BÀI NGHIÊN CỨU RỦI RO, CƠ HỘI TĂNG TRƯỞNG VÀ GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH
VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC


FIRM VALUE, RISK, AND GROWTH OPPORTUNITIES
Working Paper 7808
Hyun.Han Shin - Rene M. Stulz
July 2000
GVHD: PGS TS Nguyễn Thị Ngọc Trang
Biên dịch và trình bày: Nhóm 6 - Đêm 2
1.

Phạm Hoàng Chiến.
2.

Nguyễn Thị Như Giang.
3.

Lê Thị Hạnh.
4.

Phạm Thị Nhớ.
THÁNG 2/2014
NHẬN XÉT CỦA GIẢNG VIÊN

Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 3



MỤC LỤC
DẪN NHẬP 4
PHẦN 1: NỘI DUNG PAPER 6
TÓM TẮT 6
1. GIỚI THIỆU 7
2. RỦI RO, CƠ HỘI TĂNG TRƯỞNG VÀ GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP: MỘT SỐ
VẤN ĐỀ LÝ THUYẾT 11
2.1. Cơ hội tăng trưởng và mối quan hệ giữa Tobin q và rủi ro 11
2.2. Lý thuyết cấu trúc vốn và lý thuyết quản trị rủi ro 12
2.3. Vốn cổ phần như một quyền chọn và mối quan hệ giữa Tobin q và rủi ro. 16
2.4. Kiểm định giả thuyết 20

3. MẪU NGHIÊN CỨU VÀ CÁCH ĐO LƯỜNG RỦI RO 21
4. MỐI QUAN HỆ GIỮA RỦI RO VÀ Q 26
5. YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA RỦI RO VÀ Q 34
6. KẾT LUẬN 45
PHẦN 2: THỬ THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM 46
1. GIỚI THIỆU 46
2. MẪU, DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP 46
Mẫu nghiên cứu 46
Thu thập dữ liệu 47
Xử lý dữ liệu 49
3. KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM 52
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 4



DẪN NHẬP
Thế giới ngày càng trở nên bất ổn hơn, những biến động của tỷ giá, lãi suất, giá cả hàng
hóa và các biến số tài chính khác khó có thể dự báo được. Những bất ổn này đã tác động
trực tiếp lên lợi nhuận của công ty, thậm chí là sự tồn tại của chính công ty đó. Không
đáng ngạc nhiên khi hàng loạt các công cụ và chiến lược tài chính đã phát triển liên tục
trong suốt thời gian qua để quản trị độ nhạy cảm với rủi ro tài chính. Lý thuyết tài chính
doanh nghiệp cũng đã chỉ ra, quản trị rủi ro tài chính có thể làm gia tăng giá trị doanh
nghiệp thông qua việc làm giảm thuế, giảm chi phí kiệt quệ tài chính và tránh thực hiện
các dự án đầu tư lệch lạc.
Ngoài ra, lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn và lý thuyết quản trị rủi ro tài chính cũng chỉ
ra mối quan hệ giữa rủi ro và cơ hội tăng trưởng của công ty, được đo lường bằng Tobin's
q, được tính bằng là giá trị thị trường của doanh nghiệp/ giá trị sổ sách của tài sản.
Khi nói về Tobin's q, nó xuất hiện từ thập kỷ 60 của thế kỷ trước và được mang tên của
chính tác giả đã tạo ra nó là James Tobin, người đã từng đạt giải Nobel Kinh tế năm

1981. Ý tưởng của Tobin là nếu thị trường (chứng khoán) đánh giá một công ty cao hơn
giá trị vật lý (physical capital) của công ty đó thì đó là tín hiệu thị trường cho rằng công
ty này có triển vọng phát triển. Để định lượng ý tưởng này Tobin đề suất lấy giá trị vốn
hóa (market capitalization) chia cho chi phí thay thế (replacement costs) của các tài sản
vật lý của công ty. Sau đó, Tobin's q được nhiều nhà kinh tế ứng dụng và cải tiến, giới
đầu tư tính Tobin's q theo công thức q=MV/BV (MV: Market Value, BV: Book Value).
Tại một giá trị của Tobin's Q, theo lý giải của James Tobin, Q cao sẽ dẫn đến tăng BV
do công ty sẽ tăng cường đầu tư; theo Gross và Napier thì Q cao sẽ có khuynh hướng
làm giảm MV; hoặc giống như nhiều tỷ số tài chính khác, Q quá cao sẽ là dấu hiệu mua
quá mức (verbrought) còn Q quá thấp là dấu hiệu bán quá mức (oversold).
Trong khuôn khổ môn học Quản Trị Rủi Ro Tài Chính, chúng tôi tiếp cận bài nghiên
cứu: “Firm Value, Risk, And Growth Opportunities” (Giá trị doanh nghiệp, Rủi ro, và
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 5



Cơ hội tăng trưởng) được thực hiện tháng 7/2000 của nhóm tác giả Hyun.Han Shin (Đại
học Bufalo) và Rene M. Stulz (Đại học Bang Ohio). Bằng các công việc thực nghiệm
trên mẫu là các doanh nghiệp Mỹ trong Compustat trong giai đoạn 1965 đến 1992. Nhóm
tác giả đã nhận thấy, sự tăng lên trong rủi ro hệ thống vốn của phần làm gia tăng q và sự
tăng lên trong rủi ro phi hệ thống và tổng rủi ro thì giảm q, ngoại trừ các doanh nghiệp
lớn. Mối quan hệ này khá vững (robust) trong suốt thời kỳ mẫu với các nhiều sự thay
đổi trong phép hồi quy.
Ngoài việc xem xét nội dung bài nghiên cứu, chúng tôi cũng thử làm thực nghiệm theo
cách tương tự cho trường hợp của Việt Nam. Tại Việt Nam, chúng tôi thử xem xét mối
quan hệ giữa q và rủi ro cho mẫu là nhóm cổ phiếu VN30, bao gồm 30 công ty được
niêm yết trên sàn HOSE trong giai đoạn 2007 đến 2013 với 2 mục đích chính. Thứ nhất,
có tồn tại một mối quan hệ giữa rủi ro và q ở các doanh nghiệp Việt Nam hay không?
Tuy nhiên, đây không phải là mục đích quan trọng nhất, mục đích chính thì đây như là

một cách thực tập về cách lấy mẫu, hồi quy cho bài luận văn cuối kỳ của chương trình
học Cao Học Kinh Tế của chúng tôi đang ở giai đoạn cuối.
Ở một số trang trong bài, các chú thích được đánh số, là các chú thích của các tác giả; các chú
thích đánh theo ký tự alphabet là các chú thích của nhóm 6 – nhóm biên dịch và trình bày.

Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 6



PHẦN 1: NỘI DUNG PAPER
TÓM TẮT
Chúng tôi chỉ ra rằng Tobin Q, được tính bởi tỷ lệ giá trị thị trường (market value) với
giá trị sổ sách (book value) của doanh nghiệp, gia tăng theo sự gia tăng của rủi ro hệ
thống vốn cổ phần (systematic equity risk) và giảm theo rủi ro phi hệ thống vốn cổ phần
(unsystematic equity risk). Ngoài ra, một sự tăng lên trong tổng rủi ro vốn cổ phần (total
equity risk) tương ứng với mức giảm trong q. Mối tương quan âm giữa sự thay đổi trong
tổng rủi ro (change in risk) và sự thay đổi trong q (change in q) là vững (robust) qua thời
gian cho toàn bộ mẫu, nếu ngoại trừ một số doanh nghiệp có quy mô lớn nhất.

Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 7



1. GIỚI THIỆU
Bài viết này nghiên cứu mối quan hệ giữa rủi ro dự kiến và Tobin q, được đại diện
bởi tỷ lệ của giá trị thị trường của doanh nghiệp với giá trị sổ sách các tài sản của doanh
nghiệp. Chúng tôi thấy rằng một sự gia tăng trong rủi ro hệ thống của vốn cổ phần làm
tăng q và một sự gia tăng trong rủi ro phi hệ thống của vốn cổ phần và tổng rủi ro vốn

cổ phần làm giảm q, ngoại trừ các doanh nghiệp lớn nhất.
Nếu dòng tiền kỳ vọng không liên quan đến rủi ro vốn cổ phần, q nên tương quan âm
với rủi ro hệ thống bởi vì dòng tiền được chiết khấu theo một tỷ lệ cao hơn cho các doanh
nghiệp có rủi ro hệ thống lớn hơn và chúng tôi kỳ vọng rủi ro phi hệ thống không có mối
quan hệ với giá trị doanh nghiệp. Do đó, bằng chứng của chúng tôi không phù hợp với
quan điểm cho rằng dòng tiền kỳ vọng không liên quan đến rủi ro và thay vào đó dòng
tiền kỳ vọng phải tăng cùng với rủi ro hệ thống nếu thị trường vốn chiết khấu dòng tiền
bằng cách sử dụng mô hình định giá tài sản vốn (CAPM). Hơn nữa, bằng chứng của
chúng tôi cho thấy rằng dòng tiền kỳ vọng tăng cùng với rủi ro hệ thống đến một mức
độ nào đó sẽ đòi hỏi tỷ lệ chiết khấu lơn hơn để bù đắp tác động của sự gia tăng của rủi
ro hệ thống để giữ cho hiện giá của dòng tiền là hằng số khi rủi ro hệ thống tăng lên.
Lý thuyết tài chính hiện đại cung cấp một số lý do tại sao dòng tiền kỳ vọng có thể liên
quan đến rủi ro dòng tiền. Giá trị doanh nghiệp thường được phân tách thành giá trị tài
sản đầu tư (value of assets in place – VAiP) và giá trị của các cơ hội tăng trưởng (value
of growth opportunities – VGO). Có một số lý thuyết đáng kể nhấn mạnh đến các đặc
tính quyền chọn của cơ hội tăng trưởng
1
. Nếu các cơ hội tăng trưởng là các quyền chọn
thực (real options) trên dòng tiền sinh ra từ các tài sản đầu tư, các doanh nghiệp có biến
động lớn hơn sẽ có nhiều cơ hội tăng trưởng có giá trị hơn trong điều kiện các yếu tố
khác không đổi. Do đó, theo quan điểm quyền chọn thực của các cơ hội tăng trưởng cho
rằng q của một doanh nghiệp nên tăng cùng với tổng rủi ro của doanh nghiệp.


1
Xem Dixit and Pindyck (1993).
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 8

Cả hai lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn truyền thống (static-tradeoff capital structure
literature) và lý thuyết quản trị rủi ro (the risk management literature) đều kết luận biến
động của vốn cổ phần là nội sinh. Với lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn truyền thống, các
doanh nghiệp đánh đổi lợi ích về thuế từ nợ với chi phí kiệt quệ tài chính. Tại một mức
độ nợ nhất định, biến động vốn cổ phần càng lớn, khả năng doanh nghiệp sẽ phải chịu
chi phí kiệt quệ tài chính càng cao. Doanh nghiệp có thể giảm biến động của vốn cổ phần
bằng cách giảm nợ. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, điểm tối ưu cho các
doanh nghiệp có chi phí kiệt quệ tài chính cao là có ít nợ và do đó biến động vốn cổ phần
thấp hơn. Nếu tương quan dương giữa nợ và biến động vốn cổ phần đủ mạnh, các doanh
nghiệp có biến động vốn cổ phần thấp hơn sẽ có một tấm chắn thuế của nợ nhỏ hơn và
q thấp hơn
2
. Do đó, trong trường hợp này, q doanh nghiệp có tương quan âm với biến
động vốn cổ phần trên một số phạm vi.
Lý thuyết quản trị rủi ro tranh luận rằng các doanh nghiệp có thể hưởng lợi từ việc quản
trị rủi ro vì rủi ro vượt trội làm tăng hiện giá của chi phí kiệt quệ tài chính và có thể dẫn
đến đầu tư dưới tối ưu (suboptimal investment) nếu việc tài trợ bên ngoài và đàm phán
lại là tốn nhiều chi phí
3
. Trong khi Minton và Schrand (1999) cung cấp bằng chứng về


2
Lưu ý rằng biến động vốn chủ sở hữu giảm cho một mệnh giá cố định của nợ, xác suất của kiệt quệ tài
chính giảm nếu công ty không thường xuyên rơi vào tình trạng kiệt quệ tài chính (xem Stulz (2000),
chương 18). Kết quả là, đối với khoản nợ cố định, người ta kỳ vọng rằng việc giảm biến động vốn chủ
sở hữu có liên quan với sự gia tăng giá trị của lá chắn thuế của nợ. Vì vậy, với kết quả giả định được giữ,
chắc hẳn rằng nợ giảm đủ nhanh khi vốn chủ sở hữu biến động tăng để bù đắp tác động dương của việc
giảm biến động vốn chủ sở hữu trên giá trị hiện tại của lá chắn thuế của nợ.

