GIÁ TRỊ CÔNG TY, rủi RO và cơ hội TĂNG TRƯỞNG

Phụ lục:
Contents

Phụ lục hình:

1


TÓM TẮT
Dựa trên bài nghiên cứu Firm value, risk and growth oppoturnities, của hai tác giả Hyun-Han
Shin và René M.Stulz khi nghiến cứu mối quan hệ giữa Tobin’q (được đo lường bằng tỷ lệ giá trị
thị trường chia cho giá trị sổ sách của công ty) và rủi ró, thấy rằng: q có mối tương quan âm với
rủi ro phi hệ thống của VCSH và tương quan dương với rủi ro hệ thống của VCSH. Bên cạnh
đó, dựa trên ba lý thuyết chính dự báo mối quan hệ giữa q và rủi ro: lý thuyết quyền chọn tăng
trưởng, lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn tĩnh và quản trị rủi ro; những nghiên cứu về một số đặc
trưng quyền chọn của vốn chủ sở hữu-mà tiêu biểu là nghiên cứu của Merton, chúng tôi tiến
hành nghiên cứu cho Việt Nam với quy mô 100 công ty trong giai đoạn từ năm 2006-2013. Kết
quả nghiên cứu ngụ ý một kết quả tương tự cùa Hyun-Han Shin và René M.Stulz.

1 GIỚI THIỆU.
1. Mục tiêu nghiên cứu.
Trong bài, chúng tôi tiến hành nghiên cứu mối quan hệ giữa q và rủi ro, trong đó q được đo
lường bằng tỷ lệ giá trị thị trường chia cho giá trị sổ sách của công ty, đề kiểm ta xem: liệu q và
rủi ro công ty có tương quan nghịch với nhau hay không ? Bên cạnh đó, cũng muốn xem rằng,
ba lý thuyết lý thuyết quyền chọn tăng trưởng, lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn tĩnh và quản trị
rủi ro; những nghiên cứu về một số đặc trưng quyền chọn của vốn chủ sở hữu, có giải thích
được cho mối tương quan giữa q và rủi ro tại Việt Nam hay không.

2. Phương pháp nghiên cứu.
+ Dữ liệu: bao gồm 100 công ty, được niêm yết trên sàn chứng khoán HOSE, trong giai đoạn
2006-2013.

2


+ Phương pháp nghiên cứu: bài nghiên cứu tiến hành các mô hình hồi quy theo dữ liệu bảng
(panel data) với các hiệu ứng: random effect, fix effect và pool OLS.

3. Bố cục bài nghiên cứu.
• Phần 1: Giới thiệu: tổng quan về bài nghiên cứu, như: mục tiêu nghiên cứu, phương pháp.
• Phần 2: Tổng quan các nghiến cứu trước đây: trình bài nhưng nghiên cứu về rùi ro và q,
•
•
•
•
•

cũng như các lý thuyết chính dự báo về mối quan hệ này.
Phần 3: Lý thuyết nền tảng.
Phần 4: Phương pháp chọn mẫu và đo lường rủi ro.
Phần 5: Mối quan hệ giữa rủi ro và hệ số q.
Phần 6: Các yếu tố ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa rủi ro và q.
Phần 7: Mở rông cho Việt Nam

2 TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Mối quan hệ giữa chỉ số Tobin’s q và rủi ro đã được nhiều nhà nghiên cứu trên thế giới
phân tích và thảo luận trong một thời gian dài, đã có nhiều quan điểm khác nhau giải thích cho
mối quan hệ này và dường như vẫn chưa có hồi kết. Qua tìm hiểu chúng tôi thấy rằng những
quan điểm trái chiều của các bài nghiên cứu chủ yếu bắt nguồn từ lý thuyết mà các tác giả sử
dụng
2.1 Dựa theo tài chính hiện đại

Dòng tiền kỳ vọng có thể có mối liên hệ với rủi ro của dòng tiền. Giá trị công ty chia ra
thành giá trị tài sản hiện tại và giá trị cơ hội tăng trưởng. theo Tobin 1969 khi Q > 1, công ty sẽ
đẩy mạnh đầu tư để tăng trưởng vì việc huy động thêm vốn sẽ rẻ hơn do thị giá của công ty khá
cao so với chi phí huy động thêm vốn, ngược lại nếu Q < 1 thì công ty sẽ giảm đầu tư vì chi phí
huy động thêm vốn khá đắt, nghĩa là bán bớt vốn hiện vật đi hoặc giảm đầu tư xuống thấp hơn
mức khấu hao (depreciation) để vốn hiện vật tự động giảm dần.
Có một bài nghiên cứu đáng xem xét nhấn mạnh các thuộc tính quyền chọn của các cơ
hội tăng trưởng là “Investment Under Uncertainty” của Dixit và Pindyck (1993). Tác giả cũng
cho rằng một công ty với một cơ hội để đầu tư đang nắm giữ một "quyền chọn" tương tự như

3


một quyền chọn mua, nó đúng nhưng không phải là nghĩa vụ để mua một tài sản tại một thời
điểm trong tương lai theo sự lựa chọn của mình. Khi chi phí đầu tư không thể phục hồi, thì công
ty phải lựa chọn giữa quyền chọn và đầu tư nên từ bỏ hay thực hiện cái nào ngay từ bây giờ.
Công ty bỏ qua việc chờ đợi thông tin mới có thể ảnh hưởng đến kỳ vọng hoặc chi phí phát sinh
theo thời gian; khi đã lựa chọn thực hiện đầu tư cho dù thị trường có bất lợi thì công ty vẫn phải
tiếp tục thực hiện vì chi phí là không thể phục hồi. Và lúc này giá trị quyền chọn bị mất chính là
chi phí cơ hội phải được bao gồm như là một phần của chi phí đầu tư. Kết quả là, các quy tắc
NPV "đầu tư khi giá trị của một đơn vị vốn là tối thiểu bằng chi phí mua và lắp đặt" phải được
sửa đổi. Tác giả cũng ngụ ý quyền chon thực cũng cho thấy rằng sự không chắc chắn về lợi
nhuận tương lai trong giá sản phầm, chi phí đầu vào, tỷ giá, thuế và các quy định chính sách, có
tác động đến đầu tư quan trọng hơn nhiều so với mức độ tổng thể của lãi suất
Nếu các cơ hội tăng trưởng là quyền chọn thực trên các dòng tiền từ tài sản hiện tại thì
các doanh nghiệp có biến động lớn hơn (mức độ dao động cao hơn) sẽ có các cơ hội tăng trưởng
giá trị hơn giả định các yếu tố khác không đổi. Dưới cách nhìn về quyền chọn thực của cơ hội
tăng trưởng cho thấy rằng giá trị q của một doanh nghiệp sẽ tăng khi rủi ro tổng thể của doanh
nghiệp tăng.
2.2 Theo lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn tĩnh và quản trị rủi ro.

Như chúng ta đã biết tài trợ bằng vốn vay nợ tạo ra “lá chắn thuế” cho doanh nghiệp,
đồng thời giảm mức độ phân tán các quyết định quản lý (đặc biệt với số lượng hạn chế cơ hội
kinh doanh và đầu tư). Gánh nặng nợ, mặt khác, tạo áp lực với doanh nghiệp. Chi phí vay nợ có
tác động đáng kể tới vận hành kinh doanh, thậm chí, dẫn tới đóng cửa doanh nghiệp. Đồng thời
kỳ vọng cao vào hiệu quả sản xuất kinh doanh của các nhà đầu tư cũng tạo sức ép đáng kể cho
đội ngũ quản lý. Với nghiên cứu về lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn tĩnh, thì các doanh nghiệp có
sự đánh đổi giữa lợi ích từ tấm chắn thuế và chi phí kiệt quệ tài chính. Với một tỷ lệ nợ cho
trước, sự biến động vốn chủ sở hữu càng mạnh thì càng có nhiều khả năng các doanh nghiệp sẽ
phải chịu chi phí kiệt quệ tài chính. Các doanh nghiệp có thể giảm sự biến động của vốn chủ sở
hữu bằng cách giảm nợ (vì với tỷ lệ nợ mục tiêu đã được cho trước). Khi các yếu tố khác cân
bằng, sẽ tối ưu nếu các doanh nghiệp có chi phí kiệt quệ tài chính cao giảm nợ và do đó làm

