Tiểu luận: Xác định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro doanh nghiệp: bằng chứng tại các công ty Croatian và Slovenian

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH







QUẢN TRỊ RỦI RO TÀI CHÍNH

XÁC ĐỊNH CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT
ĐỊNH PHÒNG NGỪA RỦI RO DOANH NGHIỆP:
BẰNG CHỨNG TẠI CÁC CÔNG TY
CROATIAN VÀ SLOVENIAN



GVHD : TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm : 4
Lớp : TCDN Đêm 3 _K22
Hệ : Sau đại học






TP Hồ Chí Minh, tháng 2 năm 2014

ii



MỤC LỤC

TÓM TẮT 1

1.

GIỚI THIỆU 1

1.1. Lý do chọn đề tài 1
1.2. Mục tiêu nghiên cứu 2
2.

TỔ NG QUAN CÁC NGHIÊN C ỨU TRƯỚC ĐÂY 2

2.1. Kiệt quệ tài chính 2
2.2. Chi phí đại diện 2
2.3. Thuế 3
2.4. Chi phí tài trợ bên ngoài 4
2.5. Lợi ích của nhà quản lý 5
2.6. Quy mô công ty 5
2.7. Chiến l ược thay thế phòng ngừa rủi ro 6
3.

PHƯƠ NG PHÁP NGHIÊN CỨU 7

3.1. Dữ liệu nghiên cứu 7
3.2. Mô hình nghiên cứu 8
4.

NỘ I DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN C ỨU 9

4.1. Giả thuyết nghiên cứu 9
4.2. Các biến nghiên cứu 10
4.2.1. Biến phụ thuộc 10
4.2.2. Biến độc lập 10
a. Chi phí kiệt quệ tài chính 10
b. Chi phí đại diện 10
c. Chi phí tài t rợ bên ngoài 11
d. Thuế 11
e. Lợi ích của nhà quản lý 11
f. Chiến lược thay t hế phòng ngừa rủi ro 11
4.3. Kết quả nghiên cứu 13
4.3.1. Phân tích đơn biến 13
4.3.2. Phân tích đa bi ến 15
5.

KẾT LUẬN 19

5.1. Kết quả nghiên cứu 19
5.2. Hạn chế của bài nghiên cứu 21
TÀI LIỆU THAM KHẢO 22
PHỤ LỤC

Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 1

TÓ M TẮT
Nghiên cứu này tiến hành xác định các y ếu tố ảnh hưởng đến quyết định quản trị rủi ro
của các công ty phi tài chính lớn ở Croatian và Slovenia. Kết quả nghiên cứu cho thấy các lý
do phòng n gừa rủi ro có rất ít khả năng dự báo trong việc giải thích quyết định phòng ngừa rủi
ro của các côn g ty ở Croatian lẫn Slovenia. Các bằng chứng thực n ghiệm dựa trên phân tích
đơn biến và đa biến, nhằm kiểm định mối quan hệ giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và chi phí
kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện, chi phí tài trợ từ bên ngoài, thuế, lợi ích của nhà quản lý và
các chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro trong các công ty phi tài chính Croatian, không ủng
hộ bất kỳ giả thuyết nào, ngoại trừ chi phí tài trợ từ bên ngoài đo bằng tỷ số chi tiêu đầu tư trên
tài sản. Các phân tích tương tự được tiến hành cho các côn g ty Slovenia chỉ ra rằng không có
biến giải thích nào có ý nghĩa thống kê cho quyết định phòng ngừa; vì vậy quyết định phòng
ngừa rủi ro không phụ thuộc vào bất kỳ lý thuyết dự báo nào.

