Tiểu luận Quản trị rủi ro : Rủi ro, cơ hội tăng trưởng và giá trị công ty một vài vấn đề lý luận

Mục lục
MỞ ĐẦU 2
1. GIỚI THIỆU 3
1.1. Vấn đề nghiên cứu 3
1.2. Câu hỏi nghiên cứu 3
1.3. Mục tiêu nghiên cứu: 4
1.4. Phương pháp nghiên cứu:. 4
1.5. Bố cục đề tài: 4
2. Các nghiên cứu trước đây: 4
2.1. Các lý thuyết nền tảng: 4
2.2. Một số bài nghiên cứu khác 6
2.3. Rủi ro, cơ hội tăng trưởng và giá trị công ty - một vài vấn đề lý luận: 7
2.3.1. Cơ hội tăng trưởng và mối quan hệ giữa hệ số q và rủi ro: 8
2.3.2. Cấu trúc vốn và lý thuyết quản trị rủi ro: 9
2.3.3. Vốn chủ sở hữu như là một quyền chọn và mối quan hệ giữa hệ số q và rủi ro: 12
3. Phương pháp nghiên cứu: 16
3.1. Mô tả mẫu quan sát: 16
3.3. Mô hình nghiên cứu: 18
4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu: 19
5. Kết luận 32
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
2
MỞ ĐẦU
Qua cuộc khủng hoảng tài chính năm 2008 kéo theo sự sụp đổ hàng loạt các định chế tài
chính l
ớn mà nguyên nhân bắt nguồn từ việc quản trị rủi ro lỏng lẻo, chúng ta mới thấy được ý
ngh
ĩa quan trọng trong việc phòng ngừa rủi ro - một vấn đề vốn rất được xem nhẹ ở các doanh
nghi
ệp Việt Nam trên con đường hội nhập vào nền kinh tế thế giới. Vậy rủi ro và những cơ hội
tăng trưởng có tác động như thế nào đến giá trị doanh nghiệp?

Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
3
1. GIỚI THIỆU
1.1. V
ấn đề nghiên cứu
Như chúng ta đã biết một trong số các tiêu chí mà các nhà đầu tư sử dụng để đánh giá
doanh nghiệp là hệ số q. Q được đại diện bởi giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của công ty
đó. Bài nghiên cứu này cho thấy rằng một sự gia tăng trong rủi ro hệ thống làm tăng q và một
s
ự gia tăng trong rủi ro phi hệ thống và trong rủi ro tổng thể làm giảm q, nhưng điều này lại
không x
ảy ra ở những công ty lớn.
Công thức tính Tobin’s q
Nếu dòng tiền kỳ vọng không liên quan đến rủi ro vốn chủ sở hữu, thì hệ số q sẽ có quan
h
ệ nghịch chiều với rủi ro hệ thống vì những công ty có rủi ro hệ thống cao sẽ có tỷ suất chiết
kh
ấu cao và chúng tôi mong đợi rủi ro phi hệ thống không có mối liên hệ đến giá trị công ty.
Tuy nhiên bài nghiên c
ứu chỉ ra rằng dòng tiền kỳ vọng phải tăng với rủi ro hệ thống nếu thị
trườ
ng vốn chiết khấu sử dụng mô hình CAPM.
1.2. Câu hỏi nghiên cứu
Xem xét mối quan hệ giữa rủi ro vốn chủ sở hữu và hệ số q. Liệu rằng:
1. M
ột sự gia tăng trong rủi ro hệ thống của vốn chủ sở hữu có làm gia tăng q?
2. Một sự gia tăng trong rủi ro phi hệ thống của vốn chủ sở hữu và tổng rủi ro của vốn chủ sở
hữu có làm giảm q?
 Một số giả thuyết được đưa ra:
(1) Quyền chọn tăng trưởng: Một sự gia tăng trong giá trị quyền chọn tăng trưởng làm tăng q,

do đó có mối quan hệ cùng chiều giữa thay đổi trong q và thay đổi trong rủi ro công ty (+).
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
4
(2) Phí Rủi ro: Các lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn và quản trị rủi ro cho thấy mối quan hệ
ngượ
c chiều giữa thay đổi không mong đợi trong rủi ro và thay đổi trong q (-).
(3)
Đặc tính quyền chọn của vốn chủ sở hữu: Nếu giá trị sổ sách của tài sản không đổi thì một
s
ự gia tăng trong rủi ro sẽ làm tăng giá trị vốn chủ sở hữu. Tuy nhiên nếu cố định rủi ro
giá tr
ị công ty và nợ thì một sự gia tăng giá trị công ty lại làm giảm độ bất ổn của vốn chủ
sở hữu. Do đó, có mối quan hệ nghịch chiều giữa thay đổi trong rủi ro vốn chủ sở hữu và
thay đổi trong q (-). Một sự gia tăng giá trị công ty sẽ có tác động nhỏ hơn (về giá trị tuyệt
đối) lên độ bất ổn so với một sự giảm giá trị công ty.
1.3. Mục tiêu nghiên cứu:
Bài nghiên cứu này khám phá mối quan hệ giữa rủi ro kỳ vọng và Tobin’s q (q). Q được
đại diện bằng tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách tài sản của công ty đó.
1.4. Phương pháp nghiên cứu: Sử dụng phương pháp hồi quy trên dữ liệu chéo.
1.5. Bố cục đề tài:
Bài nghiên cứu này được chia ra làm 5 phần: Phần 1, chúng tôi giới thiệu tổng quan về các
v
ấn đề nghiên cứu; phần 2 đưa ra một số các nghiên cứu trước đây để làm rõ hơn cho vấn đề
nghiên cứu này; phần 3 mô tả phương pháp nghiên cứu và cách đo lường; phần 4 chúng tôi
trình bày các k
ết quả nghiên cứu; cuối cùng chúng tôi đưa ra các kết luận của bài nghiên cứu
trong ph
ần 5.
2. Các nghiên cứu trước đây:
2.1. Các lý thuy

ết nền tảng:
Lý thuyết tài chính hiện đại đưa ra một số lý do tại sao dòng tiền kỳ vọng có mối quan hệ
với rủi ro. Giá trị công ty thường được chia thành giá trị của tài sản hiện hữu và giá trị của cơ
hội tăng trưởng. Nếu cơ hội tăng trưởng là những quyền chọn thực trên dòng tiền từ tài sản
hi
ện hữu, thì những công ty với biến động lớn sẽ có giá trị cơ hội tăng trưởng cao (nếu các
y
ếu tố khác không đổi). Quan điểm quyền chọn thực của cơ hội tăng trưởng cho rằng hệ số q
s
ẽ tăng với rủi ro tổng thể của công ty.
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
5
Cả hai lý thuyết static-tradeoff và lý thuyết quản trị rủi ro đều làm biến động vốn chủ
sở hữu. Lý thuyết static-tradeoff cho rằng công ty đứng giữa lựa chọn đánh đổi lợi ích tấm
ch
ắn thuế với chi phi kiệt quệ tài chính. Theo đó những công ty có biến động vốn chủ sở hữu
càng l
ớn sẽ chịu chi phí kiệt quệ tài chính càng lớn. Công ty có thể giảm biến động này bằng
cách gi
ảm nợ. Nếu tương quan dương giữa nợ và biến động vốn chủ sở hữu là mạnh thì
nh
ững công ty với biến động vốn chủ sở hữu thấp sẽ có lá chắn thuế nhỏ và q thấp hơn. Trong
trường hợp này, hệ số q có mối quan hệ nghịch chiều đối với biến động vốn chủ sở hữu trên
m
ột số phạm vi khác.
Lý thuy
ết quản trị rủi ro tranh luận rằng những công ty có thể hưởng lợi từ quản trị rủi ro
b
ởi vì rủi ro quá mức sẽ làm gia tăng chi phí kiệt quệ tài chính và dẫn đến đầu tư dưới mức tối
ưu nếu những vấn đề bên ngoài tài chính và việc đàm phán lại là tốn kém