3
Các mô hình mà rủi ro dẫn đến đầu tư tối ưu, xem Stulz (1990) và Froot, Scharfstein, và Stein (1993).
Smith và Stulz (1985) tập trung vào thuế và chi phí kiệt quệ là yếu tố quyết định của chính sách quản
trị rủi ro. Một số nghiên cứu gần đây chỉ ra các lý thuyết quản trị rủi ro khá hữu ích để hiểu chính sách
quản trị rủi ro của doanh nghiệp (xem Geczy, Minton, và Schrand (1997), Tufano (1996), và Haushalter
(2000)). Dưới một số điều kiện, chính sách quản trị rủi ro tối ưu có thể gia tăng rủi ro. Điểm này đã được
chỉ ra bởi Froot, Scharfstein, and Stein (1993), chính sách được thiết kế để cho phép các doanh nghiệp
tận dụng cơ hội đầu tư có thể đưa các doanh nghiệp vào vị thế trong phái sinh, điều này làm gia tăng
mức biến thiên của dòng tiền nếu cơ hội đầu tư có tương quan dương với dòng tiền.
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 9



mối quan hệ âm đồng thời giữa biến động của dòng tiền và đầu tư và mối quan hệ dương
đồng thời giữa chi phí của nợ và biến động của dòng tiền được ủng hộ bởi các lý luận
của các lý thuyết quản trị rủi ro, không có nghiên cứu nào tập trung vào mối quan hệ
giữa giá trị doanh nghiệp và rủi ro dự kiến. Trên nền tảng lý thuyết, lý thuyết quản trị rủi
ro hàm ý rằng mối quan hệ cân bằng giữa rủi ro vốn cổ phần và q có thể dương hoặc âm.
Để hiểu thêm về điều này, tốt nhất là nghĩ tới một doanh nghiệp lựa chọn lượng phòng
ngừa tối ưu bằng cách thiết lập chi phí biên của rủi ro không được phòng ngừa khi giá
giảm (marginal cost of bearing unhedged risk) bằng với chi phí biên của việc phòng
ngừa rủi ro (marginal cost of hedging risk). Thật hợp lý khi giả định rằng chi phí biên
của rủi ro không được phòng ngừa khi giá giảm tăng theo số lượng rủi ro không phòng
ngừa (amount of unhedged risk) và chi phí biên của việc phòng ngừa rủi ro tăng theo số
lượng rủi ro được phòng ngừa (amount of risk hedged). Nếu hàm chi phí biên của rủi ro
không được phòng ngừa khi giá giảm khác nhau giữa các doanh nghiệp nhưng hàm chi
phí biên của việc phòng ngừa rủi ro thì giống nhau, các doanh nghiệp có chi phí của rủi
ro không được phòng ngừa khi giá giảm cao sẽ có ít rủi ro không được phòng ngừa hơn
và có tương quan dương giữa rủi ro và q. Nếu hàm chi phí biên của rủi ro không được

phòng ngừa khi giá giảm giống nhau giữa các doanh nghiệp nhưng hàm chi phí biên của
rủi ro có phòng ngừa khác nhau giữa các doanh nghiệp, điều ngược lại là đúng. Tuy
nhiên, trong cả hai trường hợp, một sự tăng lên ngoại sinh trong rủi ro không được phòng
ngừa thì kết hợp với một sự sụt giảm trong q của doanh nghiệp, vì vậy, có một mối tương
quan âm giữa thay đổi trong rủi ro và những thay đổi trong q.
Lý thuyết về việc đa dạng hóa chiết khấu (diversification discount) cung cấp một lý do
khác giải thích tại sao q nên tăng cùng với rủi ro doanh nghiệp. Lý thuyết đó cho thấy
rằng các doanh nghiệp đa dạng hóa được định giá thấp hơn trung bình so với danh mục
các doanh nghiệp chuyên môn hóa
4
. Các điều kiện khác không đổi, một doanh nghiệp


4
Xem Lang and Stulz (1994) và Berger and Ofek (1995).

Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 10



đa dạng hóa nói chung sẽ có mức biến động thấp hơn so với một doanh nghiệp chuyên
môn hóa. Do đó, sự tồn tại của việc đa dạng hóa chiết khấu hàm ý rằng các doanh nghiệp
biến động cao hơn có giá trị cao hơn. Bằng chứng của chúng tôi là phù hợp với sự tồn
tại của việc đa dạng hóa chiết khấu cho các doanh nghiệp lớn, trong đó sự gia tăng biến
động cho các doanh nghiệp này có một tác động dương lên q của chúng.
Cuối cùng, lý thuyết định giá quyền chọn dự báo một mối tương quan âm giữa thay đổi
trong giá trị vốn cổ phần và biến động vốn cổ phần đối với một doanh nghiệp sử dụng
đòn bẩy khi tỷ suất sinh lợi cho doanh nghiệp nói chung có một biến động không đổi.
Mối tương quan âm này đã được nghiên cứu phổ biến trong các bài nghiên cứu phân tích

hành vi của biến động theo chuỗi thời gian. Sau Black (1976) và Christie (1982), các
nghiên cứu này nghiên cứu việc có hay không mối tương quan âm giữa giá trị vốn cổ
phần và biến động vốn cổ phần phụ thuộc vào đòn bẩy. Một số nghiên cứu xem xét các
doanh nghiệp (ví dụ, Cheung và Ng (1992), Duffee (1995) và Bekaert và Wu (2000)),
trong khi các nghiên cứu khác nhìn vào thị trường nói chung (ví dụ, Schwert (1989)).
Các bằng chứng từ các nghiên cứu này đưa ra sự tương quan âm giữa vốn cổ phần và
biến động trong các mô hình chuỗi thời gian không thể chỉ được giải thích bằng đòn bẩy.
Do đó, lý thuyết này đặt ra câu hỏi mối tương quan âm giữa giá trị vốn cổ phần và biến
động có thể được giải thích như thế nào.
Bài nghiên cứu này được tổ chức như sau. Trong phần 2, chúng tôi làm cho rõ hơn những
dự báo của các lý thuyết khác nhau được tóm tắt trong phần giới thiệu và thảo luận về
những khó khăn liên quan đến việc đánh giá mối quan hệ giữa rủi ro và giá trị doanh
nghiệp. Trong phần 3, chúng tôi mô tả mẫu của chúng tôi và các phương pháp đo lường
rủi ro được xây dựng như thế nào. Trong phần 4, chúng tôi cho thấy mối quan hệ của q
đối với rủi ro hệ thống, rủi ro phi hệ thống, và tổng rủi ro. Trong phần 5, chúng tôi cố
gắng giải thích kết quả của chúng tôi về mối quan hệ giữa rủi ro phi hệ thống và q doanh
nghiệp. Chúng tôi kết luận trong phần 6.
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 11



