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

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

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

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

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

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

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

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 trưởng1 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)

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 hơn2 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

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 hóa4 Các điều kiện khác không đổi, một doanh nghiệp

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

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

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

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

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

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

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

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

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 = (EVV/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

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

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

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

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:

𝑟𝑖𝑗= 𝛼𝑗 + 𝛽𝑗𝑟𝑚𝑖 + 𝜀𝑖𝑗 (1)

Trong đó, 𝑟𝑖𝑗 là log return của doanh nghiệp j trong ngày i

𝑟𝑚𝑖 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 𝜀𝑖𝑗 (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)

𝑅𝑗𝑡 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)

𝐶𝑉𝑗𝑡 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

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

chế5 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

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

σ̂tj2 = ∑(ritj − r̅tj)2

N t

i=1

Với Nt là log của TSSL ngày (daily return), rjt, 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:

𝑟𝑖𝑗= 𝛼𝑗 + 𝛽𝑗𝑟𝑚𝑖 + 𝜀𝑖𝑗

Trong đó, rij là log return của doanh nghiệp j trong ngày i và rmi 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 βj2 và phương sai của value weight index return Rủi ro phi hệ thống là phương sai của 𝜀𝑖𝑗 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

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.

4 MỐI QUAN HỆ GIỮA RỦI RO VÀ TOBIN Q

Paper đã thực hiện nhiều phép hồi quy khác nhau cho giai đoạn mẫu từ 1965 đến 1992

 Các phép hồi quy (1) đến (4) là hồi quy của q trung bình theo rủi ro trung bình cho các

doanh nghiệp với dữ liệu cho mỗi năm trong giai đoạn nhỏ (sub-period)

 Hồi quy (1) và (2) cho ½ giai đoạn đầu tiên,

 Hồi quy (3) và (4) cho ½ giai đoạn còn lại

 Hồi quy (5) và (6) là các hệ số hồi quy trung bình của theo hồi quy dữ liệu chéo

(cross-section) theo năm

 Hồi quy (7) và (8) là ước lượng theo hiệu ứng cố định (fixed effect) sử dụng tất cả các

doanh nghiệp trong tất cả các năm với biến giả ngành

 Hồi quy (9) và (10) là trung bình các hệ số của ước lượng hồi quy dữ liệu chéo, sử dụng

sự thay đổi của q và sự thay đổi của rủi ro hàng năm

 Biến kiểm soát là biến giả ngành, xác định bởi 2 chữ số trong bảng mã phân ngành SIC,

log của tuổi doanh nghiệp và log của tài sản doanh nghiệp

Kết quả chỉ ra một mối quan hệ dương và có ý nghĩa cao giữa rủi ro hệ thống và q và một mối quan hệ âm có ý nghĩa giữa rủi ro phi hệ thống và giá trị doanh nghiệp

Bảng 2 cho thấy mối quan hệ giữa rủi ro và q sử dụng nhiều cách hồi quy cho toàn bộ

mẫu Trong tất cả các kết quả hồi quy, chúng tôi sử dụng cùng các biến kiểm soát, chúng

tôi sử dụng biến kiểm soát ngoại sinh, nhưng hữu ích trong việc dự báo q Do đó, chúng tôi sử dụng biến giả ngành xác định bởi 2 chữ số trong bảng mã phân ngành SIC, log

của tuổi của doanh nghiệp (firm's age) và log của tài sản doanh nghiệp (firm's assets)

Tuổi của doanh nghiệp là số năm của ghi trong COMPUSTAT tới năm hiện tại Tài sản

của doanh nghiệp tính trong năm 1992, sử dụng chỉ số giá tiêu dùng (CPI) để điều chỉnh lạm phát Các biến kiểm soát theo đó là: ngành, tuổi, kích cỡ doanh nghiệp Tất cả các

hồi quy trong bảng 2, chúng tôi sử dụng cùng các biến kiểm soát, chúng tôi không mô phỏng ước lượng cho hệ số của biến kiểm soát

Bảng 2: Hồi quy gộp của q theo rủi ro

Giai đoạn mẫu từ 1965 đến 1992 Cho tất cả các hồi quy, biến kiểm soát là biến giả ngành, xác định bởi 2 chữ số trong bảng mã phân ngành SIC, log của tuổi doanh nghiệp

và log của tài sản doanh nghiệp Hồi quy (1) đến (4) là hồi quy của q trung bình trên rủi

ro trung bình cho các doanh nghiệp với dữ liệu cho mỗi năm trong giai đoạn nhỏ period) Hồi quy (1) và (2) cho ½ giai đoạn đầu tiên, Hồi quy (3) và (4) cho ½ giai đoạn còn lại Hồi quy (5) và (6) là các hệ số hồi quy trung bình hàng năm theo hồi quy dữ liệu chéo (cross-section) Hồi quy (7) và (8) là ước lượng theo hiệu ứng cố định (fixed effect)

(sub-sử dụng tất cả các doanh nghiệp trong tất cả các năm với biến giả ngành Hồi quy (9)

và (10) là trung bình của ước lượng hồi quy hàng năm dữ liệu chéo, sử dụng sự thay đổi của q và sự thay đổi của rủi ro Các hồi quy (5), (6), (9), (10), thống kê t là trung bình cho hệ số