1
. Dựa trên lý thuyết
qu
ản trị rủi ro thì mối quan hệ giữa rủi ro vốn chủ sở hữu và hệ số q có thể cùng chiều hoặc
ngh
ịch chiều. Để lý giải điều này, một công ty sẽ tối đa hóa rủi ro bằng cách chi phí biên của
thi
ệt hại khi không phòng ngừa rủi ro bằng chi phí biên của rủi ro có phòng ngừa. Điều này
thì phù h
ợp với giả định rằng chi phí biên của thiệt hại khi không phòng ngừa rủi ro sẽ tăng
với khối lượng rủi ro không phòng ngừa và chi phí biên của rủi ro có phòng ngừa tăng với
kh
ối lượng rủi ro được phòng ngừa. Nếu hàm chi phí biên của thiệt hai xảy ra khi không
phòng ng
ừa thay đổi trong khi hàm chi phí biên của rủi ro có phòng ngừa không thay đổi, các
công ty có chi phí thi
ệt hại xảy ra khi không phòng ngừa rủi ro cao sẽ phải giảm rủi ro không
phòng ng
ừa và có một mối quan hệ cùng chiều giữa rủi ro và hệ số q. Nếu hàm chi phí biên
c
ủa thiệt hại xảy ra khi không phòng ngừa rủi ro của các công ty là giống nhau trong khi hàm
chi phí biên c
ủa rủi ro có phòng ngừa thay đổi có một mối quan hệ ngược chiều giữa rủi ro và
h
ệ số q. Trong cả hai trường hợp này, một sự gia tăng bên ngoài của rủi ro không phòng ngừa

1
“Những vấn đề bên ngoài tài chính và đàm phán lại là tốn kém”: Xảy ra khi công ty không thanh toán nợ đúng hạn dẫn
đến phát sinh chi phí cho việc đàm phán lại với chủ nợ, chủ nợ sẽ đánh giá công ty rủi ro cao hơn và yêu cầu một mức lãi suất
cao hơn để bù đắp rủi ro.

Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
6
tương ứng với một sự giảm trong hệ số q, sẽ dẫn đến mối quan hệ nghịch chiều giữa thay đổi
trong r
ủi ro và thay đổi trong hệ số q.
Lý thuy
ết giảm đa dạng hóa đưa ra lý do khác giải thích tại sao q tăng với rủi ro công ty.
Lý thuy
ết này chỉ ra rằng những công ty đa dạng hóa được định giá thấp hơn danh mục bao
g
ồm những công ty chuyên biệt bởi những công ty đa dạng hóa sẽ có biến động thấp hơn
những công ty chuyên biệt. Do đó, lý thuyết đa dạng hóa chiết khấu ngụ ý rằng những công ty
có bi
ến động lớn sẽ có giá trị lớn và những công ty biến động mạnh sẽ ảnh hưởng cùng chiều
đến hệ số q.
Cu
ối cùng, lý thuyết định giá quyền chọn dự đoán đối với những công ty sử dụng vốn
vay thì thay
đổi trong giá trị vốn chủ sở hữu và biến động vốn chủ sở hữu có quan hệ nghịch
chi
ều khi suất sinh lợi là hằng số. Mối quan hệ nghịch chiều này được nghiên cứu rộng rãi
trong nh
ững nghiên cứu mà phân tích biến động chuổi thời gian của hành vi. Black (1976) và
Christie (1982) đã xem xét liệu rằng mối quan hệ nghịch chiều giữa giá trị vốn chủ sở hữu và
độ biến động của nó có phụ thuộc vào đòn bẩy hay không? Một vài bài nghiên cứu chú ý đến
nh
ững công ty (Ví dụ, Cheung và Ng (1992), Dufee (1995), và Bekaert và Wu (2000)), trong
khi nh
ững bài nghiên cứu khác thì chú ý đến thị trường như là một tổng thể (ví dụ như,
Schwert (1989)). Những bằng chứng từ các nghiên cứu này chỉ ra mối quan hệ nghịch chiều

gi
ữa vốn chủ sở hữu và độ biến động không thể giải thích bởi yếu tố duy nhất đòn bẩy.
2.2. Một số bài nghiên cứu khác
Nghiên cứu của Allayannis, G., and J. Weston, 2000 về “Sử dụng các công cụ phái sinh
ngo
ại tệ và giá trị thị trường của công ty”. Bài viết này kiểm tra việc sử dụng những phái sinh
ngo
ại tệ (FCDs) trong mẫu bao gồm 720 công ty phi tài chính lớn của Mỹ giữa năm 1990 –
1995. Cho r
ằng việc sử dụng phái sinh bảo hiểm rủi ro ngoại tệ sẽ làm tăng giá trị công ty.
Nghiên c
ứu của Berger, P.G, và E. Ofek năm 1995 về “Ảnh hưởng của đa dạng hóa đến
giá tr
ị công ty”. Bài viết này nói rằng những công ty đa dạng hóa có giá trị thấp hơn khoảng
13% - 15% giá tr
ị so với những công ty chuyên biệt trong suốt giai đoạn 1986 – 1991. Điều
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
7
này xảy ra do những công ty đa dạng hóa đầu tư quá mức so với những công ty chuyên biệt
bên c
ạnh những chính sách trợ cấp chéo giữa bộ phận có lợi nhuận cao và những bộ phân yếu
kém trong công ty đa dạng hóa. Nghiên cứu này cũng gợi ý rằng nếu đầu tư quá mức và trợ
cấp chéo được kiểm soát đúng, một chiến lược đa dạng hóa có thể tạo ra những lợi ích nhỏ
dướ
i hình thức tăng mức độ nợ và tiết kiệm thuế.
Nghiên c
ứu của Minton, B. A., and C. Schrand, 1999, “Tác động của biến động dòng
ti
ền đầu tư tùy tiện và chi phí vay nợ và vốn chủ sở hữu” nói rằng mối quan hệ nghịch chiều
gi