2. RỦI RO, CƠ HỘI TĂNG TRƯỞNG VÀ GIÁ TRỊ DOANH
NGHIỆP: MỘT SỐ VẤN ĐỀ LÝ THUYẾT
Trong phần này, chúng tôi thảo luận chi tiết hơn những dự báo về mối quan hệ giữa rủi
ro và giá trị doanh nghiệp. q là giá trị thị trường của vốn cổ phần (E) cộng với nợ (D)
chia tài sản (A), hoặc (E + D) / A. Trong nghiên cứu thực nghiệm của chúng tôi, D được
đo bằng giá trị sổ sách khi giá trị thị trường của nợ không có sẵn cho các mẫu như của
chúng tôi. Nghiên cứu thực nghiệm của chúng tôi sử dụng các biện pháp đo lường rủi ro
khác nhau, nhưng ngoại trừ các phương pháp đặc biệt khác, rủi ro được hiểu là tổng số

rủi ro, có nghĩa là tổng của rủi ro hệ thống và rủi ro phi hệ thống. Chúng tôi chia các
phân tích thành ba phần. Đầu tiên, chúng tôi thảo luận về tác động của quyền chọn tăng
trưởng lên mối quan hệ giữa q doanh nghiệp và rủi ro. Thứ hai, chúng tôi xuất phát từ
các dự báo của các lý thuyết cấu trúc vốn truyền thống và các lý thuyết quản trị rủi ro
cho mối quan hệ giữa q và rủi ro. Thứ ba, chúng tôi điều tra những hàm ý thực tế rằng
vốn cổ phần là một quyền chọn mà giá trị của nó phụ thuộc vào tính biến động của nó
đối với phân tích thực nghiệm của chúng tôi. Thứ tư, chúng tôi tóm tắt các giả thuyết có
thể kiểm chứng.
2.1. Cơ hội tăng trưởng và mối quan hệ giữa Tobin q và rủi ro
Để hiểu được tác động của các cơ hội tăng trưởng lên mối quan hệ giữa q doanh nghiệp
và rủi ro, chúng tôi xem xét một doanh nghiệp được tài trợ toàn bộ bằng vốn cổ phần
(all-equity firm). Chúng tôi giả định thêm rằng doanh nghiệp có một tài sản đầu tư (AiP)
cộng với một cơ hội tăng trưởng (GO). Giá trị của tài sản đầu tư, A, được cho trước và
không phụ thuộc vào tính biến động của lợi nhuận của nó. Nếu có cơ hội tăng trưởng là
một cơ hội để mở rộng doanh nghiệp bằng cách đạt được nhiều hơn ω tài sản đầu tư với
một chi phí K, giá trị của doanh nghiệp là A + C, trong đó C là giá trị của một quyền
chọn mua (call option) trên A với giá thực hiện (exercise price) bằng yêu cầu đầu tư
K. Với các giả định của chúng tôi, một sự gia tăng trong phương sai tỷ lệ thay đổi của A
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 12



không ảnh hưởng đến A nhưng làm tăng C. Theo ký hiệu này, q là (A + C) / A. Do đó,
đối với một giá trị của A cho trước, q là một hàm tăng theo phương sai của A. Sự gia
tăng trong A nhất thiết tăng q vì nó làm tăng giá trị của cơ hội tăng trưởng của doanh
nghiệp.
Lý thuyết quyền chọn thực không đưa ra một dự báo rõ ràng cho mối quan hệ giữa
phương sai của vốn cổ phần và q. Ví dụ, không có gì ngăn cản khả năng các doanh nghiệp
biến động cao có K cao. Nếu mối quan hệ dương giữa biến động vốn cổ phần và K đủ

lớn, sau đó sẽ có một mối quan hệ âm giữa q và biến động vốn cổ phần. Quyền chọn
tăng trưởng sẽ có giá trị không đáng kể đối với các doanh nghiệp có tính biến động cao
vì giá thực hiện của các quyền chọn sẽ lớn đối với các doanh nghiệp này. Tuy nhiên, đối
với một doanh nghiệp nào đó, một sự gia tăng trong biến động giữ K, ω và A không đổi,
nhất thiết phải tăng q.
2.2. Lý thuyết cấu trúc vốn và lý thuyết quản trị rủi ro
Để đơn giản hóa việc phân tích, xem xét một mô hình có các cú sốc âm lớn tới dòng tiền
– và do đó giá trị doanh nghiệp - có chi phí vô ích (deadweight costs). Đặc biệt, những
cú sốc như vậy làm tăng chi phí kiệt quệ tài chính và làm giảm tấm chắn thuế của nợ.
Nếu các doanh nghiệp có thể phòng ngừa rủi ro không tốn chi phí, họ sẽ làm như vậy và
sẽ có giá trị cao hơn. Hơn nữa, với mức độ rủi ro thấp hơn, họ có thể ủng hộ nợ nhiều
hơn, để họ có tấm chắn thuế lớn hơn từ nợ. Chúng ta có thể mô hình hóa tình huống này
như một trường hợp mà một doanh nghiệp có chi phí của rủi ro không phòng ngừa khi
giá giảm. Giả định rằng chi phí không phòng ngừa là một hàm lồi tăng theo rủi ro không
phòng ngừa của doanh nghiệp, mà tại đó rủi ro không phòng ngừa là rủi ro của dòng tiền
sau khi có phòng ngừa. Doanh nghiệp cũng có một chi phí của việc phòng ngừa rủi ro.
Giả định chi phí này tăng và lồi. Doanh nghiệp có thể sử dụng công cụ tài chính phái
sinh vanilla thuần nhất (plain vanilla financial derivatives) để phòng ngừa một số rủi ro.
Các công cụ tài chính phái sinh vanilla thuần nhất thường có chi phí giao dịch rất thấp.
Một số rủi ro khó khăn hơn nhiều và tốn kém hơn để phòng ngừa, do đó việc giảm rủi
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 13



ro trở nên tốn kém hơn. Tổng chi phí cho doanh nghiệp là tổng chi phí của rủi ro có
phòng ngừa khi giá giảm cộng với chi phí của rủi ro có phòng ngừa để đạt được mức rủi
ro không phòng ngừa. Doanh nghiệp đạt được lượng tối ưu của tổng rủi ro không phòng
ngừa tại điểm mà ở đó chi phí ròng của rủi ro không phòng ngừa là tối thiểu.
Số lượng tối ưu của rủi ro không được phòng ngừa đạt được bằng cách thiết lập chi phí

biên của rủi ro không phòng ngừa khi giá xuống bằng với chi phí biên của việc phòng
ngừa rủi ro. Với giả định của chúng tôi, chi phí biên rủi ro không phòng ngừa khi giá
giảm tăng theo rủi ro không phòng ngừa và chi phí biên của việc phòng ngừa rủi ro giảm
theo rủi ro không phòng ngừa mà doanh nghiệp chịu hoặc tương đương, tăng theo rủi ro
đã được phòng ngừa. Hình 1 cho thấy hàm chi phí biên của rủi ro không phòng ngừa khi
giá giảm và hàm chi phí biên của việc phòng ngừa rủi ro.
Giả sử bây giờ mà các doanh nghiệp khác nhau về chi phí biên của rủi ro không phòng
ngừa khi giá giảm nhưng giống nhau về chi phí biên của việc phòng ngừa rủi ro. Trong
trường hợp này, các doanh nghiệp sẽ biểu thị trên đường cong của chi phí biên của việc
phòng ngừa rủi ro. Các doanh nghiệp có chi phí biên của rủi ro không phòng ngừa khi
giá giảm cao hơn sẽ có ít rủi ro không phòng hơn như trong hình 2.

Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 14



Hình 1. Số lượng phòng ngừa rủi ro tối ưu của một doanh nghiệp

Hình 2. Tổng rủi ro không phòng ngừa và hàm chi phí biên của rủi ro không
phòng ngừa.

Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 15



Các doanh nghiệp có rủi ro không phòng ngừa ít hơn thì có q thấp hơn, tuy nhiên, vì tổng
chi phí của rủi ro không phòng ngừa khi giá xuống cộng rủi ro có phòng ngừa sẽ cao
hơn. Do đó, doanh nghiệp hoàn toàn có thể có nhiều rủi ro không phòng ngừa hơn thì có

giá trị cao hơn khi việc quản trị rủi ro có giá trị hơn các doanh nghiệp khác.
Xem xét tác động của sự gia tăng ngoại sinh trong rủi ro trước khi phòng ngừa. Điều này
làm dịch chuyển đường cong chi phí của việc phòng ngừa rủi ro sang phải và giữ cho
đường cong chi phí của rủi ro không phòng ngừa không thay đổi như được thể hiện trong
hình 3.
Hình 3. Tác động của điểm tối ưu khi rủi ro chưa được phòng ngừa của doanh
nghiệp gia tăng.

Theo sau sự gia tăng rủi ro trước khi phòng ngừa, doanh nghiệp phải gánh chịu một chi
phí lớn hơn của rủi ro không phòng ngừa khi giá xuống và chi trả nhiều hơn để phòng
ngừa rủi ro. Kết quả là, q doanh nghiệp giảm và mức cân bằng của rủi ro không phòng
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 16



ngừa tăng. Do đó, có một mối tương quan âm giữa thay đổi trong rủi ro không phòng
ngừa và thay đổi trong q.
2.3. Vốn cổ phần như một quyền chọn và mối quan hệ giữa q và rủi ro.
Thực tế là vốn cổ phần có các đặc tính của một quyền chọn, có ý nghĩa quan trọng đối
với phân tích của chúng tôi. Nhiều nghiên cứu, bằng cách sử lý thuyết định giá quyền
chọn, nhấn mạnh mối quan hệ giữa biến động vốn cổ phần và đòn bẩy doanh nghiệp.
Các nghiên cứu đã chỉ ra một mối quan hệ âm giữa giá trị vốn cổ phần và biến động mà
một phần là do đòn bẩy. Đặc biệt, Christie (1982) cung cấp bằng chứng ủng hộ vai trò
của đòn bẩy trong mối quan hệ giữa vốn cổ phần và biến động. Một số nghiên cứu gần
đây thấy rằng đòn bẩy chỉ có thể giải thích một phần của mối quan hệ âm giữa lợi nhuận
cổ phiếu và đòn bẩy. Ví dụ, Schwert (1989) đã tìm thấy vài hỗ trợ cho giả thuyết đòn
bẩy tại một mức độ thị trường. Cheung và Ng ( 1992) và Duffie (1995) thấy rằng mối
quan hệ âm giữa mức giá cổ phiếu và biến động mạnh hơn cho các doanh nghiệp nhỏ
hơn. Duffie (1995 ) lập luận rằng mối quan hệ âm giữa thay đổi trong biến động và lợi

nhuận là do một mối tương quan dương mạnh giữa lợi nhuận và biến động hơn là mối
tương quan âm giữa biến động tương lai và lợi nhuận được dự báo bởi đòn bẩy. Bekaert
và Wu (2000) bác bỏ mô hình của Christie (1982) đối với trường hợp ở Nhật Bản, nhưng
tìm thấy hỗ trợ cho một mô hình thông tin phản hồi mà ở đó thay đổi trong biến động
dẫn đến những thay đổi trong lợi nhuận kỳ vọng. Các nghiên cứu này và các nghiên cứu
khác trong tổng quan lý thuyết này tập trung vào lợi nhuận hàng ngày, hàng tuần hoặc
hàng tháng và điều tra các hành vi theo chuỗi thời gian của biến động để ước lượng cho
các doanh nghiệp hoặc danh mục đầu tư. Thay vào đó, chúng tôi tập trung vào việc tìm
kiếm việc thay đổi trong rủi ro có thể giúp giải thích sự thay đổi giá trị doanh nghiệp,
kiểm soát các yếu tố quyết định đến sự thay đổi giá trị doanh nghiệp.
Để hiểu được ý nghĩa của các đặc tính quyền chọn của vốn cổ phần đối với nghiên cứu
này, sử dụng mô hình Merton (1974) về định giá vốn cổ phần và nợ. Với mô hình này,
giá trị doanh nghiệp, V, được phân phối logarit chuẩn và giao dịch là liên tục. Thị trường
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 17



tài chính được giả định là hoàn hảo. Lãi suất được giả định là không đổi. Doanh nghiệp
đã phát hành nợ chiết khấu đáo hạn vào một ngày trong tương lai và có mệnh giá F. Vốn
cổ phần là quyền chọn trên giá trị doanh nghiệp mà chi trả tiền lớn nhất khoảng (V - F,
0) vào thời điểm đáo hạn của nợ chiết khấu. Với những giả định này, công thức Black-
Scholes đưa ra giá trị của vốn cổ phần. Giá trị doanh nghiệp trừ đi giá trị của vốn cổ phần
là giá trị của nợ. Định đề Modigliani-Miller về đòn bẩy bất hợp lý được duy trì.
Với mô hình Merton, biến động của doanh nghiệp là không đổi và mệnh giá của nợ là
không đổi. Tuy nhiên, vì doanh nghiệp có sử dụng đòn bẩy, biến động vốn cổ phần phụ
thuộc vào giá trị doanh nghiệp. Khi giá trị doanh nghiệp tăng lên, các doanh nghiệp trở
nên ít sử dụng đòn bẩy và kết quả là sự biến động của vốn cổ phần giảm. Mối quan hệ
giữa biến động doanh nghiệp và biến động vốn cổ phần có thể phát biểu như sau:
Equity volatility = (E

V
V/E)*Firm volatility
Với Ev là đạo hàm của giá trị vốn cổ phần đối với giá trị doanh nghiệp, đơn giản là delta
của quyền chọn mua (call option’s delta). Hình 4 biểu thị biến động vốn cổ phần như
một hàm của giá trị doanh nghiệp và mệnh giá của nợ trong mô hình của Merton.