4


giảm biến động về vốn chủ sở hữu. Nếu sự tương quan dương giữa nợ và biến động vốn chủ sở
hữu đủ mạnh, các doanh nghiệp có biến động vốn chủ sở hữu thấp hơn sẽ nhận được lợi ích từ
tấm chắn thuế ít hơn và q nhỏ hơn.Trong trường hợp này, chỉ số q của doanh nghiệp sẽ tương
quan âm với sự biến động vốn chủ sở hữu trong một số phạm vi.
Theo đó, lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn tĩnh (Jensen và Meckling-1976 và Jensen

1986) cho rằng: doanh nghiệp có thể dễ dàng và nhanh chóng đạt tới tỷ lệ nợ tối ưu duy
nhất để tối đa hóa giá trị doanh nghiệp và trong cả quá trình tồn tại của doanh nghiệp,
doanh nghiệp chỉ có một cấu trúc vốn tối ưu duy nhất. Cấu trúc vốn của công ty có thể
biến động, nhưng chi phí cho việc điều chỉnh về cấu trúc vốn mục tiêu (phát hành trái
phiếu, mua lại cổ phần…) thì tương đối thấp, mà vì thế mà công dể dàng tiến về cấu trúc
vốn mục tiêu. Lúc này, công ty sẽ đạt tới một cấu trúc cốn tối ưu, hay có tỷ lệ nợ/VCSH
(D/E) mà tại đó hiện giá tấm chắn thuế trừ cho chi phí kiệt quệ tài chính do nợ gây ra là
tối ưu. Như chúng ta đã biết:
(1)

Hay: (2)

5


Với một mức nợ cho trước, sự biến động VCSH, có khả năng làm cho giá trị E giảm, chính điều
này làm cho tỷ số D/E tăng và vượt qua mức tối ưu, ở đây chi phí kiệt quệ tài chính cao hơn hẳn
so với hiện giá tấm chắn thuế. Từ (1), ta có (2), tại đây ta thấy rõ ràng rằng biến động VCSH ( )
phụ thuộc vào tỷ lệ D/E: công ty có thể giảm biến động VCSH bằng cách giảm nợ. Tuy nhiên,
việc công ty giảm nợ và từ đó là giảm biến động VCSH từ đó làm giảm hiện giá tấm chắn thuế.
Nếu tỷ lệ đòn bẩy thấp hơn mức tối ưu, việc giảm nợ có thể làm giảm giá trị công ty, mà vì thế
mà ta có mối tương quan nghịch chiều giửa q và biến động VCSH.
Các nghiên cứu về quản trị rủi ro cho rằng doanh nghiệp có thể được hưởng lợi từ quản
trị rủi ro bởi vì nếu không có quản trị rủi ro thì rủi ro vượt trội làm gia tăng hiện giá của chi phí
kiệt quệ tài chính và có thể dẫn đến đầu tư dưới mức tối ưu nếu nguồn tài trợ từ bên ngoài và các
khoản tái thương lượng (renegotiations) thì rất tốn kém. Liên quan đến các vấn đề này, có rất
nhiều bài nghiên cứu trước đó đã đề cập. Điển hình như bài “Financing Policy, Basis Risk, and
Corporate Hedging: Evidence from Oil and Gas Producers” của Haushalter (2000) nghiên cứu
các chính sách phòng ngừa rủi ro của các nhà sản xuất dầu khí từ năm 1992 đến năm 1994 đưa
ra một mối quan hệ đồng biến giữa mức độ mà một công ty phòng ngừa rủi ro và đòn bẩy tài
chính. Đặc biệt, các công ty có đòn bẩy tài chính cao hơn thì quản lý rủi ro về giá rộng rãi hơn,
khả năng phòng ngừa rủi ro liên quan quy mô trong chi phí phòng ngừa rủi ro và dựa trên rủi ro
để đưa ra các công cụ phòng ngừa rủi ro. Sự tương quan giữa mức độ phòng ngừa rủi ro và đòn
bẩy tài chính hỗ trợ giả thuyết rằng quản trị rủi ro doanh nghiệp được sử dụng để giảm bớt chi
phí ký kết hợp đồng tài chính. NhưFroot, Scharfstein, và Stein (1993) lập luận rằng quản trị rủi
ro của công ty cho phép các công ty để có cơ hội đầu tư hấp dẫn hơn, và Smith và Stulz (1985)
và Bessembinder (1991) cho rằng quản trị rủi ro làm giảm chi phí phá sản dự kiến và việc thiếu
đầu tư. Kết quả trên cũng phù hợp với dự đoán của Stulz (1996), ông lập luận rằng công ty
phòng ngừa rủi ro có thể được xem như là một kỹ thuật cho phép các nhà quản lý để thay thế nợ

6


cho các chủ sở hữu. Kết quả là, chính sách quản trị rủi ro của công ty phải được thực hiện cùng
với các chính sách tài chính của mình.
Cũng cùng kết quả như trên trong “Why Firms Use Currency Derivative” của Geczy,
Minton, and Schrand (1997) kiểm tra việc sử dụng công cụ phái sinh tiền tệ để phân biệt giữa
các lý thuyết hiện có của hành vi phòng ngừa rủi ro. Các tác giả xem xét yếu tố quyết định của
doanh nghiệp sử dụng các phái sinh tiền tệ từ quan điểm của các nhà quản lý, chủ nợ và cổ
đông. Kết quả các kiểm định đơn biến cũng như đa biến về sự khác nhau giữa việc sử dụng công
cụ phái sinh tiền tệ và không sử dụng công cụ phái sinh chỉ ra rằng các công ty có sự kết hợp
giữa các cơ hội tăng trưởng cao nhưng khả năng tiếp cận thấp, với nguồn tài trợ nội bộ và bên
ngoài thì có nhiều khả năng sử dụng công cụ phái sinh tiền tệ. Kết quả này phù hợp với giả
thuyết cho rằng phòng ngừa rủi ro có thể giảm chi phí đầu tư dưới mức liên quan đến cơ hội đầu
tư khi có sự hiện diện của khó khăn tài chính.
Tiếp theo là bài “The impact of cash flow volatility on discretionary investment and the
costs of debt and equity financing” Minton và Schrand (1999) bằng cách sử dụng hồi quy cắt
ngang hàng năm của ngành công nghiệp các tác giả đã tìm thấy biến động dòng tiền có liên quan
với mức độ trung bình thấp hơn của đầu tư vào chi phí vốn, chi phí nghiên cứu và phát triển, và
các chi phí quảng cáo.Biến động dòng tiền cao hơn ngụ ý rằng một công ty nhiều khả năng có
những giai đoạn thiếu hụt dòng tiền nội bộ. Phân tích của chúng tôi cho thấy rằng các khi dòng
tiền thiếu hụt công ty có khả năng sẽ từ bỏ dự án thay vì thay đổi thời điểm đầu tư dự án phù
hợp với dòng tiền. Các công ty có thể làm giảm biến động dòng tiền nội bộ bằng cách sử dụng
các thị trường vốn bên ngoài nhưngvốn từ bên ngoài là tốn kém hơn vốn nội bộ. Do đó, các
doanh nghiệp đòi hỏi nhiều vốn từ bên ngoài so với vốn nội bộ sẽ phải đầu tư thấp hơn. Một tần
suất cao hơn của sự thiếu hụt dòng tiền không phải là lý do duy nhất cho rằng sự biến động ảnh
hưởng đến quyết định đầu tư. Biến động dòng tiền có tương quan dương đến chi phí tiếp cận
nguồn vốn từ bên ngoài của doanh nghiệp và tương quan âm đến đầu tư vì sự không hoàn hảo
của thị trường vốn bao gồm cả sự bất đối xứng thông tin và giao kết hợp đồng.
Ngoài ra còn có phân tích của Stulz, R. M., 1990, “Managerial discretion and optimal

financing policies” cho thấy rằng: Sự bất đối xứng thông tin giữa các nhà quản lý và các cổ đông