ữa sự bất ổn của dòng tiền và chi phí đầu tư vào các R&D, quảng cáo. Mối quan hệ cùng
chi
ều giữa biến động dòng tiền và chi phí nợ.
Nghiên c
ứu của Lang, L. H. P., and R. M. Stulz, 1994, “Tobin's q, đa dạng hóa doanh
nghi
ệp, và hiệu suất công ty” cho rằng Tobin q và mức độ đa dạng hóa công ty có mối quan
h
ệ nghịch chiều trong suốt những năm 1980.
Nghiên cứu của Schwert, G. W., 1989, “Tại sao thị trường chứng khoán biến động thay
đổi theo thời gian” phân tích mối quan hệ giữa biến động chứng khoán với biến động thực tế
và danh nghĩa yếu tố vĩ mô kinh tế, hoạt động kinh tế, đòn bẩy tài chính, hoạt động kinh
doanh ch
ứng khoán. Bài nghiên cứu cho thấy biến động thị trưởng chứng khoán không chỉ bị
tác độ
ng bởi đòn bẩy tài chính mà còn chịu ảnh hưởng bởi biến động lãi suất, trái phiếu doanh
nghi
ệp, mức độ hoạt động kinh tế.
Nghiên c
ứu của Simkins, B. J., and P. Laux, 1997 “Simkins, B. J., and P. Laux, 1997”.
Bài vi
ết này tìm hiểu mối quan hệ giữa rủi ro dự kiến và q của Tobin, uỷ nhiệm bởi tỷ lệ giá
tr
ị thị trường của công ty với giá trị sổ sách của tài sản. Chúng tôi thấy rằng sự gia tăng trong
hệ thống rủi ro vốn cổ tăng q và sự gia tăng nguy cơ vốn chủ sở hữu không hệ thống và trong
t
ổng số rủi ro vốn cổ giảm q, ngoại trừ các doanh nghiệp lớn nhất.
2.3. Rủi ro, cơ hội tăng trưởng và giá trị công ty - một vài vấn đề lý luận:
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
8

Trong phần này, chúng ta thảo luận những dự đoán về mối quan hệ giữa rủi ro và giá trị
công ty một cách chi tiết hơn.
Q = (E+D)/A
Với E là giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu.
D là giá tr
ị sổ sách của nợ (vì giá trị thị trường không có sẵn trong mẫu).
A là giá tr
ị sổ sách của tài sản.
Chúng ta chia phân tích này thành ba ph
ần: Đầu tiên, chúng ta thảo luận tác động của
quy
ền chọn tăng trưởng trong mối quan hệ giữa q và rủi ro; Thứ hai, chúng ta dựa vào lý
thuy
ết static-tradeoff và lý thuyết quản trị rủi ro để giải thích mối quan hệ giữa q và rủi ro;
Th
ứ ba, chúng ta điều tra ý nghĩa của thực tế rằng vốn chủ sở hữu là một quyền chọn mà giá
tr
ị phụ thuộc vào độ biến động của nó.
2.3.1. Cơ hội tăng trưởng và mối quan hệ giữa hệ số q và rủi ro:
Để hiểu tác động của cơ hội tăng trưởng đến mối quan hệ giữa q và rủi ro, chúng ta xem
xét t
ổng vốn chủ sở hữu công ty. Giả định rằng công ty có một tài sản hiện hữu cộng một cơ
hội tăng trưởng.
G
ọi A: giá trị của tài sản hiện hữu (A được cho trước và không phụ thuộc vào độ biến
động suất sinh lợi).
C: là giá trị của một quyền chọn mua thêm A với giá thực hiện bằng với chi phí đầu tư
K.
Thì : Giá tr
ị của công ty là A + C và q = (A+C)/A

Do đó, với A cho trước, một sự tăng lên trong A sẽ làm tăng q khi nó tăng giá trị của
cơ hội tăng trưởng công ty.
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
9
Lý thuyết quyền chọn thực không dự đoán rõ ràng mối quan hệ giữa biến động của vốn
ch
ủ sở hữu và q. Ví dụ, độ bất ổn công ty cao thì có hệ số K cao. Nếu mối quan hệ cùng chiều
gi
ữa biến động vốn chủ sở hữu và K là đủ lớn, sau đó sẽ có quan hệ nghịch chiều giữa q và
bi
ến động vốn chủ sở hữu vì biến động công ty lớn, giá thực hiện quyền chọn cao nên quyền
ch
ọn tăng trưởng khó thực hiện và công ty có thể quyết định không thực hiện quyền chọn.
Tuy nhiên
, đối với một công ty, một sự tăng lên trong độ biến động (giữ K, và A cố định)
c
ần thiết để tăng q vì giá thực hiện quyền chọn K là cố định.
2.3.2. Cấu trúc vốn và lý thuyết quản trị rủi ro:
Để đơn giản hóa phân tích, chúng ta sẽ xem xét một mô hình mà những cú sốc tiêu cực
ảnh hưởng đến dòng tiền, và do đó giá trị công ty sẽ phải chịu những tổn thất lớn. Cụ thể,
nh
ững cú sốc như vậy sẽ làm tăng chi phí kiệt quệ tài chính và làm giảm lợi ích thuế từ nợ.
N
ếu những công ty có thể có chi phí phòng ngừa rủi ro thấp nhất, họ sẽ thực hiện phòng ngừa
r
ủi ro và sẽ đạt được giá trị công ty cao. Hơn nữa, ở mức rủi ro thấp, họ có thể gia tăng thêm
nợ, vì vậy họ sẽ có lợi ích từ nợ lớn hơn.
Chúng ta có thể làm theo trường hợp này cho công ty có chi phí rủi ro không phòng ngừa.
Gi
ả định rằng chi phí chịu đựng không phòng ngừa rủi ro là một hàm lồi tăng của rủi ro

không phòng ng
ừa, với rủi ro không phòng ngừa là rủi ro của dòng tiền sau khi đã phòng
ng
ừa. Công ty cũng có một chi phí rủi ro có phòng ngừa. Giả định rằng chi phí này tăng và
lồi. Công ty có thể sử dụng công cụ tài chính phái sinh vanilla thuần nhất cho một vài rủi ro
có phòng ng
ừa. Công cụ tài chính phái sinh các quyền chọn căn bản có chi phí giao dịch thấp.
Ta th
ấy một vài rủi ro thì khó hơn và tốn nhiều chi phí để phòng ngừa nên để giảm rủi ro hơn
nữa sẽ tốn kém hơn. Tổng chi phí của việc mang một khối lượng rủi ro không phòng ngừa
cho công ty là t
ổng của chi phí mang khối lượng rủi ro không phòng ngừa cộng chi phí của
r
ủi ro có phòng ngừa đạt đến mức rủi ro không phòng ngừa. Công ty có một khối lượng tối ưu
của rủi ro không phòng ngừa tổng thể nơi mà chi phí ròng của rủi ro không phòng ngừa là
th
ấp nhất.
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
10
Khối lượng tối ưu của rủi ro không phòng ngừa được thiết lập bởi chi phí biên của việc
ch
ịu đựng mức rủi ro không phòng ngừa bằng chi phí biên của rủi ro có phòng ngừa. Với giả
đị
nh của chúng ta, chi phí biên của việc chịu đựng rủi ro không phòng ngừa đang tăng trong
rủi ro không phòng ngừa và chi phí biên của rủi ro có phòng ngừa đang giảm trong rủi ro
không phòng ng
ừa công ty chịu.
Hình 1:
Hình 1 chỉ ra rằng hàm chi phí biên của việc chịu đựng rủi ro không phòng ngừa và hàm
chi phí biên c