Có một mối tương quan âm giữa biến động vốn cổ phần và giá trị doanh nghiệp, nhưng
mối quan hệ này phụ thuộc phi tuyến vào mức độ giá trị doanh nghiệp. Khi giá trị doanh
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 18



nghiệp trở nên tương đối lớn so với mệnh giá của nợ, một sự thay đổi trong giá trị doanh
nghiệp hầu như không có tác động vào biến động vốn cổ phần. Ngược lại, các doanh
nghiệp sử dụng đòn bẩy cao, một thay đổi nhỏ trong giá trị doanh nghiệp có thể có một
tác động âm lớn vào biến động vốn cổ phần. Trong mô hình Merton, mệnh giá của nợ
được cho trước và không đổi. Kết quả là chúng tôi nhấn mạnh việc nắm giữ miễn là
doanh nghiệp không làm tăng nợ của nó, khi đó giá trị doanh nghiệp tăng lên đến điểm
mà tại đó biến động của vốn cổ phần được giữ không đổi.
Mô hình Merton hàm ý một mối tương quan âm giữa thay đổi trong giá trị doanh nghiệp
và thay đổi trong biến động vốn cổ phần mặc dù trong mô hình đó không có mối quan
hệ giữa giá trị doanh nghiệp và rủi ro doanh nghiệp. Do đó, việc tìm kiếm một mối quan
hệ âm giữa một sự thay đổi trong giá trị doanh nghiệp và một sự thay đổi trong biến động
vốn cổ phần không có ý nghĩa cho dù tổng số rủi ro có tác động bất lợi đến giá trị doanh
nghiệp. Người ta có thể nghĩ rằng tập trung vào tổng rủi ro doanh nghiệp thay vì tổng rủi
ro vốn cổ phần có thể loại bỏ khó khăn này. Thật không may, điều này không phải như
vậy đối với giá trị sổ sách của nợ. Nếu không có giá trị nợ, chúng ta không thể ước tính
hệ số beta nợ. Nếu chúng ta lấy beta nợ gần bằng 0, biến động doanh nghiệp là E / (D +
E) lần biến động vốn cổ phần. Vì D + E là đo lường giá trị doanh nghiệp, ước lượng của

chúng tôi về biến động doanh nghiệp là E / V lần biến động vốn cổ phần. Vì q bằng V/
A, hoặc (E + D) / A, cách tiếp cận này này tạo ra một mối tương quan dương máy móc
(mechanical positive relation) giữa q và biến động doanh nghiệp đối với biến động vốn
cổ phần không đổi. Để hiểu rõ điều này, giả sử E tăng lên đối với biến động vốn cổ phần,
giá trị sổ sách của nợ, và giá trị sổ sách của tài sản không đổi. Kết quả là, biến động
doanh nghiệp tăng vì khi E / V tăng. Đồng thời, mặc dù, q tăng vì V tăng đối với tài sản
không đổi, vì thế, có một mối tương quan dương giữa sự tăng lên trong V và sự tăng lên
trong biến động doanh nghiệp. Với các cách đo lường giá trị thị trường của nợ, chúng
tôi sẽ có thể đo lường rủi ro và giá trị của nợ. Một sự tăng lên trong E cho biến động vốn
cổ phần không đổi sẽ tương ứng với sự gia tăng biến động doanh nghiệp mà sẽ làm giảm
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 19



D. Nếu giá trị doanh nghiệp không liên quan đến biến động doanh nghiệp, D sẽ giảm đủ
để giữ cho V không thay đổi, do đó sẽ không có mối quan hệ giữa biến động doanh
nghiệp được tính bằng giá trị thị trường và q tính bằng giá trị thị trường. Để tránh mối
tương quan máy móc giữa q và biến động doanh nghiệp từ việc sử dụng các giá trị sổ
sách, chúng tôi tập trung vào biến động vốn cổ phần.
Vì mô hình của Merton ngụ ý một mối tương quan âm giữa giá trị doanh nghiệp và biến
động đó là do sự thay đổi trong giá trị doanh nghiệp chứ không phải là thay đổi trong
biến động doanh nghiệp, chúng tôi sẽ có thể loại bỏ tác động được dự báo bởi mô hình
Merton nếu chúng ta kiểm soát thay đổi trong giá trị doanh nghiệp không phải là nguyên
nhân gây ra thay đổi trong biến động doanh nghiệp. Giả sử rằng sự biến động doanh
nghiệp là không đổi. Trong trường hợp này, giá trị doanh nghiệp thay đổi do thay đổi
trong dòng tiền kỳ vọng. Do đó, bằng cách kiểm soát thay đổi của thu nhập, chúng tôi
nắm bắt một số sự thay đổi giá trị mà không được gây ra bởi những thay đổi biến động
nhưng làm thay đổi biến động vốn cổ phần. Vì vậy, khi chúng ta xem xét tác động của
những thay đổi biến động lên q đưa vào thay đổi trong thu nhập, chúng ta nên đo lường

tác động của những thay đổi biến động đó không phải là do hiệu ứng đòn bẩy. Thật
không may, làm như vậy chúng tôi có thể hiểu được tác động của những thay đổi biến
động không phải do hiệu ứng đòn bẩy vì sự gia tăng trong biến động có thể có một tác
động âm ngay lập tức lên thu nhập. Một cách khác để đánh giá tác động của những thay
đổi biến động mà không bị ràng buộc của hiệu ứng đòn bẩy là nhìn vào các doanh nghiệp
có đòn bẩy không đáng kể. Chúng tôi sử dụng cả hai phương pháp.
Mô hình Merton giả định một sự biến động giá trị doanh nghiệp không đổi. Tuy nhiên,
nếu chúng ta tăng sự biến động của giá trị doanh nghiệp giữ giá trị tài sản đầu tư không
đổi, q tăng. Do đó, nếu chúng ta có thể sử dụng so sánh truyền thống (tĩnh) trong mô
hình Merton để gần giống với các so sánh tĩnh trên thế giới mà thay đổi trong biến động
doanh nghiệp một cách ngẫu nhiên, theo sau đó cú sốc dương đối với biến động doanh
nghiệp kết hợp với sự gia tăng q trong mô hình đó khi giá trị sổ sách của khoản nợ được
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 20