1. GIỚI THIỆU
1.1. Lý do chọn đề tài
Rủi ro tài chính - rủi ro xuất phát từ sự biến động giá cả hàng hóa, tỷ giá, lãi suất - trực
tiếp hoặc gián tiếp ảnh hưởng đến giá trị của công ty. Cho dù các công ty hoạt động ở nhiều
lĩnh vực khác nhau đều bị ảnh h ưởng bởi những biến động của thị trường tài chính. Chẳng hạn,
các côn g ty đa quốc gia phải đối mặt với rủi ro tỷ giá, các công ty vận tải bị ảnh hưởng bởi sự
biến động trong giá nhiên liệu, hoặc công ty có đòn bẩy cao phải gánh chịu rủi ro lãi suất…
Rủi ro được quản lý bằng cách nào, với mức độ bao nhiêu đóng một vai trò quan trọng trong sự
thành công hay thất bại của hoạt động kinh doanh. Do đó, quản trị rủi ro tài chính là một trong
những chức năng quan trọng nhất của doanh nghiệp vì nó góp phần vào việc thực hiện mục
tiêu chính – tối đa hóa giá trị của cổ đông.
Trước đây, quản trị rủi ro được cho là không tác động đến giá trị doanh nghiệp và lập
luận này dựa trên mô hình định giá tài sản vốn (CAPM) (Sharpe, 1964; Lintner, 1965; Mossin,
1966) và định đề MM (Modigliani và Miler, 1958). Theo lý thuyết tài chính doanh nghiệp và
danh m ục đầu tư hiện đại, việc phòng ngừa rủi ro không làm thay đổi giá trị doanh nghiệp. Tuy
nhiên, thực tế các nhà quản lý tài chính khá quan tâm đến khả năng công ty đối mặt với rủi ro,
và các doanh nghiệp sử dụng các công cụ phái sinh như là công cụ quản trị rủi ro ngày càng

phổ biến. Để giải thích cho sự kh ác biệt giữa lý thuyết và thực tế, bất hảo thị trường vốn được
dùng để giải thích cho mối liên h ệ đến chức năng quản trị rủi ro của doanh nghiệp.
Mối quan tâm của nhà quản lý đối với việc phòng ngừa rủi ro được xây dựng dựa trên
hai quan điểm. Đầu tiên, quản trị rủi ro như là một phương tiện để tối đa hóa giá trị cổ đông
thông qua việc giảm chi phí cũng như giảm biến động của dòng thu nhập, quan điểm thứ hai
tập trung vào quản trị rủi ro như là một phương tiện để tối đa hóa lợi ích của nhà quản lý.
Bài nghiên cứu này nhằm tìm ra bằng chứng thực nghiệm về lý do phòng ngừa rủi ro,
bằng cách tìm hiểu các hoạt động quản trị rủi ro tại các công ty ở Croatian và Slovenia. Kiểm
định giả thuyết giải thích quyết định phòng ngừa rủi ro của doanh nghiệp, và cung cấp bằng
chứng thực nghiệm về tầm quan trọng của những động cơ khiến công ty tiến hành phòng ngừa
rủi ro.


Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 2

1.2. Mục tiêu nghiên cứu
Nghiên cứu thực nghiệm được tiến hành trên các công ty phi tài chính lớn nhất của
Croatian và Slovenia nhằm mục tiêu:
- Xác định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro của doanh nghiệp.
- So sánh các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định quản trị rủi ro tài chính ở Slovenia và
Croatian với những n ghiên cứu trước đây ở các n ước phương Tây.

2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
2.1. Kiệt quệ tài chính
Các nghiên cứu của Mayers và Smith (1982), Myers (1984), St ulz (1984), Smith và
St ulz (1985), Shapiro và Titman (1998) cho rằng các công ty có thể giảm chi phí kiệt quệ tài
chính bằng cách giảm sự biến động của dòn g tiền. Trong thế giới của MM, kiệt quệ tài chính
được giả định là khôn g tốn phí. Do đó, thay đổi trong xác suất xảy ra kiệt quệ tài chính không
ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp. Nếu kiệt quệ tài chính là tốn kém, các công ty có động cơ
để làm giảm xác suất của nó, và phòng ngừa rủi ro là một trong những phương pháp mà một