ủa rủi ro có phòng ngừa.
Hình 2:
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
11
Giả sử rằng các công ty chi phí biên của hàm chịu đựng rủi ro không phòng ngừa là khác
nhau nhưng có hàm chi phí biên rủi ro phòng ngừa giống nhau. Trong trường hợp này, những
đường chi phí biên của hàm chịu đựng rủi ro không phòng ngừa sẽ vẽ trên đường cong chi phí
biên r
ủi ro có phòng ngừa. Những công ty với hàm chi phí biên của việc chịu đựng rủi ro không
phòng ng
ừa cao sẽ có mức rủi ro không phòng ngừa nhỏ hơn như trên hình 2.
Nh
ững công ty với mức rủi ro không phòng ngừa thấp hơn sẽ có q thấp hơn, tuy nhiên, bởi
vì nó
được kết nối chi phí tổng thể của việc chịu đựng rủi ro không phòng ngừa cộng rủi ro có
phòng ng
ừa sẽ trở nên lớn hơn. Do đó, những công ty quản trị rủi ro không phòng ngừa tốt hơn
sẽ có giá trị cao hơn so với những công ty khác.
Bây gi
ờ chúng tôi xem xét tác động bên ngoài làm tăng rủi ro trước phòng ngừa. Điều này
làm cho đường cong của chi phí rủi ro có phòng ngừa dịch chuyển về bên phải và đường chi phí
c
ủa việc chịu đựng rủi ro không phòng ngừa không đổi như hình 3.
Hình 3:
A
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
12
Theo sau sự tăng trong rủi ro trước phòng ngừa, công ty gánh chịu một chi phí lớn của
vi
ệc chịu đựng rủi ro không phòng ngừa và chi trả nhiều hơn cho rủi ro có phòng ngừa. Kết quả

là q giảm và mức độ chịu đựng rủi ro không phòng ngừa tăng. Do đó, có mối quan hệ nghịch
chi
ều giữa thay đổi trong rủi ro không phòng ngừa và thay đổi trong q.
2.3.3. Vốn chủ sở hữu như là một quyền chọn và mối quan hệ giữa hệ số q và rủi ro:
Thực tế rằng vốn chủ sở hữu có đặc tính quyền chọn có ý nghĩa quan trọng cho phân tích
c
ủa chúng ta. Dựa trên lý thuyết định giá quyền chọn, nhiều bài nghiên cứu nhấn mạnh mối
quan h
ệ giữa biến động vốn chủ sở hữu và đòn bẩy công ty. Những bài nghiên cứu này đưa ra
một mối quan hệ nghịch chiều giữa giá trị vốn chủ sở hữu và biến động do một phần bởi đòn
b
ẩy. Cụ thể, Christie (1982) cung cấp bằng chứng ủng hộ vai trò của đòn bẩy trong mối quan
h
ệ giữa vốn chủ sở hữu và biến động. Một số những nghiên cứu gần đây tìm thấy rằng đòn
b
ẩy có thể chỉ giải thích một phần của mối quan hệ nghịch chiều giữa thu nhập cổ phiếu và
đòn bẩy. Ví dụ, Schwert (1989) tìm thấy một vài hỗ trợ cho những giả thuyết về đòn bẩy ở
cấp độ thị trường. Cheung và NG (1992) và Dufie (1995) tìm thấy mối quan hệ nghịch chiều
gi
ữa mức độ giá cổ phiếu và biến động thì mạnh đối với những công ty nhỏ. Duffie (1995)
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
13
dựa vào một số tranh luận về đòn bẩy cho rằng mối quan hệ nghịch chiều giữa sự thay đổi
trong bi
ến động và lợi nhuận là do mối quan hệ cùng chiều mạnh giữa lợi nhuận và biến động
t
ạm thời chứ không phải là bởi mối quan hệ nghịch chiều giữa lợi nhuận và biến động tương
lai. Bekaert và Wu (2000) bác bỏ mô hình của Christie cho Nhật Bản, nhưng tìm thấy hỗ trợ
cho mô hình thông tin phản hồi nơi mà sự thay đổi trong biến động có điều kiện dẫn đến sự
thay đổ

i trong lợi nhuận kỳ vọng. Những bài nghiên cứu này và những bài khác trong lý
thuy
ết này tập trung vào lợi nhuận hằng ngày, hằng tuần hay hằng tháng và điều tra thói quen
c
ủa biến động chuỗi thời gian ước tính cho những công ty hay danh mục. Thay vì, chúng tôi
tìm ki
ếm xem liệu thay đổi trong rủi ro có thể giúp giải thích thay đổi giá trị công ty, chúng
tôi ki
ểm soát những yếu tố quyết định khác làm thay đổi giá trị công ty.
Để hiểu được ý nghĩa đặc tính quyền chọn của vốn chủ sở hữu cho bài nghiên cứu này,
chúng tôi s
ử dụng mô hình của Merton (1974) về vốn chủ sở hữu và định giá nợ. Giả định thị
trườ
ng tài chính là hoàn hảo.
G
ọi V: giá trị công ty ( V phân phối theo hàm phân phối lognormal và giao dịch liên tục).
Lãi suất được giả định là hằng số. Công ty phát hành chiết khấu nợ có kỳ hạn ở một ngày
trong tương lai và có mệnh giá là F. Vốn chủ sở hữu là một quyền chọn trên giá trị công ty
r
ằng trả tối đa (V - F,0) ở ngày đến hạn của chiết khấu nợ. Với những giả định này, công thức
Black-Scholes tính toán giá tr
ị vốn chủ sở hữu. Giá trị công ty trừ giá trị của vốn chủ sở hữu
là giá tr
ị của nợ.
V
ới mô hình của Merton, độ bất ổn của công ty là hằng số và mệnh giá của nợ là hằng số.
Nhưng, bởi vì công ty có sử dụng vốn vay, độ biến động của vốn chủ sở hữu phụ thuộc vào
giá tr
ị công ty. Nếu giá trị công ty tăng, công ty giảm vốn vay và hệ quả là độ biến động vốn
ch

ủ sở hữu giảm. Mối liên hệ giữa độ bất ổn công ty và độ biến động vốn chủ sở hữu có thể
trình bày chính xác như sau:
Biến động vốn chủ sở hữu = (E
v
V/E)*độ bất ổn công ty
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
14
Trong đó E
v
là phái sinh của vốn chủ sở hữu liên quan tới giá trị công ty, còn được gọi là
delta quy
ền chọn.
Hình 4:
Hình 4 mô tả biến động vốn chủ sở hữu như là một hàm của giá trị công ty và mệnh giá của
n
ợ trong mô hình Merton. Có mối quan hệ nghịch chiều giữa biến động vốn chủ sở hữu và giá
tr
ị công ty, nhưng mối quan hệ này phụ thuộc phi tuyến vào mức độ của giá trị công ty
2
. Nếu
giá tr
ị công ty lớn tương đối so với mệnh giá của nợ, một sự thay đổi giá trị công ty hầu như
không tác động đế
n biến động vốn chủ sở hữu. Ngược lại, những công ty vay nợ lớn, một sự
thay đổ
i nhỏ trong giá trị công ty có thể có tác động nghịch chiều lớn trên biến động vốn chủ
sở hữu. Trong mô hình của Merton, mệnh giá của nợ được cho trước và không đổi. Kết quả là
chúng ta nh
ấn mạnh việc nắm giữ vốn chủ sở hữu miễn là công ty không tăng nợ khi giá trị
công ty tăng đế

n 1 thời điểm mà biến động vốn chủ sở hữu là hằng số.