7


dẫn đến đầu tư không hiệu quả khi dòng tiền thấp. Sự cân bằng giữa chi phí và lợi ích của nợ
ngụ ý rằng có một khoản thanh toán nợ nhằm tối đa hóa giá trị công ty. Việc thanh toán nợ là
gây bất lợi cho các cổ đông vì rất có thể phải bỏ lỡ dự án tốt do thiếu hụt dòng tiền. Phân tích
của các tác giả cũng cho thấy đòn bẩy của công ty phụ thuộc rất nhiều vào sự phân bố xác suất
của dòng tiền và cơ hội đầu tư của công ty. Trong đó, cổ đông của một công ty với dòng tiền tự
do dự kiến âm, các cơ hội đầu tư kém có công ty phát hành nợ ít hơn vì lúc này công ty phải đối
mặt với rủi ro chi phí kiệt quệ tài chính tương đối lớn, trong khi các cổ đông của một công ty với
dòng tiền tự do dự kiến dương, cơ hội đầu tư tốt có thể muốn quản lý để gây quỹ nhiều hơn để
đầu tư vào dự án NPV dương. Dòng tiền nhiều biến động đáng kể làm cho đầu tư quá mức hoặc
dưới mức từ đó nhiều khả năng làm giảm giá trị công ty cho tất cả các mức độ nợ. Điều này cho
thấy sự đa dạng qua các dự án làm giảm chi phí đại diện của cơ quan quản lý quyết định bởi vì
nó làm cho dòng tiền có thể dự đoán trước hơn.
Nhìn chung, bài nghiên cứu của nhóm tác giả cung cấp bằng chứng về một mối quan hệ
nghịch biến giữa sự biến động dòng tiền với đầu tư và một mối quan hệ đồng biến giữa chi phí
trả lãi vay với sự biến động dòng tiền, điều này ủng hộ cho các lập luận của những bài nghiên
cứu về quản trị rủi ro, nhưng lại không có nghiên cứu nào tập trung vào mối quan hệ giữa giá trị
doanh nghiệp và rủi ro kỳ vọng. Về mặt lý thuyết, các nghiên cứu về quản trị rủi ro cho rằng
mối quan hệ cân bằng giữa rủi ro vốn chủ sở hữu và chỉ số q của doanh nghiệp có thể là đồng
biến hoặc nghịch biến. Để hiểu được điều này, tốt nhất là suy nghĩ về việc lựa chọn lượng phòng
ngừa tối ưu bằng cách thiết lập các chi phí biên của rủi ro không phòng ngừa bằng với chi phí
biên của rủi ro có phòng ngừa. Sẽ hợp lý khi giả định rằng chi phí biên của rủi ro không phòng
ngừa gia tăng cùng với mức độ rủi ro không phòng ngừa và chi phí biên của rủi ro có phòng
ngừa gia tăng cùng với số lượng rủi ro có phòng ngừa. Nếu hàm chi phí biên của việc gánh chịu
rủi ro không phòng ngừa khác nhau giữa các doanh nghiệp nhưng hàm chi phí biên củaviệc gánh
chịu rủi ro có phòngngừa lại không đổi, các doanh nghiệp có chi phí gánh chịu rủi ro không

phòng ngừa cao hơn sẽ có rủi ro không phòng ngừa ít hơn và có một mối quan hệ đồng biến
giữa rủi ro và chỉ số q. Nếu hàm chi phí biên của việc gánh chịu rủi ro không phòng ngừa là như
nhau giữa các doanh nghiệp nhưng hàm chi phí biên củaviệc gánh chịu rủi ro có phòng ngừa lại

8


khác nhau giữa các doanh nghiệp, thì điều ngược lại là đúng. Tuy nhiên, trong cả hai trường
hợp, biến ngoại sinh gia tăng trong rủi ro không được phòng ngừa sẽ đi cùng với một sự sụt
giảm trong chỉ số q của doanh nghiệp, dó đó dẫn đến một mối quan hệ nghịch biến giữa sự biến
động của rủi ro và sự biến đổi của chỉ số q.
2.3 Theo chiết khấu đa dạng hóa (the diversification discount).
Lý thuyết này cung cấp một lý do khác giải thích tại sao chỉ số q sẽ tăng cùng với rủi ro
doanh nghiệp. Để rõ hơn chúng ta sẽ cùng tìm hiểu bài nghiên cứu “Diversification’s effect on
firm value” của Berger và Ofek (1995) nghiên cứu về tác động của đa dạng hóa lên giá trị công
ty được ước lượng bằng giá trị của từng phân ngành được đa dạng hóa của công ty, nếu xem
từng ngành này như những công ty hoạt động riêng biệt. Và tác giả đã tìm thấy sự giảm giá trị
của các công ty đa ngành, tác giả ước lượng giá trị bị mất đi trung bình từ 13% đến 15% trong
khoảng thời gian 1986-91 trên mẫu đã thu thập, xảy ra trên các công ty với hầu hết các quy mô.
Tác giả thấy rằng đầu tư quá mức trong các phân đoạn từ ngành công nghiệp có đầu tư hạn chế
được đo lường bởi Tobin’s q (nhưng nó được giảm nhẹ khi đa dạng hóa là các ngành công
nghiệp liên quan) và trợ cấp chéo (cross-subsidization) góp phần làm giảm giá trị. Sự mất mát
do giảm giá trị này có thể được giảm nhẹ bởi lợi ích của sự đa dạng hóa thuế. Tác giả tìm thấy
hỗ trợ bổ sung đa dạng hóa làm giảm giá trị vì các ngành của công ty đa dạng có hoạt động sinh
lời thấp hơn kinh doanh đơn ngành.
Nhiều bằng chứng khác được đưa ra để chứng minh về sự giảm giá do đa ngành trong bài
nghiên cứu “Tobin's q, corporate diversification and firm performance” của Lang và Stulz
(1994). Nhóm tác giả đã tìm thấy Tobin’s q và đa dạng hóa công ty có mối quan hệ nghịch biến.
Mối quan hệ nghịch biến này duy trì cho các đo lường đa dạng hóa khác nhau và khi nhóm tác
giả kiểm soát những yếu tố quyết định khác đã biết của q. Các công ty đa dạng hóa có q trung

bình và trung vị thấp hơn đáng kể so với các công ty đơn ngành, do đó bằng chứng này cho thấy
các công ty đa dạng hóa luôn có giá trị thấp hơn các công ty chuyên môn hóa ngành. Giải thích
sự khác biệt này là do hiệu ứng ngành công nghiệp, nhưng nó lại không giải thích tất cả, do đó
nhóm tác giả so sánh q của công ty đa dạng hóa bằng cách ước tính q của chúng khi chúng được
chia thành các danh mục đầu tư của công ty chuyên ngành dưới giả định mỗi phân ngành của

9


công ty đa dạng hóa thì thừa kế q trung bình của các công ty chuyên ngành trong ngành công
nghiệp của chúng, nhóm tác giả thấy rằng q của công ty đa dạng hóa thì thấp hơn. Tác giả tiếp
tục cho thấy rằng sự khác biệt về giá trị chưa được giải thích ngay lập tức nhưng được biến đổi
bằng cách xem xét sự khác nhau trong quy mô hoặc kích thước R & D giữa đơn ngành và công
ty đa dạng hóa cao, hoặc bằng cách ràng buộc ngăn chặn các công ty đơn ngành tiếp cận thị
trường vốn. Sau khi kiểm tra tính vững, nhóm tác giả kết luận có sự giảm giá đa ngành trong bộ
dữ liệu của họ. Họ cho rằng giảm giá đa dạng hóa thì không vì hướng báo cáo hoặc những lợi
thế khôn ngoan của các công ty đa quốc gia mà tác giả không nắm bắt trong thử nghiệm của họ,
nhưng chỉ có thể cung cấp bằng chứng gián tiếp về những vấn đề đưa ra có sẵn thuộc dữ liệu.
Trong mẫu của tác giả, các doanh nghiệp trở nên đa dạng hóa thì nó xuất hiện sự yếu kém trước
khi trở nên đa dạng hơn. Lời giải thích cho điều này là vì các công ty này đã kiệt quệ về các cơ
hội tăng trưởng trong các hoạt động hiện tại, do đó nó tìm kiếm sự tăng trưởng thông qua đa
dạng hóa hơn.
Ngoài ra, những cứu khác cũng cho rằng giảm giá do đa ngành có thể do các nhà đầu tư
(cổ đông) thường tự đa dạng hóa danh mục của mình được, thậm chí với chi phí rẻ hơn nên học
không cần các công ty phải đa dạng hóa, hoặc khi đa dạng hóa thì có sự chi tiêu vốn cho nhiều
ngành của công ty sẽ dẫn đến trì hoãn khả năng trả nợ cho chủ nợ. Do đó, cổ đông và chủ nợ có
thể đánh giá thấp hơn về công ty đa dạng hóa dẫn đến giá thị của nó thấp hơn so với danh mục
các công ty chuyên ngành tương đương (tức là các ngành của các công ty chuyên ngành ứng với
các ngành của một công ty đa ngành).
Qua các bài nghiên cứu trên, lý thuyết giảm giá do đa ngành hàm ý rằng nếu các yếu tố