công ty có thể làm giảm sự biến động trong thu nhập. Bằng cách giảm độ biến động của dòng
tiền hoặc lợi nhuận kế toán, phòng ngừa rủi ro làm giảm xác suất, và chi phí dự kiến của kiệt
quệ tài chính.
Ngoài ra, các nghiên cứu của Smith và Stulz (1985) Campbell và Kracaw (1987),
Bessembinder (1991), Dolde (1995), Mian (1996) và Haushalter (2000) chỉ ra rằng, trong khi
giảm chi phí kiệt quệ tài chính làm tăng giá trị công ty đồng thời cũng làm tăng giá trị cổ đông
bằng cách gia tăng khả năng vay nợ của côn g ty. Quản trị rủi ro của công ty làm giảm chi phí
kiệt quệ tài chính, dẫn đến tỷ lệ nợ tối ưu cao hơn và lá chắn thuế của vốn vay bổ sung làm
tăng thêm giá trị của công ty.
2.2. Chi phí đại diện
Theo Jensen và Meckling (1976) các doanh nghiệp có thể giảm chi phí đại diện bằng
cách giảm độ biến động của dòng tiền.
Jensen và Smith (1985), một công ty vay nợ có thể từ bỏ các dự án có NP V dương nếu
các lợi ích từ việc phân chia dòng tiền của dự án dồn về cho các trái chủ. Các nh à quản lý của
công ty vay nợ cũng có động cơ hạn chế đầu tư vào các dự án có NPV dương vì giá trị thu
được từ dự án phần lớn chảy vào túi các trái chủ.
Dobson và Soenen (1993) đưa ra ba lý do dựa trên chi phí đại diện giải thích tại sao nên
phòng ngừa rủi ro của công ty: Đầu tiên, phòng ngừa rủi ro làm giảm sự không ch ắc chắn bằng
cách làm giảm độ biến động của dòng tiền do đó làm giảm chi phí vay nợ. Chi phí đại diện của
nợ nảy sinh do quản lý, phòng ngừa rủi ro làm giảm bất cân xứng thông tin giữa nhà quản lý và
trái chủ. Vì thế, phòng ngừa rủi ro sẽ là lựa chọn hợp lý để gia tăng giá trị của côn g ty. Thứ hai,
do sự tồn tại của vay nợ, việc giảm biến động của dòng tiền thông qua phòng ngừa rủi ro tỷ giá
sẽ có xu hướng giảm rủi ro chuyển đổi cũng như vấn đề đầu tư dưới mức. Cuối cùng, phòng
ngừa rủi ro làm giảm xác suất của kiệt quệ tài chính và do đó làm tăng thời gian nắm giữ của
các cổ đôn g. Bằng cách thúc đẩy việc mua lại công ty danh tiếng, phòng n gừa rủi ro đón g góp
trực tiếp vào cải thiện các vấn đề rủi ro đạo đức.

MacMinn (1987), MacMinn và Han (1990) cũng cho rằng, bằng việc điều chỉnh dòn g
tiền, phòng ngừa rủi ro sẽ cải thiện được các vấn đề về dịch chuyển rủi ro. Vì vậy, các trái chủ
với trái quyền hiện hữu của mình sẽ có động cơ thêm vào các hợp đồng cho vay nh ững điều