2
“Mối quan hệ này phụ thuộc phi tuyến vào mức độ của giá trị công ty”: Ví dụ như tại điểm A khi đó mệnh giá nợ thấp
hơn 100, mệnh giá nợ thấp sẽ làm giảm biến động vốn chủ sở hữu xuống dưới 0,5 và giá trị công ty đạt được cao nhất khoảng
600, n
ếu ta xét ở điểm B khi đó mệnh giá nợ tăng cao khoảng 500, mệnh giá nợ tăng cao làm tăng biến động vốn chủ sở hữu
lên m
ức 1,5 và giá trị công ty là thấp nhất khoảng 100.
A
B
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
15
Mô hình Merton ngụ ý một mối quan hệ nghịch chiều giữa thay đổi trong giá trị công ty
và thay đổi trong biến động vốn chủ sở hữu mặc dù trong mô hình này không có mối quan hệ
giữa giá trị công ty và rủi ro công ty. Tuy nhiên, việc tìm ra một mối quan hệ nghịch chiều
gi
ữa một sự thay đổi trong giá trị công ty và một sự thay đổi trong biến động vốn chủ sở hữu
không có ý ngh
ĩa đến vấn đề rủi ro tổng thể có tác động bất lợi trên giá trị công ty. Người ta
có th
ể nghĩ rằng tập trung đến rủi ro tổng thể công ty thay vì rủi ro tổng thể vốn chủ sở hữu có
th
ể loại bỏ những khó khăn. Thật tiếc, điều này thì không như vậy với nợ sổ sách. Không có
giá tr
ị nợ, chúng ta không thể ước lượng hệ số beta nợ.
N
ếu chúng ta lấy hệ số beta nợ bằng 0, độ bất ổn công ty là E/(D+E) lần biến động vốn
ch
ủ sở hữu. Vì D+E đo lường giá trị công ty, độ bất ổn công ty được ước lượng là E/V lần

bi
ến động vốn chủ sở hữu. Từ q là V/A, hay (E+D)/A, phương pháp tiếp cận này tạo ra một
m
ối quan hệ cùng chiều một cách nhầm lẫn giữa q và độ bất ổn công ty cho hằng số biến
động vốn chủ sở hữu. Để nhìn rõ điều này, giả định E tăng trong khi biến động vốn chủ sở
hữu, giá trị sổ sách của nợ, và giá trị sổ sách của tài sản là hằng số. Hệ quả là, độ bất ổn công
ty tăng vì E/V tăng lên. Tương tự, q tăng bởi vì V tăng cho giá trị tài sản cố định, vì vậy có
m
ối quan hệ cùng chiều giữa việc tăng V và tăng biến động công ty.
Thông qua vi
ệc đo lường giá trị thị trường của nợ, chúng ta sẽ đo lường được rủi ro và giá
tr
ị của nợ. Một sự tăng lên trong E cho biến động vốn chủ sở hữu cố định sẽ tương ứng với
m
ột sự tăng lên trong độ bất ổn công ty cái mà sẽ giảm D. Nếu giá trị công ty không liên quan
đến độ bất ổn công ty, D sẽ giảm cho tới khi V không đổi. Vì vậy không có mối quan hệ giữa
độ bất ổn công ty và q được tính dựa trên giá trị thị trường.
Để tránh những lầm lẫn trong mối quan hệ giữa q và độ bất ổn công ty từ việc sử dụng giá
tr
ị sổ sách, chúng ta tập trung vào biến động vốn chủ sở hữu.
T
ừ mô hình Merton ngụ ý một mối quan hệ nghịch chiều giữa giá trị công ty và độ bất ổn
mà do thay đổi trong giá trị công ty chứ không phải là thay đổi trong độ bất ổn công ty, chúng
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
16
ta nên bác bỏ ảnh hưởng được dự đoán bởi mô hình Merton nếu chúng ta kiểm soát sự thay
đổi giá trị công ty mà không gây ra sự thay đổi trong độ bất ổn công ty. Giả định rằng độ bất
ổn công ty là hằng số. Trong trường hợp này, giá trị công ty thay đổi bởi thay đổi trong dòng
ti
ền kỳ vọng. Do đó, bằng cách kiểm soát những thay đổi trong dòng tiền thu được, chúng ta

s
ẽ tìm được một vài thay đổi giá trị mà không phải do thay đổi độ bất ổn công ty nhưng lại
gây ra s
ự thay đổi trên biến động vốn chủ sở hữu. Do đó, khi chúng ta xem xét tác động của
thay đổi biến động trên q đưa vào thay đổi trong dòng tiền thu được, chúng ta nên đo lường
tác động của thay đổi biến động mà không phải do ảnh hưởng đòn bẩy. Thật đáng tiếc, chúng
ta có th
ể hiểu tác động của thay đổi biến động không phải do tác động của đòn bẩy bởi vì một
s
ự tăng lên trong biến động sẽ có một tác động nghịch chiều ngay lập tức trên dòng tiền thu
được. Một cách khác để đánh giá tác động của thay đổi biến động mà không liên quan đến
đòn bẩy là xem những công ty ít sử dụng đòn bẩy. Chúng ta sử dụng cả hai phương pháp.
Mô hình của Merton giả định độ bất ổn của giá trị công ty là hằng số. Tuy nhiên, nếu
chúng ta tăng độ bất ổn của giá trị công ty và giữ giá trị của tài sản hiện hữu không đổi, thì q
s
ẽ tăng. Do đó, nếu chúng ta có thể sử dụng so sánh tĩnh của mô hình Merton để xấp xỉ so
sánh t
ĩnh trên thế giới nơi mà độ bất ổn công ty thay đổi ngẫu nhiên, theo đó những cú sốc
tích c
ực được giả định với việc tăng q trong mô hình này khi giá trị sổ sách của nợ được sử
dụng. Nói cách khác, nếu chúng ta có khả năng giải thích sự thay đổi trong giá trị mà không
do thay đổi trong biến động, sau đó chúng ta nên tìm một mối quan hệ cùng chiều giữa biến
động và q. Đây là ảnh hưởng thay thế tài sản truyền thống nhấn mạnh bởi Jensen và Meckling
(1976).
3. Phương pháp nghiên cứu:
3.1. Mô t
ả mẫu quan sát:
Như nghiên cứu của Fama and French (1998), chúng tôi sử dụng dữ liệu với tất cả các
công ty được ghi lại trong Compustat trong giai đoạn 1965-1992. Khi chúng tôi sử dụng suất
sinh l

ợi trên một cổ phiếu để đo lường rủi ro, chúng tôi thu hẹp mẫu của các công ty sử dụng
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
17
suất sinh lợi trên một cổ phiếu có sẵn trên dữ liệu CRSP (Center for Research in Security
Prices). Chúng tôi b
ỏ bớt 1% các quan sát ở mỗi phía của mỗi biến độc lập được sử dụng
trong các h
ồi quy, chúng tôi báo cáo và yêu cầu các công ty trong mẫu có tài sản ít nhất là
m
ột triệu đô la.
3.2. Cách đo lường rủi ro:
Chúng tôi tập trung vào 3 cách đo lường rủi ro khác nhau. Cách đo lường đầu tiên là rủi
ro h
ệ thống, được đo lường bằng Bêta bình phương của phương sai suất sinh lợi thị trường.
Cách đo lường thứ hai là rủi ro không hệ thống, được tính toán bằng phương sai của phần dư
mô hình hồi quy thị trường. Cách đo lường thứ ba là tổng rủi ro của toàn công ty, được đo
lườ
ng bằng phương sai của suất sinh lợi cổ phiếu của công ty.
Các nghiên c
ứu về tài chính công ty mà chúng tôi đề cập đến trong phần giới thiệu lập
lu
ận rằng các cách đo lường rủi ro kỳ vọng có liên quan trong việc định giá công ty. Điều này
đòi hỏi chúng ta thiết lập các cách đo lường rủi ro kỳ vọng. Một cách tiếp cập có thể được sử
dụng là mô hình chuỗi thời gian. Cách tiếp cận này sẽ làm tăng yêu cầu dữ liệu vì chúng tôi
c
ần có đủ dữ liệu về suất sinh lợi cổ phiếu ở quá khứ. Cách tiếp cận thứ hai sẽ được sử dụng
bi
ến động ngụ ý. Tuy nhiên, chúng tôi muốn nghiên cứu của chúng tôi sử dụng dữ liệu chéo
r
ộng rãi cho các công ty chứ không phải là chỉ có các công ty có giao dịch quyền chọn. Do