khác không đổi, một doanh nghiệp được đa dạng hóa nhìn chung sẽ có mức biến động thấp hơn
so với một doanh nghiệp đặc thù. Do đó, sự xuất hiện của giảm giá do đa dạng hóa cho thấy
rằng các doanh nghiệp có mức biến động cao hơn sẽ có giá trị cao hơn.
2.4 Theo định giá quyền chọn.
Cuối cùng trong phần tổng quan này chúng ta sẽ nói về các nghiên cứu định giá quyền
chọn, các nghiên cứu định giá quyền chọn dự đoán một mối quan hệ nghịch biến giữa những

10


thay đổi giá trị vốn chủ sở hữu và biến động vốn chủ sở hữu cho một doanh nghiệp có sử dụng
nợ khi tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp xét trên tổng thể có mức biến động không đổi.
Nhiều bài nghiên cứu xem xét mối quan hệ nghịch biến giữa biến động vốn chủ sở hữu
và biến động phụ thuộc vào đòn bẩy trên cả cấp độ thị trường và công ty. Cụ thể, bài nghiên cứu
của Black, F., 1976 “Studies of stock price volatility changes”,bài nghiên cứu giả sử rằng sử
dụng độ lệch chuẩn của tỉ suất sinh lợi cố phiếu tương lai (tính bằng đơn vị hàng năm) như một
cách giải đáp cho biến động của nó. Tác giả đã tin rằng trong một thời gian dài tỷ suất sinh lợi
cổ phiếu có liên quan đến những thay đổi biến động. Dự đoán những thay đổi biến động trong
tương lai có nghĩa là dự đoán hướng và kích thước của những thay đổi trong biến động nhưng
không thực hiện được điều này bởi vì không thể đoán trước lợi nhuận cổ phiếu trong tương lai.
Có lẽ một số mối quan hệ nhân quả giữa lợi nhuận cổ phiếu, thay đổi biến động, và các biến có
liên quan. Có lẽ mối quan hệ nhân quả rõ ràng nhất bắt đầu từ những thay đổi giá trị của công ty
trong tỉ suất sinh lợi cổ phiếu và thay đổi biến động. Sự sụt giảm giá trị của công ty sẽ tác động
tiêu cực đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu của mình, và thường làm tăng đòn bẩy của các cổ phiếu.
Ví dụ: giả sử công ty có 6$ triệu cố phiếu, 4$ triệu trái phiếu, tổng giá trị công ty là 10$
triệu. nếu giá trị công ty giảm xuống còn 5$ triệu thì giá trị trái phiếu phải giảm xuống còn
3$triệu, cổ phiếu sẽ giảm xuống còn 2$ triệu. Điều này có nghĩa là cổ phiếu giảm từ 6$ triệu
xuống còn 2$ triệu, tỉ số D/E tăng từ 2/3 đến 3/2. Việc tăng trong tỉ số D/E sẽ chắc chắn rằng sẽ
tăng trong biến động cổ phiếu.
Khi có thông tin xấu, giá cố phiếu sẽ giảm, và biến động của cổ phiếu sẽ tăng lên. Khi có

thông tin tốt thì giá cổ phiếu tăng và biến động cổ phiếu sẽ giảm. Tuy nhiên, tỷ suất sinh lợi tăng
1% sẽ gắn với thay đổi biến động giảm ít hơn 1%, tỷ suất sinh lợi giảm 1% liên quan với thay
đổi biến động tăng nhiều hơn 1% trong 1 vài lần thay đổi biến động hơn 2%. Mối quan hệ mạnh
mẽ giữatỷ suất sinh lợi cổ phiếu và thay đổi trong biến động ngụ ý rằng có sự tham gia của các
yếu tố khác trong đó có đòn bẩy. Có một mối quan hệ nhân quả, tác động từ tỷ suất sinh lợi đến
thay đổi biến động là nguyên nhân trực tiếp, và từ thay đổi biến động lên tỷ suất sinh lợi cố
phiếu là nguyên nhân gián tiếp. Thay đổi trong biến động có thể được nhìn thấy dễ dàng bằng
cách nhìn vào giá cổ phiếu hiện tại, vì các thông tin được công khai. Bất kì cơ hội lợi nhuận từ

11


việc sử dụng các thông tin này chắc chắn thời gian dài sẽ bị loại bỏ. Một tác động của nguyên
nhân trực tiếp chúng ta có thể kì vọng ngay lập tức. Một sự thay đổi trong giá trị công ty gây ra
đồng thời sự thay đổi giá cổ phiếu và biến động của cổ phiếu. Tóm lại, chúng ta có thể thấy rằng
bài nghiên cứu đã xem xét tới mối quan hệ tiêu cực giữa giá trị vốn cổ phần và biến động có phụ
thuộc vào đòn bẩy.
Bài viết “Why Does Stock Market Volatility Change Over Time?” của Schwert (1987)
phân tích mối quan hệ giữa biến động cổ phiếu với các biến động kinh tế vĩ mô thực và danh
nghĩa, hoạt động kinh tế, đòn bẩy tài chính và hoạt động giao dịch cổ phiếu bằng cách sử dụng
dữ liệu hàng tháng từ năm 1857 đến năm 1987. Ông đưa ra kết quả rằng đòn bẩy tài chính ảnh
hưởng đến biến động cổ phiếu, cụ thể hơn là biến độngcổ phiếu tăng lên cùng với đòn bẩy tài
chính. Khi giá cổ phiếu giảm thấp so với giá trái phiếu, hoặc khi công ty phát hành trái phiếu
mới với tỷ lệ lớn hơn vốn chủ sở hữu mới so với cơ cấu vốn trước đó, biến động cổ phiếu tăng.
Kết quả này phù hợp với dự đoán của Black và Christie. Tuy nhiên, điều này chỉ giải thích được
một phần nhỏ trong những thay đổi trong biến động cổ phiếu theo thời gian. Ngoài ra, lãi suất và
biến động tỉ suất sinh lợi trái phiếu doanh nghiệp có liên quan với biến động tỉ suất sinh lợicổ
phiếu. Một lập luận khác giúp giải thích tại sao cổ phiếu lại biến động thay đổi theo thời gian là
ở cấp độ tổng thể, giá trị vốn chủ sở hữu của công ty rõ ràng phụ thuộc vào sức khỏe của nền
kinh tế. Nếu tỷ lệ chiết khấu là không đổi theo thời gian, phương sai có điều kiện của giá cổ

phiếu là tỷ lệ thuận với phương sai có điều kiện của các dòng tiền kỳ vọng tương lai. Như vậy,
rất có thể những thay đổi trong mức độ không chắc chắn về điều kiện kinh tế vĩ mô trong tương
lai sẽ gây ra một sự thay đổi tỷ lệ trong biến động lợi nhuận cổ phiếu.
Tiếp theo là các bài nghiên cứu những thay đổi giá trị vốn chủ sở hữu và biến động ở cấp
độ công ty như “ Stock price dynamics and Firm size: An empirical investigation” của YinWong Cheung và Lilian, “Stock return and volatility. A firm-level analysis” của Duffee (1995)
và “Asymmetric volatility and risk in equity markets” của Bekaert và Wu (2000).Cụ thể, trong
bài nghiên cứu của Yin-Wong Cheung và Lilian, nhóm tác giả đã sử dụng mô hình EGARCH, và
thấy những mẫu hình phù hợp trong thuộc tính chuỗi thời gian của lợi nhuận cổ phiếu qua các
công ty khác nhau về giá trị thị trường. Đồng thời tác giả đã lấy mẫu cổ phiếu AMEX-NYSE