sử dụng. Nói cách khác, nếu chúng ta có thể giải thích những thay đổi trong giá trị mà
không phải là do sự thay đổi trong biến động, sau đó chúng ta nên tìm một mối quan hệ
dương giữa biến động và q. Đây là hiệu ứng thay thế tài sản truyền thống được nhấn
mạnh bởi Jensen và Meckling (1976).
2.4. Kiểm định giả thuyết
Không lý thuyết nào được thảo luận trong phần này cung cấp các dự báo rõ ràng về mối
quan hệ giữa q và rủi ro, nhưng tất cả các lý thuyết có dự báo rõ ràng cho mối quan hệ
giữa thay đổi trong rủi ro và thay đổi trong q. Những dự báo này như sau:
1. Quyền chọn tăng trưởng (Growth options). Sự gia tăng biến động làm tăng giá
trị của quyền chọn tăng trưởng. Vì các quyền chọn tăng trưởng là một phần của V -
A, sự gia tăng giá trị của các quyền chọn tăng trưởng làm tăng q. Vì vậy, có một mối
quan hệ dương giữa thay đổi trong q và thay đổi trong rủi ro doanh nghiệp.
2. Chi phí của rủi ro (Cost of risk). Các lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn truyền thống

và lý thuyết quản lý rủi ro nói chung cho thấy rằng có một mối quan hệ âm giữa thay
đổi không dự kiến trong rủi ro và thay đổi trong q.
3. Các đặc tính quyền chọn của vốn cổ phần (Option characteristics of equity). Giữ
giá trị sổ sách của tài sản không đổi, sự gia tăng rủi ro làm tăng giá trị của vốn cổ
phần. Tuy nhiên, đối với rủi ro của giá trị doanh nghiệp không đổi và nợ không đổi,
một sự gia tăng giá trị doanh nghiệp làm giảm sự biến động của vốn cổ phần. Do đó,
giữ biến động của giá trị doanh nghiệp không đổi, có một mối quan hệ ngược chiều
giữa thay đổi trong rủi ro vốn cổ phần và thay đổi trong q. Mối quan hệ âm này nên
được rõ ràng hơn cho các doanh nghiệp có nhiều nợ hơn. Hơn nữa, mô hình định giá
quyền chọn hàm ý mối quan hệ giữa rủi ro và giá trị doanh nghiệp là bất cân xứng –
một sự gia tăng giá trị doanh nghiệp có tác động về giá trị tuyệt đối lên biến động
nhỏ hơn một sự sụt giảm trong giá trị doanh nghiệp.
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 21



3. MẪU NGHIÊN CỨU VÀ CÁCH ĐO LƯỜNG RỦI RO
Mẫu nghiên cứu: tương tự Fama và French (1998)
a
, paper cũng thực nghiệm với các
các doanh nghiệp có trong COMPUSTAT cho giai đoạn 1965 đến 1992.
Phương pháp nghiên cứu: paper sử dụng phương pháp hồi quy 2 giai đoạn (two-pass
regression methodology):
Giai đoạn 1, betas của chứng khoán được ước lượng bằng phương pháp OLS theo mô
hình chuỗi thời gian (time series) của TSSL theo nhân tố thị trường:


=



+




+


(1)
Trong đó, 

là log return của doanh nghiệp j trong ngày i.


là log return của chỉ số đại đại diện cho thị trường cho ngày i.
Sau đó, paper tính toán các loại rủi ro của một doanh nghiệp:
 Rủi ro hệ thống: β
j
2
nhân với phương sai của market return.
 Rủi ro phi hệ thống: phương sai của 

(Phần dư trong mô hình (1))
 Tổng rủi ro: Rủi ro hệ thống cộng phi hệ thống, hoặc phương sai của stock return.
Giai đoạn 2, Hồi quy cơ hội tăng trưởng công ty theo rủi ro (Regression of q on risk),
trong đó, rủi ro được tính từ kết quả hồi quy của giai đoạn 1 và các biến kiểm soát được
trình bày theo dạng bảng (Panel Data)



=

+










+


(2)

Trong đó: 

là cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp j trong thời điểm t


a
Fama và French (1998) đã thực hiện nghiên cứu về Thuế, Quyết định tài trợ và Giá trị doanh
nghiệp(Taxes, Financing Decisions, and Firm Value), bằng cách sử dụng hồi quy dữ liệu chéo (cross-
section regressions) để tìm mối quan hệ giữ giá trị doanh nghiệp với cổ tức và nợ.
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 22



là tập hợp các biến rủi ro của doanh nghiệp j trong thời điểm t (rủi ro
hệ thống, phi hệ thống, tổng rủi ro)


là tập hợp các biến kiểm soát của doanh nghiệp j trong thời điểm t
(biến giả theo ngành (industry dummy), tuổi doanh nghiệp (age), tổng tài
sản (size effects)…
Theo Fama và French (1998), chúng tôi bắt đầu với tất cả các doanh nghiệp có trong
COMPUSTAT cho giai đoạn 1965 đến 1992. Bởi vì chúng tôi sử dụng tỷ suất sinh lợi
của cổ phiếu để đo lường rủi ro, chúng tôi hạn chế mẫu của mình với những doanh nghiệp
mà tỷ suất sinh lợi là có sẵn trong cơ sở dữ liệu CRSP. Chúng tôi giảm (drop) 1% số
quan sát trong mỗi đuôi (each tail) của mỗi biến độc lập sử dụng trong hàm hồi quy mà
chúng tôi báo cáo, và yêu cầu các doanh nghiệp trong mẫu phải có tài sản ít nhất là một
triệu dollar.
Chúng tôi tập trung vào 3 phương pháp đo lường rủi ro. Cách thứ nhất đo lường rủi ro
hệ thống (systematic risk), là beta bình phương nhân phương sai của TSSL thị trường.
Cách thứ 2 đo lường rủi ro phi hệ thống (unsystematic risk), được tính bằng phương sai
của phần dư (residual) trong mô hình hồi quy thị trường (a market model regression).
Cách thứ 3 là tổng rủi ro (total risk) của doanh nghiệp, đo bằng phương sai của của TSSL
của chứng khoán.
Lý thuyết tài chính doanh nghiệp mà chúng tôi đề cập trong phần giới thiệu lập luận rằng
đo lường rủi ro kỳ vọng có liên quan đến việc định giá doanh nghiệp. Điều này yêu cầu
chúng tôi phải đo lường rủi ro dự kiến (expected risk). Cách tiếp cận thứ nhất là sử dụng
mô hình chuỗi thời gian. Cách tiếp cận này sẽ làm tăng yêu cầu về mặt dữ liệu và vì vậy
chúng ta cần có nhiều tỷ suất sinh lợi của chứng khoán trong quá khứ hơn. Cách tiếp cận
thứ 2 sẽ sử dụng độ bất ổn hàm ý (implied volatilities