khoản để hạn chế khả năng chuyển đổi tài sản từ trái chủ sang cho cổ đông.
Bessembinder (1991) cho rằng việc phòng ngừa rủi ro làm giảm động cơ đầu tư dưới
mức, nhất là liên quan đến việc thực hiện các dự án có NP V dương của các chủ sở hữu doanh
nghiệp. Vì vậy mức độ nhạy cảm của giá trị các trái quyền với các dự án đầu tư sinh lợi được
giảm đi.
Theo Minton và Schrand (1999), sự biến động dòng tiền càng lớn gắn liền với mức
trung bình ch i tiêu vốn đầu tư, R&D, và quảng cáocàng thấp.Các công ty không sử dụng nguồn
tài trợ bên ngoài để bù đắp cho những thiếu hụt trong dòng tiền mà từ bỏ luôn cơ hội đầu tư.
Dòng tiền biến động nhiều dẫn đến việc tiếp c ận n guồn vốn bên ngoài tốn kém chi phí hơn.
Hơn nữa, chi phí cao hơn còn hàm ý đầu tư nhạy cảm hơn đối với sự biến động dòng tiền. Do
đó, sự biến động dòng tiền không chỉ làm tăng khả năng một công ty cần phải tiếp cận với thị
trường vốn, mà nó còn làm tăng chi ph í tiếp cận.
2.3. Thuế
Một lý thuyết khác tập trung vào quản trị rủi ro như là một phương tiện để tối đa hóa
giá trị cổ đông cho rằng, bằng cách giảm sự biến động của dòng tiền, các công ty có thể giảm
thuế dự kiến. Lý thuyết này được đưa ra bởi Smith v à Stulz (1985), cho rằng cấu trúc của biểu
thuế có thể mang lại vị thế thuận lợi đối với các công ty trong thị trường giao sau, kỳ hạn, hoặc
quyền chọn. Nếu một công ty phải đối mặt với một hàm thuế lồi, thì giá trị sau thuế của công ty
là một hàm lõm của giá trị trước thuế. Nếu phòng ngừa rủi ro làm giảm sự thay đổi giá trị trước
thuế, nghĩa vụ thuế dự kiến giảm và giá trị sau thuế dự kiến của công ty được tăng lên, miễn là
chi phí của việc phòng ngừa không phải là quá lớn. Bằng cách giảm thuế suất trung bình dài
hạn có hiệu lực, các hoạt động mà giảm biến động trong báo cáo thu nhập sẽ nâng cao giá trị cổ
đông. Biểu thuế hiệu lực càng lồi thì thuế dự kiến càn g giảm.


Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 4

V
j
[V

k
] : giá trị công ty tr ước thuế không phòng ngừa rủi ro nếu tình huốngj[k] xảy ra.
E(V) : giá trị kỳ vọng của công ty trước thu ế nếu không phòng ng ừa.
E(T) : nghĩa vụ thuế kỳ vọng củ a công ty nếu không phòng ngừa.
E(T:H) : nghĩa vụ thuế của công ty nếu phòng ngừa ho àn toàn không tốn chi phí .
E(V – T) : giá trị kỳ vọng của công ty sau thuế nếu không phòng ngừa.
E(V – T:H) : giá trị công ty s au thuế nếu phòng ngừa không tốn chi phí.
C* : chi phí phòng ngừa tối đa nếu phòng ng ừa là có lợi.
Nguồn: Smith và Stulz (1985)
Froot và cộng sự (1993), Nance và cộng sự (1993), Mian (1996), Graham và Smith
(1996) cho rằng nếu công ty đối mặt với hàm thuế lồi, phòng ngừa rủi ro làm giảm nghĩa vụ
thuế kỳ vọng bằng cách làm giảm sự biến động của thu nhập chịu thuế. Đối với côn g ty phải
chịu biểu thuế suất lũy tiến, khi thu nhập chịu thuế giảm dẫn đến tỷ lệ thuế suất biên hiệu lực sẽ
giảm, nhưng khi thu nhập tăng, thuế suất sẽ tăng. Nếu một công ty phòng ngừa rủi ro, việc thuế
tăng trong trường hợpthu nhập ở mức thấp sẽ nhỏ hơn so với thuế giảm trong trường hợp thu
nhập ở mức cao do đó làm giảm các loại thuế dự kiến. Vì thế thuế được coi như một động cơ
để phòng n gừa rủi ro.
2.4. Chi phí tài trợ bên ngoài
Ngoài ra, giảm biến động dòng tiền có thể cải thiện kh ả năng có nguồn tài trợ nội bộ
cho kế hoạch đầu tư, loại bỏ việc cần thiết phải hoặc cắt giảm các dự án có lợi nhuận hoặc chịu
chi phí giao dịch để có được nguồn tài trợ bên ngoài. Giả thuyết chính là, n ếu tiếp cận tài trợ từ
bên ngoài (nợ và/hoặc phát hành vốn cổ phần) là tốn kém, các công ty có dự án đầu tư đòi hỏi
kinh phí sẽ phòng ngừa dòng tiền của họ để tránh tình trạng thiếu hụt nguồn tài trợ nội bộ, có
thể giảm chi phí tiếp cận thị trường vốn. Một quan điểm thực n ghiệm thú vị dựa trên lý do này
là các công ty có cơ hội tăng trưởng cao và phải chịu chi phí cao khi huy động vốn dưới mức
kiệt quệ tài chính sẽ có động cơ phòng n gừa rủi ro nhiều so với doanh n ghiệp trung bình.
Gay và Nam (1998) nghiên cứu vấn đề đầu tư dưới mức như là một yếu tố quyết định
chính sách phòng ngừa rủi ro của doanh nghiệp, tìm thấy bằng chứng về mối tương quan
dương giữa việc sử dụng côn g cụ ph ái sinh và cơ hội tăng trưởng của doanh n ghiệp. Đối với
các doanh nghiệp có nhiều cơ hội đầu tư, việc sử dụng các công cụ phái sinh tốt hơn khi có thu