12


đưa ra mối quan hệ nghịch biến giữa giá cổ phiếu và biến động cổ phiếu tương lai, một hiện
tượng phổ biến được quy cho tác động của nợ. Kết quả thể hiện rằng biến động cổ phiếu của
những công ty nhỏ hướng đến thì phản ứng để thay đổi giá cổ phiếu của chúng. Hơn nữa,
phương sai có điều kiện của tỉ suất sinh lợi cổ phiếu trung bình trở nên ít nhạy cảm hơn để thay
đổi trong giá cổ phiếu. Điều này có lẽ là kết quả tính thanh khoản được tăng cường của công ty
qua thời kỳ mẫu.
Tiếp theo là bài nghiên cứu của Duffee (1995), tác giả đưa ra một mối quan hệ đồng biến
mạnh mẽ tỉ suất sinh lợi cổ phiếu và biến động. Mối quan hệ giữa tỉ suất sinh lợi công ty và biến
động kỳ trước thì yếu hơn rất nhiều. Mối quan hệ này đồng biến ở tần số ngày, nghịch biến ở tần
số hàng tháng. Những mối quan hệ đó chủ yếu giải thích cho phát hiện của Black, Chhristie và
Cheung and Ng rằng tỉ suất sinh lợi cổ phiếu của công ty và thay đổi trong biến động thì tương
quan âm. Tác giả đã đề nghị một cách giải thích mới cho mối quan hệ tiêu cực giữa tỷ suất sinh
lợi cổ phiếu hiện tại và những thay đổi trong biến động tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trong tương lai
ở cấp độ doanh nghiệp. Trong phần lớn, mối quan hệ này là kết quả của một mối tương quan
dương đồng thời giữa tỷ suất sinh lợi và biến động biến động tỷ suất sinh lợi. Xác định tỷ suất
sinh lợicổ phiếu của một công ty từ khi kết thúc thời kỳ t - 1 đến kết thúc thời kỳ t như . Xác
định ước tính độ lệch chuẩn của tỷ suất sinh lợi này là . Các mối quan hệ tiêu cực tương ứng với

λ<0,

Tác động đòn bẩy hàm ý rằng các công ty có đòn bẩy cao hơn thể hiện một mối quan hệ
nghịch biến mạnh mẽ giữa lợi nhuận hiện tại và biến động tương lai hơn so với các công ty có
đòn bẩy thấp. Một số độc giả đã cho rằng mối quan hệ đồng biến giữa tỉ suất sinh lợi và biến
động có thể được giải thích bằng cách xem cổ phiếu của một công ty như một quyền chọn đối
với tài sản của công ty. Vì giá của một quyền chọn tăng lên khi sự biến động tài sản cơ sở tăng
lên, người ta có thể nghĩ rằng giá cổ phiếu sẽ tăng khi sự biến động của giá trị công ty (và do đó
sự biến động của giá trị của các cổ phiếu) tăng lên. Tuy nhiên, lời giải thích này có nghĩa là các

13


công ty có đòn bẩy cao hơn nên thể hiện mối tương quan đồng biến mạnh mẽ hơn giữa tỉ suất
sinh lợi cổ phiếu và biến động hơn các công ty có đòn bẩy thấp; ví dụ, vốn chủ sở hữu của công
ty có đòn bẩy cao hơn là 'option-like'. Ý nghĩa này là không phù hợp với kết quả của tác giả.
Cuối cùng là bài nghiên cứu “Asymmetric volatility and risk in equity markets” của
Bekaert và Wu (2000). Bài nghiên cứu xem xét tác động của “hiệu ứng đòn bẩy” và “phần bù rủi
ro theo thời gian” giải thích biến động bất cân xứng bất thường ở cả cấp độ công ty và thị trường
. Tác giả đưa ra mô hình CAPM có điều kiện với GARCH in –mean pareterization ứng với 4
danh mục từ 225 cổ phiếu Nikkei. Về danh mục thị trường, một danh mục đòn bẩy cao và một
danh mục đòn bẩy vừa phải, rõ ràng bất cân xứng ảnh hưởng chính xuất hiện từ cú sốc thị
trường.Về danh mục đòn bẩy thấp, bất cân xứng thì có ý nghĩa đáng kể nhưng độ lớn thì nhỏ
hơn và xuất hiện từ cú sốc công ty cụ thể.
Biến đòn bẩy là thống kê quan trọng trong phương sai có điều kiện cân bằng, đặc biệt cho
các danh mục đòn bẩy thấp. Tuy nhiên, ảnh hưởng của chúng lên biến động dường như nhỏ so
với bất cân xứng chung thông qua cú sốc trong GARCH. mặc dù nhìn chung thỉnh thoảng chúng
mới bất cân xứng mạnh. Cơ chế chính đằng sau bất cân xứng cho danh mục có đòn bẩy cao và
vừa phải là bất cân xứng hiệp phương sai. Cú sốc nghịch biến làm tăng hiệp phương sai có điều
kiện đáng kể, nhưng ngược lại cú sốc đồng biến lại tác động hỗn hợp trong hiệp phương sai có

điều kiện. Hiện tượng này có thể là một phần do tác động đòn bẩy thuần túy. Betas có điều kiện
không vận hành như câu chuyện dự đoán đòn bẩy, ngoại trừ danh mục có đòn bẩy thấp. Kết quả
cùng thực hiện của chúng tôi cho thấy rằng “ hiệu ứng đòn bẩy” có thể hiểu sai. Mặc dù kết quả
dường như không phù hợp với sự tồn tại của “phần bù rủi ro theo thời gian” và sự phản hồi của
biến động, có thể có những nhân tố khác hướng tới kết quả.
Bằng chứng từ những bài nghiên cứu cho thấy trong các mô hình chuỗi thời gian thì mối
quan hệ nghịch biến giữa vốn chủ sở hữu và mức biến động không thể được giải thích chỉ bằng
đòn bẩy. Do đó, các bài nghiên cứu này đặt ra câu hỏi về việc giải thích mối quan hệ nghịch biến
giữa giá trị vốn chủ sở hữu và sự biến động.

14


3 LÝ THUYẾT NỀN TẢNG
Trong phần này, chúng ta sẽ thảo luận các dự đoán về mối quan hệ giữa rủi ro và giá trị
công ty chi tiết hơn. q là giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu (E) cộng với nợ ( D ) rồi chia cho
tổng tài sản (A), hay (E + D)/A. Trong nghiên cứu của chúng tôi, D được đo bằng giá trị sổ sách
vì giá trị thị trường của nợ không có sẵn cho các mẫu như của chúng ta. Nghiên cứu thực
nghiệm của chúng tôi sử dụng các cách khác nhau đo lường rủi ro, trừ khi có quy ước khác, rủi
ro được hiểu là tổng thể rủi ro, bao gồm rủi ro hệ thống và rủi ro không hệ thống. Chúng tôi
phân chia các phân tích thành ba phần. phần đầu, chúng tôi thảo luận về tác động của quyền
chọn tăng trưởng trong mối quan hệ giữa q của công ty và rủi ro.Thứ hai, chúng tôi sẽ bắt nguồn
từ các dự đoán của lý thuyết cấu trúc vốn cố định và các lý thuyết quản trị rủi ro trong mối quan
hệ giữa q và rủi ro. Thứ ba, chúng tôi nghiên cứu những tác động thực tế rằng vốn chủ sở hữu là
một quyền chọn mà có giá trị phụ thuộc vào đặc tính biến động của nó từ phép phân tích thực
nghiệm của chúng tôi. Cuối cùng, chúng tôi tóm tắt các giả thuyết có thể kiểm chứng được.
3.1 Các cơ hội tăng trưởng và mối quan hệ giữa q của công ty và rủi ro
Để hiểu được tác động của các cơ hội tăng trưởng trong mối quan hệ giữa q công ty và
rủi ro, chúng ta xem xét một công ty 100% vốn chủ sở hữu. Chúng tôi giả định thêm rằng công
ty có một tài sản hiện hữu cộng với một cơ hội tăng trưởng. Giá trị của tài sản hiện hữu là A,