b
). Tuy nhiên, chúng tôi muốn


b
Implied volatilities: Độ lệch chuẩn đạt được khi giá thị trường của một quyền chọn bằng với giá được
tính từ một mô hình định giá quyền chọn cụ thể - trang 714- Sách Quản trị rủi ro tài chính.
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 23



nghiên cứu của mình sử dụng một số lượng lớn chuỗi dữ liệu chéo (broad cross-section)
của các doanh nghiệp chứ không phải là chỉ các doanh nghiệp có sử dụng các quyền
chọn (traded options). Do đó, chúng tôi tiến hành theo cách dưới đây, cũng như hầu hết
các kiểm định trong bài nghiên cứu này. Khi chúng tôi xem xét q trong năm tài chính t,
đây là q tương ứng với dữ liệu có sẵn vào cuối năm t. Trọng tâm của phân tích là q trong
năm t có liên quan tới kỳ vọng rủi ro trong năm t+1. Chúng tôi xem rủi ro dự kiến trong
năm t+1 bằng rủi ro thực (
expected risk)
trong năm t+1. Rủi ro được đo lường không
theo bước đi ngẫu nhiên (random walks). Do đó, chúng ta không thể sử dụng rủi ro của
năm t như là kỳ vọng của rủi ro trong năm t+1. Nếu chúng ta sử dụng dữ liệu của năm
trước năm t+1 để dự báo cho rủi ro trong năm t+1, chúng ta cần sử dụng một mô hình
chuỗi thời gian (time-serial model). Sử dụng một mô hình như vậy sẽ buộc chúng ta phải
loại bỏ một số lượng lớn các doanh nghiệp trong mẫu nếu chúng ta muốn dự báo độ bất
ổn hàng năm. Sự lựa chọn thiên lệch (survivorship bias
c
) có thể làm cho kết quả bị hạn
chế

5
. Với kỳ vọng hợp lý, rủi ro trong năm t+1 thì bằng với kỳ vọng của thị trường
(market's expectation) cộng với một sai số ngẫu nhiên (random error). Chúng tôi không
quan sát kỳ vọng của thị trường của rủi ro doanh nghiệp cho năm t+1. Chúng tôi tính kỳ
vọng của thị trường là kỳ vọng của thị trường cộng với 1 sai số ngẫu nhiên. Sai số này
làm lệch (biases) của độ dốc (slope) của hệ số hồi quy hướng về 0 khi biến độc độc lập
chỉ đo lường rủi ro. Kết quả là, chúng tôi không tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa giữa sự
thay đổi trong rủi ro và sự thay đổi trong giá trị doanh nghiệp vì vấn đề sai số của biến
hồi quy (errors-in-variables problem
d
)


c
Survivorship bias là một loại của lựa chọn thiên lệch (selection bias) do quá tập trung vào một đối
tượng nào đó mà bỏ qua những đối tượng khác.
5
Duffee (1995) chỉ ra rằng, có mối quan hệ khá mạnh giữa độ bất ổn và TSSL với các doanh nghiệp mà
không tồn tại trong mẫu của anh ấy hơn là các doanh nghiệp có mặt.
d
Vấn đề sai số của biến hồi quy (Errors-in-variables problem) là vấn đề phát sinh khi sử dụng phương
pháp hồi quy 2 giai đoạn (two-pass regression methodology). Giai đoạn 1, betas của tài sản trong mô
Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 24



Chúng tôi ước lượng độ lệch chuẩn hàng năm của tỷ suất sinh lợi chứng khoán sử dụng
tỷ suất sinh lợi hàng ngày theo Schwert (1989) cho giai đoạn năm tài chính (không phải
năm dương lịch). Ước lượng của phương sai tỷ suất sinh lợi hàng năm thì tổng của bình

phương của log TSSL hàng ngày sau khi trừ đi bình quân log TSSL theo ngày trong năm
tài chính.















Với N
t
là log của TSSL ngày (daily return), r
jt
, trong năm tài chính t của doanh nghiệp j.
Để ước lượng rủi ro hệ thống và không hệ thống, chúng tôi sử dụng mô hình thị trường:


= 

+ 




+ 


Trong đó, r
ij
là log return của doanh nghiệp j trong ngày i và r
mi
là log return của chỉ số
CRSP có giá trị trọng số (CRSP value-weighted index) cho ngày i. Chúng tôi sử dụng
phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu (OLS) cho mô hình thị trường. Chúng tôi
ước lượng β’ theo Scholes-Williams, cũng cho kết quả tương tự. Rủi ro hệ thống là phép
nhân (product of) của β
j
2
và phương sai của value weight index return. Rủi ro phi hệ
thống là phương sai của 

. Tổng rủi ro là tổng của rủi ro hệ thống và phi hệ thống.
Bảng 1 cung cấp tóm tắt số liệu thống kê cho q và rủi ro mà chúng tôi đo lường. Không
ngạc nhiên, rủi ro không hệ thống lớn hơn nhiều so với rủi ro hệ thống. Giá trị trung bình
của q là dương. Rủi ro phi hệ thống, tổng rủi ro và q có phân phối lệch phải. Mức trung
bình của sai phân bậc 1 của rủi ro phi hệ thống cũng dương. Điều này là nhất quáng với
bằng chứng thực nghiệm về rủi ro phi hệ thống trong gian đoạn mẫu của chúng tôi, được
quan sát bởi Campbell and Lettau (1999) and Malkiel and Xu (1999).



hình được ước lượng bằng phương pháp OLS theo mô hình chuỗi thời gian của TSSL trên một số yếu tố.
Giai đoạn 2, TSSL của tài sản được hồi quy từ betas của phần 1.

Firm Value, Risk, And Growth Opportunities
Page 25



Bảng 1: Tóm tắt thống kê mô tả của q và rủi ro.

Note: Giai đoạn mẫu nghiên cứu từ 1965 đến 1992. Mẫu nghiên cứu bao gồm tấc cả các
doanh nghiệp trong COMPUSTAT với yêu cầu là dữ liệu về TSSL của chứng khoán phải
có sẵn trong CRSP và có tổng tài sản lớn hơn 1 triệu dollar. Theo Fama và French
(1988), một 1% số quan sát của mỗi đuôi (each tail) của mỗi biến độc lập được loại bỏ.
Q được định nghĩa là giá trị thị trường của doanh nghiệp chia giá trị sổ sách. Các biến
rủi ro được tính bằng cách sử dụng mô hình thị trường với chỉ số giá trị có trọng số
CRSP (the value-weighted CRSP index) như là đại diện cho danh mục thị trường. Rủi
ro hệ thống là tích số của beta mô hình thị trường và phương sai của TSSL của weighted
index return. Rủi ro phi hệ thống là phương sai của phần dư mô hình thị trường. Tổng
rủi ro là tổng của rủi ro hệ thống và phi hệ thống.