nhập cổ phiếu bằng tiền mặt tương đối thấp. Các doanh nghiệp có ch i tiêu đầu tư tương quan
thuận với dòng tiền nội bộ có xu hướng sử dụng công cụ phái sinh ít hơn. Điều này ủng hộ lập
luận rằng việc sử dụng các công cụ phái sinh có thể bị điều chỉnh bởi nhu cầu tránh những vấn
đề đầu tư dưới mức.
Haushalter (2000), nghiên cứu về các chính sách phòng ngừa r ủi ro của các nhà sản
xuất dầu và khí đốt đã tìm thấy bằng chứng về mức độ phòng ngừa gắn liền với chi phí tài trợ.
Đặc biệt, các công ty có đòn bẩy tài chính càng cao thì quản trị rủi ro về giá càng nhiều hơn.
Khả năng phòng ngừa rủi ro có liên quan đến quy mô kinh tế của chi phí phòng ngừa và rủi ro
cơ sở gắn liền với các côn g cụ phòng ngừa rủi ro. Các công ty lớn và các công ty sản xuất mà
giá cả có một mối tương quan cao với giá của các công cụ phái sinh thì quản trị rủi ro nhiều
hơn.
Mello và Parsons (2000), đánh giá các chiến lược phòng ngừa r ủi ro thay thế đối với
các côn g ty bị hạn chếtài chính. Một loạt các chiến lược phòng ngừa rủi ro khác nhau được xác
định xem xét trong mỗi trường hợp nếu chiến lược phòng ngừa rủi ro làm tăng hoặc làm giảm
giá trị công ty, kết quả thấy rẳng mỗi chiến lược phòng ngừa rủi ro đi kèm với một chiến lược
vay nợ cần phải xem xét kỹ lưỡng.

Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 5

Allayannis và Ofek (2001) cho thấy các côn g ty sử dụngcông cụ phái sinh tiền
tệđểphòng ngừa rủi rolàm giảm đáng kểtỷ lệ thiệt hại do tỷ giá hối đoái.Trong khi quyết định
sử dụn gcác công vụ phái sinhphụ thuộcvào các yếu tốbên n goàivàcác yếu tốliên quan đếnlý
thuyếtphòng ngừa rủi rotối ưu(quy mô và chi phí R&D…), thì mức độ các công cụ phái sinh
được sử dụngchỉ phụ thuộcmức thiệt hại của công tythông quadoanh số bán hàngvà thương
mại.
Haushalter và cộng sự (2002) chỉ ra rằng các công ty có xác suất kiệt quệ tài chính cao
hoặc đầu tư dưới mức bị ảnh hưởng bất lợi bởi sự gia tăng tính không chắc chắn của dòn g tiền
trong tương lai. Quản trị rủi ro có thể làm tăng giá trị cổ đông bằng cách giảm chi phí dự kiến
của kiệt quệ tài chính và đầu tư dưới mức.
2.5. Lợi ích của nhà quản lý