được cho sẵn và không phụ thuộc vào sự biến động tỷ suất sinh lợi của nó. Nếu có cơ hội tăng
trưởng từ cơ hội mở rộng công ty bằng cách có được w hơn là tài sản hiện hữu với một mức chi
phí K, giá trị của công ty sẽ là A + C, trong đó C là giá trị của một quyền chọn mua theo wA với
giá thực hiện bằng với yêu cầu đầu tư K. với các giả định trên, cơ hội tăng trưởng mở rộng đồng
nghĩa với một cơ hội đầu tư. Mà cơ hội đầu tư cũng giống như một quyền chọn mua trong tài
chính. Người nắm giữ quyền chọn có quyền nhưng không bắt buộc mua một tài sản tại mức giá
đã ấn định vào một thời điểm cố định trong tương lai. Một khi quyền chọn đã được thực
hiện(quyết định mua tài sản hay đầu tư), chi phí bỏ ra để có được quyền chọn này không thể
khôi phục lại được, dù có bán lại được tài sản cho một nhà đầu tư khác(Bởi vì, những người mua
lại tài sản đã qua sử dụng trên thị trường không thể đánh giá được chính xác chất lượng của tài
sản và họ sẽ đề nghị một mức giá tương đương với một chất lượng trung bình trên thị trường.

15


Những người bán biết rõ giá trị tài sản của họ nhưng đành phải miễn cưỡng bán với giá này) cho
việc thực hiện quyền chọn là không thể đảo ngược(khoảng mất mát này có thể xem tương tự như
phí trong quyền chọn tài chính). Một công ty với một cơ hội đầu tư cũng tương tự, họ được
quyền lựa chọn để đầu tư ngay bây giờ hoặc trong tương lai và bỏ ra chi phí thực hiện (giá thực
hiện), đổi lại họ có được tài sản (dự án) và thu lời. Tài sản ấy có thể được bán lại cho các công
ty khác, nhưng việc thực hiện đầu tư thì không thể đảo ngược. Giống như giá của quyền chọn
mua tài chính, quyền được lựa chọn đầu tư này cũng có một phần giá trị, bởi vì giá trị thu được
trong tương lai của tài sản là không chắc chắn. Nếu tài sản tăng giá trị, lợi nhuận ròng từ việc
đầu tư sẽ tăng theo. Nhưng nếu giá trị của tài sản giảm, công ty sẽ thôi không đầu tư và sẽ phải
chịu phần chi phí để có được cơ hội đầu tư.
Một khi đã thực hiện đầu tư (thực hiện quyền chọn) thì đồng nghĩa với công ty bỏ qua cơ
hội chờ đợi để có những thông tin mới có khả năng ảnh hưởng đến mong muốn và thời điểm đầu
tư, cũng như không thể đầu tư lại khi điều kiện thị trường thay đổi. Mặt khác, giá trị mất đi để
có được quyền chọn này là một chi phí cơ hội và sẽ được tính toán như một bộ phận của chi phí
đầu tư.(chi phí cơ hội này tương tự như phí quyền chọn trong quyền chọn tài chính).

Doanh nghiệp chỉ thực hiện quyền chọn thực khi giá trị của tài sản thực thay đổi theo
chiều hướng thuận lợi. Và cơ hội tăng trưởng bây giờ là từ hoạt động mở rộng công ty, họ đã
thực hiện quyền chọn thực (quyền chọn thực lúc này sẽ tương tự như là một quyền chọn mua
kiểu Mỹ) và bỏ ra chi phí(giá thực hiện) để có được tài sản A và kỳ vọng thu được lời trong
tương lai. Mà giá trị của quyền chọn thực sẽ càng lớn khi tính không ổn định của giá trị tài sản
thực(tính bất ổn của dòng tiền) trong tương lai càng lớn( giống như quyền chọn tài chính, các
nhà đầu tư chi trả cho giá trị thời gian của quyền chọn mua dựa trên độ bất ổn của giá cổ phiếu
trong tương lai. Nếu giá cổ phiếu đang ở trạng thái DITM hay DOTM thì giá trị thời gian của
quyền chọn sẽ rất thấp, do ở những điểm này tính bất ổn của quyền chọn mua thấp hơn khi mà
giá cổ phiếu gần với giá thực hiện(tính bất ổn cao hơn) và sẽ có giá trị thời gian cao hơn). Và do
đó, Quyền chọn tăng trưởng thường sẽ có giá trị đối với các công ty biến động cao (đối mặt với
rủi ro cao hơn) thì giá thực hiện các quyền chọn sẽ lớn cho những công ty này, C sẽ tăng dẫn đến
gía trị doanh nghiệp V (V=A+C) cũng sẽ tăng theo, kéo theo q cũng tăng(do những giả định của

16


chúng tôi, một gia tăng phương sai của tỷ lệ thay đổi trong A không ảnh hưởng đến A nhưng làm
tăng C. Như vậy, q sẽ bằng (A + C)/A. Do đó, đối với một giá trị nhất định của A, q là một hàm
gia tăng theo phương sai của A. một sự gia tăng A nhất thiết sẽ tăng q vì nó làm tăng giá trị cơ
hội tăng trưởng của công ty). Điều này ngụ ý một mối tương quan dương giữa những thay đổi
trong rủi ro công ty và những thay đổi trong q. Tuy nhiên, đối với một công ty bất kỳ, một sự gia
tăng biến động giữ K, w, và A không đổi nhưng nhất thiết phải tăng q( vì C tăng, quyền chọn
thực càng có giá trị).Tuy nhiên, lý thuyết quyền chọn thực không đưa ra dự đoán rõ ràng cho
mối quan hệ giữa phương sai của vốn chủ sở hữu và q. Ví dụ, không gì có thể loại trừ khả năng
rằng các công ty không ổn định cao thì có K cao. Nếu tồn tại mối tương quan dương giữa biến
động vốn chủ sở hữu và K đủ lớn, thì sẽ tồn tại một mối quan hệ tương quan âm giữa q và biến
động vốn chủ sở hữu.
3.2 Lý thuyết cấu trúc vốn và quản trị rủi ro
Để đơn giản hóa việc phân tích, ta xem xét một mô hình mà có các cú sốc tiêu cực lớn

đến dòng tiền – và vì thế giá trị công ty chịu một chi phí cố định cao làm suy giãm giá trị doanh
nghiệp. Đặc biệt, những cú sốc như vậy làm tăng chi phí kiệt quệ tài chính và giảm các lợi ích
tấm chắn thuế của nợ. Nếu các công ty có chi phí phòng ngừa, chúng sẽ làm điều đó và sẽ có
được giá trị cao hơn. Hơn nữa, ở mức rủi ro thấp hơn, họ có thể vay nợ nhiều hơn, do đó họ sẽ
có một lợi ích lớn hơn từ tấm chắn thuế của việc vay nợ. Chúng ta có thể mô hình hóa tình
huống này như một nơi mà một công ty chịu chi phí của việc gánh chịu rủi ro không phòng
ngừa. Giả sử rằng chi phí việc gánh chịu rủi ro không phòng ngừa là một hàm tăng lồi của rủi ro
không phòng ngừa của công ty, khi rủi ro không phòng ngừa là rủi ro dòng tiền sau khi được
phòng ngừa. Công ty cũng có một chi phí rủi ro phòng ngừa (công ty cũng có một chi phí phòng
ngửa rủi ro). Giả sử rằng chi phí này là tăng và lồi. Các công ty có thể sử dụng công cụ tài chính
phái sinh đơn giản vanilla để phòng ngừa một số rủi ro. Tài chính phái sinh đơn giản vanilla
thường có chi phí giao dịch rất thấp. Một số rủi ro gây nhiều khó khăn hơn và tốn kém hơn để
phòng ngừa, do đó càng phòng ngừa để giảm thiểu rủi ro thì càng tốn kém.Tổng chi phí từ việc
chịu đựng một lượng rủi ro không phòng ngừa của công ty là tổng chi phí gánh chịu rủi ro
không phòng ngừa cộng với chi phí phòng ngừa rủi ro để đạt được mức rủi ro không phòng

17


ngừa. Công ty có một mức tổng rủi ro không phòng ngừa tối ưu để chi phí ròng rủi ro không
phòng ngừa được giảm mức tối thiểu.
Mức rủi ro không phòng ngừa tối ưu được xác định bằng cách thiết lập các chi phí biên
chịu đựng rủi ro không phòng ngừa bằng với chi phí biên của việc phòng ngừa rủi ro.