đó, chúng tôi tiến hành như sau đối với hầu hết các bài kiểm định báo cáo trong bài viết này.
Khi chúng tôi xem xét q trong năm tài chính t thì cái này là q tương ứng với dữ liệu có sẵn
vào cu
ối năm t. Trọng tâm phân tích của chúng tôi là liệu q trong năm t có liên quan đến rủi
ro k
ỳ vọng cho năm t +1. Chúng tôi thay rủi ro kỳ vọng trong năm t +1 bởi rủi ro thực trong
năm t +1. Cách đo lường rủi ro không theo biến đổi ngẫu nhiên. Do đó, chúng tôi không thể
sử dụng cách đo lường rủi ro trong năm t như cách đo lường rủi ro kỳ vọng trong năm t +1.
Nếu chúng ta sử dụng dữ liệu trước năm t +1 để dự báo rủi ro trong năm t +1, thì chúng ta sẽ
cần một mô hình chuỗi thời gian. Sử dụng mô hình này sẽ buộc chúng tôi phải loại bỏ một
lượng lớn các công ty từ mẫu của chúng tôi nếu chúng tôi muốn dự báo biến động hàng năm.
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
18
3.3. Mô hình nghiên cứu:
Thiên vị kẻ sống sót
3
(The survivorship bias) cho rằng các mẫu kết quả sẽ bị hạn chế
nghiêm trọng. Với kỳ vọng hợp lý, rủi ro trong năm t +1 bằng kỳ vọng của thị trường cộng
v
ới một sai số ngẫu nhiên. Chúng tôi không theo dõi kỳ vọng của thị trường của rủi ro công ty
cho năm t +1. Đại diện của chúng tôi cho kỳ vọng của thị trường là kỳ vọng của thị trường
c
ộng với một sai số ngẫu nhiên. Sai số này có thiên kiến khiến hệ số góc của hệ số hồi quy
hướng về 0 khi biến độc lập chỉ là công cụ đo lường rủi ro. Kết quả là chúng ta có thể không
tìm th
ấy một mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa những thay đổi trong rủi ro và những thay
đổi trong giá trị doanh nghiệp vì vấn đề lỗi biến.
Chúng tôi ước tính độ lệch chuẩn hàng năm của suất sinh lợi trên một cổ phiếu bằng cách
s
ử dụng suất sinh lợi hằng ngày theo Schwert (1989) cho giai đoạn năm tài chính (không phải

năm theo lịch). Ước tính phương sai của suất sinh lợi hàng năm là tổng của hàm log suất sinh
l
ợi thu được hàng ngày bình phương sau khi trừ đi hàm log suất sinh lợi trung bình thu được
hàng ngày trong năm tài chính:
Với N
t
là log suất sinh lợi thu được hàng ngày, R
jt
, trong năm tài chính t công ty j. Để có
được ước tính rủi ro hệ thống và không hệ thống, chúng tôi sử dụng mô hình thị trường:
R
ij
= α
j
+ β
j
r
mi
+ ε
ij
R
ij
là log suất sinh lợi thu được của công ty j cho ngày i và r
mi
là log suất sinh lợi thu được
c
ủa chỉ số có trọng số về giá trị CRSP cho ngày i. Chúng tôi báo cáo kết quả sử dụng phương
pháp ước lượ
ng bình phương nhỏ nhất của mô hình thị trường. Chúng tôi ước tính Scholes-
Williams β's cũng dẫn đến kết quả tương tự. Rủi ro hệ thống là kết quả của b

j
2
và phương sai

3
The survivorship bias: Thiên vị kẻ sống sót (Thiên vị này xảy ra khi chuỗi dữ liệu chỉ phản ánh những cá thể còn tồn tại
trong 1 giai đoạn nghiên cứu. Lỗi này thường gặp nhất khi thống kê hiệu suất quá khứ của hedge funds (Quỹ phòng hộ). Khi
m
ột Hedge Fund thua lỗ sập tiệm, quỹ đó sẽ bị loại ra khỏi cơ sở dữ liệu. Vì vậy dữ liệu chỉ toàn chứa những quỹ còn sống sót,
ch
ưa bị đào thải & đưa ra 1 bức tranh tốt đẹp hơn thực tế về lợi nhuận của các Hedge Fund).
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
19
của chỉ số có trọng số về giá trị suất sinh lợi. Rủi ro không hệ thống là phương sai của ε
ij
. Rủi
ro t
ổng là tổng rủi ro hệ thống và rủi ro không hệ thống.
4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu:
Bảng 1 cung cấp số liệu thống kê tóm tắt cho q và cách đo lường rủi ro. Không có gì là
đáng ngạc nhiên khi rủi ro không hệ thống lớn hơn nhiều so với rủi ro hệ thống. Giá trị trung
bình c
ủa q là dương. Rủi ro không hệ thống, rủi ro tổng và q có phân phối sang bên phải. Sai
phân b
ậc một trung bình đầu tiên của rủi ro không hệ thống là dương. Điều này phù hợp với
b
ằng chứng có mục đích rõ ràng của rủi ro không hệ thống trong thời kỳ mẫu của chúng tôi
khi quan sát Campbell và Lettau (1999) và Malkiel và Xu (1999).
Bảng 1. Tóm tắt thống kê cho q và rủi ro
Bảng 2 cho thấy mối quan hệ giữa rủi ro và q được sử dụng các thông số kỹ thuật khác

nhau cho toàn b
ộ mẫu của chúng tôi. Trong tất cả các hồi quy báo cáo trong bảng đó, chúng
tôi sử dụng các biến kiểm soát giống nhau. Chúng tôi chọn các biến kiểm soát ngoại sinh,
nhưng có tác dụng trong việc dự đoán q. Do đó chúng tôi sử dụng biến giả xác định bởi hai
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
20
chữ số mã của công ty SIC, hàm log của tuổi công ty, và các bản báo cáo thể hiện tài sản của
công ty. Tu
ổi của công ty là số năm mà công ty được ghi lại trong các tập tin Compustat. Tài
s
ản của công ty được ước lượng giá đô la vào năm 1992 bằng cách sử dụng chỉ số giá tiêu
dùng như chỉ số giảm phát. Các biến kiểm soát cho phép các tác động của ngành nghề, tuổi
tác, và quy mô. Trong t
ất cả các hồi quy trong bảng 2, chúng ta sử dụng mức độ của các biến
ki
ểm soát. Chúng tôi không sao chép các ước lượng các hệ số cho các biến kiểm soát.
Bảng 2:
Trong phần đầu của bảng, chúng ta xem xét mối quan hệ giữa mức độ rủi ro và q. Những
d
ự đoán từ lý thuyết là không rõ ràng về mối quan hệ giữa mức độ rủi ro và q trong khi họ
đang khẳng đị
nh mối quan hệ giữa sự thay đổi trong rủi ro và sự thay đổi trong q. Tuy nhiên,
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
21
nó cung cấp dữ liệu để kiểm tra mối quan hệ giữa các mức độ. Bốn hàng đầu tiên của bảng 2
cho th
ấy mối quan hệ giữa rủi ro và q được sử dụng mức trung bình của các công ty trên thời
k
ỳ phụ với chiều dài tương ứng bằng một nửa thời kỳ mẫu. Đây là những hồi quy của q trung
bình trên r

