như là một đơn vị đo lường tài sản lưu động của công ty. Tỷ số thanh toán nhanh là tỷ lệ tiền mặt và đầu tư ngắn hạn cho các khoản nợ ngắn hạn của công ty 29 . (28) Trong một trong những phân tích không đượ c báo cáo , tá c giả cũng s ử dụng cá c phân tích d ự 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 A charya , Alm eida, và Campello (2004), người lập luận rằng tiền mặt có th ể đư ợc sử dụng như một công cụ chống lại sự mất giá của tiền mặt trong tương lai cho sự thiết hụt tài chính 19
Bất cân xứng t hông tin: Tác giả đưa vào s ố lượng cổ phần m à các nhà đầu tư có tổ chức nắm giữ như là biến giải thích trong mô hình này để kiểm s oát động cơ quản trị rủi ro do tình trạng bất cân xứ ng thông tin giữ a các nhà đầu tư bên trong và bên ngoài công ty. Biến “INSTITUTION” được đo lư ờng bằng tỷ trọng cổ phần t hường 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 chứ c càng nhiều t hì dẫn đến tình trạng bất cân xứ ng 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 m ột 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 t huế. Nếu m ột 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 th ể làm giảm nghĩa vụ thu ế 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 Smit h (1999) để đo lường động cơ phòng ngừa. Phần mô tả ngắn gọn của phư ơng 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. T ác giá lấy tỷ lệ giữa thư ớc đo này và doanh t hu ròng của công ty. Khi biến này được ư ớc lượng bằng cách sử dụng các biến kế toán khác của công ty, trong cơ sở phân tích của tác giả, t ác giả không đo lường được Tax convenxity để bảo đảm rằng kết quả quan trọng của tác giả không đư ợc bao gồm biến này. Sau đó, tác giả trình bày cá kết quả liên quan đến các biến quan trọng cuả lợi ích duy trì có tác động mạnh đến biến kiểm soát này trong mô hình. Trong m ô hình phòng ngừ a rủi ro ngoại tệ. tác giả thêm vào biến (fsale) là tỷ lệ doanh thu bằng ngoại tệ trên tổng doanh t hu của công ty, Jorion (1991) chỉ ra rằng doanh thu bằng ngoại tệ là một đại diện tốt cho đợ nhạy cảm đối với rủi ro tỷ giá công ty. Do đó, biến này kiểm s oát 2 hiệu ứng. Thứ nhất, nó kiểm soát mức độ nhạy cảm phải đối mặt bởi m ẫu các công ty, và thứ hai, nó đai diện cho quy m ô nền kinh tế đư ợc khai thác trong công cụ phòng ngừa rủi ro ngoại tệ. Các công ty có độ nhạy cao thì có chi phí phòng ngừa thấp nếu có quy mô nền kinh tế đử lớn cho các hoạt động này. Các công ty có thể giảm đáng kể độ nhạy cảm rủi ro tỷ giá bằng cách hoạt động tại nhiều vùng lãnh thổ khác nhau trên thế giới (xem Allayannis, Ihrig và Weston (2001)).Một công ty hoạt động t ại nhiều vùng địa lý khác nhau sẽ phòng ngừa tự nhiên đối với rủi ro tỷ giá, nếu đồng tiền tại các thị trư ờng khác nhau không có mối tương quan quá cao. Để kiểm soát được một s ố tác động, t ác giả dùng biến “ENTROPY”để đo lường doanh thu ngoại tệ của một công ty tại các vùng lãnh thổ khác nhau.30 (30) Nếu một công ty hoạt động tại n phân khúc thị tr ường nướ c ngoài (đượ c xác định bởi nh ững tài liệu phân khúc thị trường COMPUS TAT), tỷ l ệ doanh thu của phân khú c thị trường nướ c ngoài thứ i là Pi thì ENTROPY được tính toán như sau: 20