Figure 1mức rủi ro không phòng ngừa tối ưu cho 1 công ty

MU: Chi phí biên gánh chịu rủi ro không phòng ngừa.
MH: Chi phí biên phòng ngừa rủi ro.
U*: Tại đây MU=MH
Ta có:

Tổng chi phí chịu đựng một
lượng rủi ro không phòng ngừa

=

Chi phí gánh chịu rủi ro
không phòng ngừa

+

Chi phí phòng
ngừa rủi ro

• Vì chi phí gánh chịu rủi ro không phòng ngừa là một hàm tăng lồi của rủi ro không phòng
ngừa. Nên ở mức rủi ro không phòng ngừa càng cao thì chi phí gánh chịu rủi ro không
phòng ngừa càng cao.

18


• Vì chi phí phòng ngừa rủi ro là một hàm tăng lồi và rủi ro được phòng ngừa là mức chênh
lệch của tổng rủi ro chưa được phòng ngừa và rủi ro không phòng ngừa, nên ở mức rủi ro
không phòng ngừa càng thấp thì chi phí phòng ngừa rủi ro càng cao.
Bây giờ chúng ta xem xét tại mức rủi ro không phòng ngừa U*
Ở mức rủi ro không phòng ngừa thấp hơn U* thì MUngừa sẽ làm chi phí gánh chịu rủi ro không phòng ngừa tăng thêm nhưng nhỏ hơn mức giảm của
chi phí phòng ngừa rủi ro. Vì thế doanh nghiệp sẽ có xu hướng tăng rủi ro không phòng ngừa
đến mức U* để giảm tổng chi phí chịu đựng một lượng rủi ro phòng ngừa.
Vậy trên mức U* thi sao? Ở mức rủi ro không phòng ngừa cao hơn U* thì MU>MH, việc
tăng rủi ro không phòng ngừa sẽ làm chi phí gánh chịu rủi ro không phòng ngừa tăng thêm

nhiều hơn mức giảm của chi phí phòng ngừa rủi ro. Vì thế việc tăng rủi ro không phòng ngừa
lúc này chỉ làm tổng chi phí chịu đựng một lượng rủi ro không phòng ngừa.
=>Vì thế U* là mức rủi ro không phòng ngừa tối ưu để tổng chi phí chịu đựng một lượng rủi ro
không phòng ngừa là thấp nhất.
Với giả định của chúng tôi, chi phí biên gánh chịu rủi ro không phòng ngừa gia tăng cùng
với rủi ro không phòng ngừa và chi phí biên của việc phòng ngừa rủi ro giảm cùng với rủi ro
không phòng ngừa. hình 1 cho thấy hai hàm chi phí của việc gánh chịu rủi ro không phòng ngừa
và phòng ngừa rủi ro. Giả định các công ty sẽ khác nhau hàm chi phí biên gánh chịu rủi ro
không phòng ngừa nhưng có cùng hàm chi phí biên của việc phòng ngừa rủi ro, trong trường
hợp này, hàm chi phí biên gánh chịu rủi ro không phòng ngừa của các công ty sẽ trượt trên
đường cong chi phí biên phòng ngừa rủi ro.

19


Figure 2 các công ty có cùng hàm chi phí biên của rủi ro phòng ngừa, nhưng khác nhau ở rủi ro không phòng ngừa

Các công ty có hàm chi phí biên gánh chịu rủi rokhông phòng ngừa cao, sẽ có ít rủi ro
không phòng ngừa hơn (U* nhỏ hơn) như trong hình 2. Các công ty có ít các rủi ro không phòng
ngừa sẽ có q thấp hơn, vì sự kết hợp giữa tổng chi phí từ việc gánh chịu rủi ro không phòng
ngừa và phòng ngừa rủi ro sẽ cao hơn. Do đó các công ty có nhiều rủi ro không phòng ngừa hơn
sẽ có giá trị cao hơn vì giá trị của việc quản trị rủi lớn hơn so với những công ty khác.

20


Figure 3 tác động trên rủi ro phòng ngừa tối ưu khi có sự gia tăng rủi ro công ty trước khi được phòng ngừa

Bây giờ sẽ xem xét sự ảnh hưởng của một sự gia tăng ngoại sinh của rủi ro trước khi
được phòng ngừa. Sự dịch chuyển của đường cong chi phí biên phòng ngừa rủi ro sang phải và

dời lên trên, trong khi đường cong chi phí biên gánh chịu rủi ro không phòng ngừa được giữ
không đổi như hình 3. Theo sau một sự gia tăng rủi ro trước khi được phòng ngừa dẫn đến công
ty phải nhận một mức chi phí gánh chịu rủi ro không phòng ngừa lớn hơn và phải trả nhiều tiền
hơn để phòng ngừa rủi ro. Kết quả là, q của công ty giảm xuống bằng với mức độ gánh chịu rủi
ro không phòng ngừa tăng. Do đó, có một mối tương quan âm giữa những thay đổi trong rủi ro
không phòng ngừa và những thay đổi của q.
3.3 Vốn chủ sở hữu là quyền chọn và mối quan hệ giữa q của công ty và rủi ro
Một số tài liệu nghiên cứu, với những tham khảo về các tài liệu định giá quyền chọn, đã
nhấn mạnh mối quan hệ giữa biến động vốn chủ sở hữu (VCSH) và đòn bẩy của công ty. Những
bài nghiên cứu đó đã cho thấy một mối quan hệ nghịch giữa giá trị VCSH và biến động VCSH
mà một phần nguyên nhân là do lực tác động của hiệu ứng đòn bẩy. Christie (1982) cho thấy
biến động VCSH có mối tương quan thuận với đòn bẩy tài chính, bên cạnh đó ông cũng cho
thấy mối tương quan nghịch chiều giữa biến động và giá trị VCSH được tìm thấy là do tác động

21


từ đòn bẩy tài chính-nguyên nhân chính để giải thích cho mối quan hệ này là hiệu ứng đòn bẩy
(leverage effect), trong đó hiệu ứng đòn bẩy thừa nhận rằng khi giá cổ phiếu của một công ty
giảm, làm giãm giá trị VCSH, điều này sẽ làm tăng đòn bẩy tài chính của công ty, dẫn đến sự gia
tăng biến động trong tương lai của vốn chủ sở hữu (Black, Christie).
Theo đó, hiệu ứng đòn bẩy có thể được phát biểu một cách đơn giản như sau. Giả sử một công
ty có một cấu trúc vốn bao gồm có nợ và VCSH, trong đó nợ được giả sử là không có rủi ro.
Trong trường hợp này, thay đổi trong giá trị công ty được thể hiện hoàn toàn thông qua thay đổi
của VCSH. Ta có giá trị công ty V=E+D; và E=N.S, biểu thị tổng giá trị thị trường hiện nay của
N cổ phiếu của một công ty cổ phần với giá thị trường hiện tại là S; trong khi D là giá trị sổ sách
của nợ. Lúc này tất cả sự thay đổi trong toàn bộ giá trị công ty-∆V sẽ phát sinh thông qua thay
đổi của chứng khoán, vì thế mà ta có ∆V=∆E. Phần trăm thay đổi trong giá chứng khoán như
sau:

Lúc này, ta thấy rằng: khi có một sự sụt giảm trong giá của chứng khoán, sẽ làm giảm E để từ đó
mà tỉ số đòn bẩy của công ty gia tăng, từ đó sẽ làm tăng biến động của chứng khoán hay biến
động VCSH. Ta có thể viết công thức trên như sau:
σs = σe = σv.(1+)
Trong đó, σe là biến động của VCSH, σv là biến động của giá trị công ty. Theo đó, khi σv không
đổi, biến động của VCSH σe sẽ tăng khi giá chứng khoán giảm (giảm giá trị VCSH).
Nhưng một số nghiên cứu gần đây thấy rằng đòn bẩy chỉ có thể giải thích một phần mối
quan hệ nghịch giữa tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu và đòn bẩy. Như nghiên cứu của Schwert
(1989) cho thấy khi đòn bầy của công ty gia tăng sẽ dẫn đến gia tăng biến động tỷ suất sinh lợi
của chứng khoán. Nhưng mô hình chỉ giải thích được mối quan hệ này ở một khoảng thời gian
nhất định và không đúng cho toàn bộ khoảng thời gian của thị trường. Còn Cheung và Ng

22


(1992) và Duffie (1995) thấy rằng mối quan hệ nghịch giữa các mức độ giá cổ phiếu và biến
động thì mạnh mẽ hơn đối với các công ty nhỏ hơn.
Theo nghiên cứu của Duffie (1995)- Stock returns and volatility A firm-level analysis, cho
rằng hiệu ứng đòn bẩy gây ra mối quan hệ nghịch chiều giữa tỷ suất sinh lời và thay đổi trong
biến động thông qua mối quan hệ nghịch chiều giữa tỷ suất sinh lời và biến động trong tương
lai, chứ không phải thông qua một mối tương quan cùng chiều giữa tỷ suất sinh lời và biến động
ở hiện tại. Và vì thế mà hiệu ứng đòn bẩy không thể giải thích hết mối tương quan nghịch nêu
trên. Duffie đã đề nghị một cách giải thích mới cho mối quan hệ nghịch giữa tỷ suất sinh lời cổ
phiếu hiện tại và những thay đổi trong biến động tỷ suất sinh lời cổ phiếu trong tương lai là kết
quả của một mối tương quan dương đương thời (đồng thời) giữa tỷ suất sinh lời và biến động tỷ
suất sinh lời. Thông qua mô hình hồi quy sau:

Trong đó, σt+1 là độ lệch chuận tỷ suất sinh lời tại thời điểm t+1 của chứng khoán, là tỷ
suất sinh lời thời điểm t của chứng khoán. Theo đó, tác giả chỉ ra rằng nguyên nhân chính để
λ0<0 là do mối tương quan dương của rt khi có một sự gia tăng của σ t. Một cách đơn giản hơn để

tiếp cận là cho hệ số λ0 bằng với sự khác nhau của λ1 và λ2 theo phương trình hồi quy sau:

Và theo tác giả, luôn lớn hơn so với và vì thế mà nhỏ hơn 0. Một số người đề nghị rằng,
mối tương quan dương giữa tỷ suất sinh lời và biến động có thể được giải thích khi xem chứng
khoán của công ty như là một call option trên giá trị tài sản của nó. Bởi vì giá của option tăng
khi giá tài sản cơ sở có biến động tăng, và vì thế mà người ta nghĩ rằng giá chứng khoán sẽ tăng
(tỷ suất sinh lời tăng) khi mà biến động của giá trị tài sản của công ty (và vì thế là biến động của
giá trị VCSH) tăng.
Những bài nghiên cứu khác thì nhấn mạnh đến volatility feedback story-như một nguyên
nhân khác giải thích cho mối tương quan nghịch trên. Ví như, trong bài nghiên cứu của Bekaert
and Wu (2000)-Asymmetric volatility and risk in equity markets, khi cung cấp một mô hình

23


nghiên cứu đồng thời cả ở mức độ công ty và thị trường trong việc đánh giá hai lý do tiềm năng
giải thích cho mối tương quan nghịch giữa tỷ suất sinh lời và biến động: leverage effect và
volatility feedback . Tuy nhiên Bekaert and Wu đã bác bỏ mô hình Christie (1982), nhưng tìm
thấy sự hỗ trợ cho volatility feedback story.
Theo đó volatility feedback story đề cập một mối quan hệ nhân quả của biến động và sự
thay đổi của giá. Hiệu ứng này cũng giải thích mối tương quan nghịch giữa biến động tỷ suất
sinh lời và tỷ suất sinh lời, nhưng ngược hẳn so với cách tiếp cận của hiệu ứng đòn bẩy. Theo
đó, hiệu ứng đòn bẩy cho rằng bắt đầu bằng một sự thay đổi của giá, dẫn đến tỉ số đòn bẩy thay
đổi và vì thế làm biến động tăng hoặc giảm. Còn volatility feedback story thì giải thích theo
hướng ngược lại: khi có một thông tin trong tương lai dẫn đến một sự gia tăng trong biến động
giá trị công ty, điều này sẽ làm gia tăng tỷ suất sinh lời đòi hỏi, cũng như gia tăng suất chiết
khấu của dòng tiền tương lai (khi các yếu tố khác là không đổi), chính điều này sẽ làm giảm giá
chứng khoán ngay lập tức (giảm tỷ suất sinh lợi) để có thể đáp ứng một mức cao hơn của tỷ suất
sinh lời trong tương lai.
Tuy nhiên những bài nghiên cứu này và các bài khác, thì tập trung vào dự báo tỷ suất sinh

lợi hàng ngày, hàng tuần hoặc hàng tháng và điều tra hành vi của các chuỗi thời gian của việc
ước tính biến động cho các công ty hoặc danh mục đầu tư. Thay vào đó, tác giả tập trung vào
tìm xem liệu những thay đổi trong rủi ro có thể giúp giải thích được sự thay đổi trong giá trị
công ty hay không, sau khi kiểm soát những yếu tố định lượng khác làm thay đổi trong giá trị
công ty.
Để hiểu tại sao VCSH của một công ty có thể được xem như là một quyền chọn mua, thì
mô hình Merton trong việc định giá nợ và VCSH, có thể hữu dụng trong việc giải thích vấn đề
này. Bên cạnh đó, Merton cũng đưa ra một số giả định như: giá trị công ty-V, có phân phối loga
chuẩn và hoạt động liên tục; thị trường tài chính được cho là hoàn hảo; lãi suất được giả định là
không đổi; và việc sử dụng nợ trong cấu trúc vốn công ty thì không ảnh hưởng đến giá trị công
ty (theo lý thuyết của Modigliani-Miller). Giả sử công ty phát hành một trái phiếu zero-coupon
(không trả lãi), với mệnh giá là B, với kỳ hạn là T, điều này có nghĩa là công ty hứa trả cho trái

24


chủ một khoản tiền là B vào thời điểm đáo hạn T. Và giả sử công ty có giá trị là V; giá trị của
VCSH là E và giá trị của nợ là F.
Vào thời điểm T, có hai trường hợp xảy ra cho trái chủ:

- V(T)- V(T)>B, trái chủ nhận được B và công ty tiếp tục hoạt động.
Vì thế, ta có: F(T)=Min[B,V]. Mà V(t)=E(t)+F(t), vì thế vào thời điểm T:
E(T)= Max[0,V-B] (1).
Merton chỉ ra rằng phương trình (1) tương đương với phương trình của một quyền chọn
mua kiểu châu Âu cho một chứng khoán không trả cổ tức, với giá trị công ty tương đương với
giá chứng khoán và mệnh giá của nợ-B, tương đương với giá thực hiện. Và nhờ vào việc áp
dụng mô hình Black-Scholes, cho phép chúng ta định giá vốn cổ phần vào thời điểm t.
Giá trị VCSH

Giá trị công ty
Mệnh giá của nợ

Mặt khác, theo nguyên lý cân bằng quyền chọn mua bán (call-put parity):
Figure 4 Gía trị vốn chủ sở hữu được xem như một call option

Giá tài sản cơ sở thời điểm hiện tại + giá quyền chọn bán hiện tại = giá quyền chọn mua hiện
tại + hiện giá giá thực hiện (với lãi suất phi rủi ro)
Và trong trường hợp của chúng ta:
Giá tài sản cơ sở thời điểm hiện tại - giá quyền chọn mua hiện tại = hiện giá giá thực hiện
(với lãi suất phi rủi ro) - giá quyền chọn bán hiện tại.
Từ đầy, ta xác định được giá trị của khoản nợ, F-vào thởi điểm hiện tại:

25