ủi ro trung bình, trung bình log của tổng tài sản được tính theo lạm phát hiệu chỉnh,
trung bình log c
ủa tuổi công ty, và biến giả ngành. Hồi quy (1) và (2) là cho một nửa giai
đoạn đầu tiên trong khi hồi quy (3) và (4) là trong nửa giai đoạn thứ hai. Các hồi quy sử dụng
cho các công ty không có giá tr
ị khuyết cho các biến được sử dụng trong các hồi quy cho toàn
b
ộ thời kỳ phụ. Chúng tôi cũng định lượng hồi quy được sử dụng mức trung bình trong suốt
th
ời kỳ mẫu, nhưng không báo cáo hồi quy tại đây. Kết quả hồi quy này phù hợp với kết quả
hồi quy mà chúng tôi báo cáo nhưng mẫu lại được sử dụng nhỏ hơn. Sự liên quan tới hồi quy
là cái mà h
ọ giới thiệu survivorship bias bởi những công ty được yêu cầu trong mẫu trong 1
th
ời gian dài. Hồi quy (1) và (3), chúng tôi sử dụng rủi ro trong rủi ro hệ thống và rủi ro
không h
ệ thống của vốn chủ sở hữu như là biến rủi ro. Chúng tôi đã tìm ra được kết quả
xuyên suốt bài viết này: có mối quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa mạnh giữa rủi ro hệ thống
và q và m
ối quan hệ nghịch chiều và có ý nghĩa giữa rủi ro không hệ thống và giá trị công ty.
K
ết quả về rủi ro hệ thống phù hợp với nghiên cứu của Fama và French (1993) cho rằng các
công ty tăng trưởng thì có hệ số bêta cao hơn. Chúng ta cũng biết rằng rủi ro hệ thống nhỏ
hơn nhiề
u so với rủi ro không hệ thống ở từng mức độ công ty. Hệ số của rủi ro hệ thống lớn
h
ơn nhiều so với hệ số của rủi ro không hệ thống, nhưng vì rủi ro không hệ thống lớn hơn khi
so sánh với rủi ro hệ thống, hệ số của tổng rủi ro là âm và có ý nghĩa trong hồi quy (2) và (4).
H
ồi quy (5) và (6) trong bảng cung cấp các ước tính hệ số trung bình của mối quan hệ giữa

r
ủi ro và q thu được với hồi quy chéo hàng năm. Với các hồi quy, mỗi năm chúng tôi sử dụng
các công ty có trong m
ẫu năm đó và có những thông tin chúng tôi yêu cầu để ước lượng hồi
quy. The survivorship bias trong các h
ồi quy là tối thiểu. Trong bảng 2 cũng như trong các
bảng tiếp theo báo cáo kết quả hồi quy chéo, chúng tôi sử dụng sai số chuẩn t-Statistics như
trong Fama và MacBeth (1973). Hồi quy (5) mang lại kết quả tương tự như hồi quy (1) và (3).
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
22
Bây giờ chúng ta trở lại hồi quy mà điều chỉnh cho các công ty hiệu ứng bất biến, do đó
ướ
c tính của chúng tôi xem xét các tác động của những thay đổi trong rủi ro khi q thay đổi.
H
ồi quy (7) và (8) cung cấp mô hình tác động cố định truyền thống sử dụng cho tất cả các
công ty và t
ất cả các năm trong mẫu. Chúng tôi dùng các biến giả ngành mà không làm khác
bi
ệt giá trị trung bình của công ty trong hồi quy để cho phép tác động ngành nghề trong khi
thay đổi q. Chúng tôi không yêu cầu mẫu của các công ty hàng năm, nhưng yêu cầu mẫu ít
nh
ất là 2 năm. Chúng tôi thấy có một mối quan hệ cùng chiều giữa q và rủi ro hệ thống và
m
ột mối quan hệ nghịch chiều giữa q và rủi ro không hệ thống. Một lần nữa, giá trị tuyệt đối
c
ủa hệ số rủi ro hệ thống là lớn so với hệ số rủi ro không hệ thống, nhưng lại không lớn quá
m
ức để loại trừ được một mối quan hệ nghịch chiều giữa rủi ro không hệ thống và q. Chúng
tôi ước tính các hồi quy sử dụng ảnh hưởng biến thiên và nhận thấy kết quả tương tự nhau.
M

ột phương án lựa chọn khác mà không gặp bất kỳ khó khăn nhưng sử dụng phân nhóm
các d
ữ liệu vắng mặt một cách kém hiệu quả là để ước lượng hồi quy chéo khi sử dụng những
thay đổi trong các biến. Hồi quy (9) và (10) đưa ra các ước lượng dữ liệu chéo trung bình
hàng năm. Kết quả là định tính như nhau trong các hồi quy, nhưng có ý nghĩa thấp hơn so với
mong đợi. Tuy nhiên, tất cả các hệ số của lãi suất là có ý nghĩa. Các báo cáo T-statistics sẽ bị
phóng đạ
i nếu ước lượng hệ số góc là tương quan qua các năm. Chúng tôi thấy rằng mối
tương quan của các ước lượng hệ số góc không phải là vấn đề đối với hệ số góc của rủi ro phi
h
ệ thống và tổng rủi ro. Có một mối tương quan lớn và có ý nghĩa cho hệ số góc của rủi ro hệ
thống. Tuy nhiên, hệ số rủi ro hệ thống lớn hơn 5, do đó, nó sẽ vẫn còn giữ nguyên ý nghĩa
sau khi thực hiện những điều chỉnh được đề xuất bởi Frama và France (1998). Mô hình hồi
quy c
ủa bảng 2 cho rằng những thay đổi trong rủi ro hệ thống có liên quan tới những thay đổi
trong q m
ột cách khác biệt từ sự thay đổi trong rủi ro không hệ thống. Không có lý thuyết nào
th
ảo luận rằng đã đưa ra các dự đoán rõ ràng về mối quan hệ giữa mức độ rủi ro và q mặc dù
h
ọ đã dự đoán rõ ràng về mối quan hệ giữa sự thay đổi rủi ro và sự thay đổi của q. Lý giải cho
điều này là rủi ro có thể liên quan đến các biến số khác mà có thể dự đoán được q. Các hồi
quy s
ử dụng mô hình tác động cố định hoặc thay đổi cho phép các công ty được tự mình kiểm
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
23
soát riêng. Các hồi quy với mức độ sử dụng các biến kiểm soát để cố gắng nắm bắt được sự
thay đổ
i chéo trong q cho rằng đó không phải là do sự thay đổi chéo trong rủi ro. Chúng tôi
ước lượng hồi quy của bảng 2 sử dụng thêm ba bộ biến kiểm soát. Đầu tiên, chúng tôi không

s
ử dụng biến kiểm soát. Thứ hai, chúng tôi sử dụng biến kiểm soát Fama và French (1998), cụ
thể là cổ tức đã trả, chi phí lãi vay, chi phí R & D, thu nhập trước lãi, và sự thay đổi trong giá
tr
ị của công ty qua các năm kế tiếp. Thứ ba, chúng tôi thêm thu nhập cho các biến kiểm soát
được sử dụng trong Bảng 2. Điểm mấu chốt từ những cuộc thử nghiệm này là các hệ số rủi ro
không h
ệ thống và tổng rủi ro phụ thuộc vào việc sử dụng các biến kiểm soát. Với biến kiểm
soát Fama và French (1998), r
ủi ro không hệ thống có mối quan hệ cùng chiều với q. Điều
khó khăn của kết quả này là rất nhiều các biến kiểm soát được sử dụng bởi Fama và French
(1998) ph
ụ thuộc vào độ bất ổn, do đó, có một vấn đề tương tác nội tại trong một hệ thống mà
làm cho các h
ệ số hồi quy không thể giải thích. Ví dụ, suất sinh lợi đã trả là một biến kiểm
soát trong Fama và French (1998). Phân tích c
ủa chúng tôi ở trên cho rằng đòn bẩy phụ thuộc
vào r
ủi ro, điều đó làm cho phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất (OLS) thông
thường sẽ không còn phù hợp khi ước lượng mối quan hệ giữa rủi ro và q khi có đòn bẩy. Với
đòn bẩy cao, các công ty phải trả lãi nhiều hơn.
Như
lý thuyết trên dự đoán mạnh về mối quan hệ giữa sự thay đổi rủi ro và q. Điều này
quan tr
ọng để hiểu chắc chắn các kết quả khi chúng tôi nhìn vào sự tác động cố định hoặc
thay đổi của hồi quy. Chúng tôi đã điều tra sự chắc chắn của các kết quả trong một số cách
khác nhau. B
ảng 3 báo cáo kết quả của một số cuộc điều tra. Bảng 3 cho thấy ước lượng sự
thay đổ
i các hồi quy (chúng tôi bỏ qua các hệ số của các biến kiểm soát) cho toàn bộ giai

đoạn mẫu và hai giai đoạn cho bốn bộ biến kiểm soát. Bảng 3 cho rằng sự lựa chọn của các
bi
ến kiểm soát không phải thật sự quan trọng trong việc thay đổi hồi quy. Chúng tôi thu được
các k
ết quả như nhau khi không sử dụng biến kiểm soát và khi sự thay đổi đầy đủ của các
bi
ến thì Fama và French (1998) sử dụng chúng để cố gắng giải thích q. Trong tất cả bốn bộ
kết quả, chúng ta thấy rằng việc sử dụng toàn bộ mẫu, hệ số rủi ro hệ thống là dương trong
khi các hệ số rủi ro không hệ thống và tổng rủi ro là âm. Chúng tôi ước lượng hồi quy bổ sung
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo
24
mà không được báo cáo ở đây để khẳng định thêm kết luận rằng các biến kiểm soát không
quan tr
ọng trong việc hồi quy sự thay đổi. Đặc biệt, chúng tôi ước lượng hồi quy sự thay đổi
c
ủa bảng 2 bao gồm sự thay đổi trong tổng tài sản và cũng thu được kết quả tương tự. Một kết
qu
ả rõ ràng từ Bảng 3 là kết quả được giữ nguyên trong suốt thời kỳ phụ. Bảng 3 cung cấp
thêm hai th
ử nghiệm. Đầu tiên, chúng tôi ước lượng hồi quy sự thay đổi ở bảng 2, nhưng thay
vì loại bỏ cao nhất và thấp nhất 1% của các biến, bây giờ chúng tôi loại bỏ cao nhất và thấp
nh
ất 5% của các biến. Điều này không ảnh hưởng tới kết quả của chúng tôi. Thứ hai, chúng
tôi l
ại ước lượng hồi quy sự thay đổi của bảng 2 trên một mẫu mà loại bỏ các công ty tài
chính và d
ịch vụ. Công ty tài chính là các công ty có SIC từ 6000-6999. Dịch vụ là các công
ty có SIC t
ừ 4900-4999. Một lần nữa, kết quả của chúng tôi cũng không bị ảnh hưởng.
Firm value, risk, and growth opportunities TS. Nguyễn khắc Quốc Bảo

25
Bảng 3 cho thấy mối quan hệ nghịch chiều giữa những thay đổi trong rủi ro và những thay
đổi trong q không thể giải thích được bằng mô hình Merton. Các hồi quy trong mục 2 và 4
c
ủa bảng 3 bao gồm các biến kiểm soát cho rằng sự thay đổi trong q không phải là do sự thay
đổi trong rủi ro. Tuy nhiên, ngay cả sau khi bao gồm cả các biến kiểm soát, chúng tôi vẫn tìm
th
ấy một mối quan hệ nghịch chiều giữa những thay đổi trong rủi ro và những thay đổi trong
q. Chúng tôi ki
ểm tra sự ổn định của các kết quả theo thời gian bằng cách kiểm tra các hệ số
hồi quy hàng năm. Sử dụng mô hình hồi quy chéo trong mục 2, chúng tôi tìm thấy nhưng
không báo cáo trong bảng cho rằng hệ số rủi ro hệ thống là dương trong suốt thời gian nhưng
lại âm trong 3 năm. Hệ số rủi ro không hệ thống không bao giờ dương. Hệ số tổng rủi ro là
dương trong 4 năm. Theo đó mối quan hệ nghịch chiều giữa những thay đổi trong rủi ro và
nh
ững thay đổi trong q được giữ trong suốt thời gian này và không có bằng chứng nào cho
th
ấy nó sẽ được giữ vững hơn trước đó hoặc sau này trong suốt thời kỳ mẫu của chúng tôi.
Trong ph
ần này, bài nghiên cứu đưa ra những kết quả nghiên cứu về mối quan hệ giữa
nh
ững thay đổi trong rủi ro và những thay đổi trong q và xem xét rằng liệu những kết quả này
có th
ể được giải thích bằng những lập luận lý thuyết đã được thảo luận hay không.
B
ằng chứng thực nghiệm ở mục 2 và 3 ở bảng 3 chỉ ra rằng có một mối quan hệ mạnh mẽ
giữa những thay đổi trong rủi ro phi hệ thống và những thay đổi trong q. Điều này dẫn đến
m
ột mối quan hệ nghịch chiều giữa những thay đổi trong tổng rủi ro và những thay đổi trong
q, và đồng thời cũng có một mối quan hệ cùng chiều giữa những thay đổi trong rủi ro hệ

thống và những thay đổi trong q.
Như đã thảo luận ở Phần 2, mô hình Merton cho rằng những thay đổi trong tổng rủi ro và
nh
ững thay đổi trong q có mối quan hệ nghịch chiều với nhau. Kết quả hồi quy ở bảng 3 cho
th
ấy rằng mô hình Merton không đủ để giải thích mối quan hệ nghịch chiều giữa những thay
đổi trong tổng rủi ro và những thay đổi trong q.