Một lý luận khác với giả thuyết tối đa hóa giá trị cổ đông, đề cập đến giả thuyết tối đa
hóa lợi ích nhà quản lý. Nó được lập luận rằng các nhà quản lý công ty bị hạn chế khả năng đa
dạng hóa v ị thế tài sản cá nhân, nắm giữ cổ phiếu kết hợp với vốn hóa các khoản thu nhập gắn
liền với vị trí việc làm của họ. Do đó, họ sẽ có động cơ để phòng ngừa rủi ro cho tài sản riêng
của họ bằng chi phí của các cổ đông. Thường thì loại phòng ngừa rủi ro này không được thực
hiện để cải thiện giá trị của các cổ đông nhưng để cải thiện tài sản của nhà quản lý. Để tránh
vấn đề này, ràng buộc pháp lý cho nhà quản lý phải được thiết kế để khi các nhà quản lý làm
tăng giá trị của công ty, họ cũng tăng lợi ích kỳ vọng của họ. Điều này thường có thể thực hiện
bằng cách đưa ra các điều khoản giống quyền chọn để ràng buộc nhà quản lý. Lý do này lần
đầu tiên được đề xuất bởi Stulz (1984) và đã được phát triển hơn nữa bởi Smith và St ulz
(1985). Kết quả của một số nghiên cứu thực nghiệm ủng hộ giả thuyết này (nh ư: Tufano, 1996;
Gay v à Nam, 1998).Ngược lại, Getzy và cộng sự (1997) và Haushalter (2000) đã không tìm
được bằng chứng cho thấy phòng ngừa rủi ro công ty bị ảnh hưởng bởi việc nắm giữ cổ phần
của nhà quản lý.
Một lý thuyết quản trị rất khác của phòng ngừa rủi ro, dựa trên bất cân xứng thông tin,
được đưa ra bởi Breeden và Viswanathan (1996) và DeMarzo và Duffie (1995), đã tập trung
vào danh tiếng của người quản lý. Cho rằng các nhà quản lý có thể thích tham gia vào các hoạt
động quản trị rủi ro để chứng tỏ kỹ năng của họ trên thị trường lao động. Họ đã lập luận rằng
giám đốc điều hành trẻ tuổi và những người có nhiệm kỳ ngắn hơn có ít danh tiếng hơn so với
các nhà quản lý có tuổi hoặc nhiệm kỳ dài hơn. Vì vậy, họ sẵn sàng nắm lấy các khái niệm mới
như quản trị rủi ro với mục đích để thể hiện chất lượng quản lý của mình. Tufano (1996) đã
kiểm định các giả định và thấy rằng không có mối quan hệ có ý nghĩa giữa tuổi tác của CEO &
CFO và m ức độ hoạt động quản lý rủi ro. Tuy nhiên, ông đã chứng minh rằng các công ty mà
CFO có ít thâm niên trong công việc hiện tại của họ có nhiều khả năng tham gia vào các hoạt
động quản trị rủi ro hơn, khẳng định giả thuyết rằng giám đốc điều hành mới hơn thì sẵn sàng
để tham gia vào các hoạt động quản trị rủi ro hơn các nhà quản lý với nhiệm kỳ dài hạn. Như
vậy, kết quả có thể được xem như phù hợp với lý thuyết của Breeden và Viswanathan (1996)
và DeMarzo và Duffie (1995).
2.6. Quy mô công ty
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cũng đã chứng minh rằng lợi ích của chương trình

quản trị rủi ro phụ thuộc vào quy mô công ty. Nance và cộng sự (1993), Dolde (1995), Mian
(1996), Getzy và cộng sự (1997) và Haushalter (2000) đã chỉ ra rằng các công ty lớn hơn có thể
phòng ngừa rủi ro nhiều hơn. Một trong những yếu tố quan trọng trong các lý do quản trị rủi ro
gắn liền với chi phí tham gia vào các hoạt động quản lý rủi ro. Chi phí phòng ngừa rủi ro bao

Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 6

gồm các chi phí giao dịch trực tiếp cũng như các chi phí đại diện đảm bảo rằng các nhà quản lý
giao dịch một cách hợp lý. Chi phí giao dịch bao gồm các chi phí cho việc thực hiện giao dịch,
các chi phí tăng thêm của hệ thống thông tin cần thiết để cung cấp các dữ liệu cho việc đưa ra
quyết định thực hiện các vị thế phòng ngừa rủi ro một cách thích h ợp. Chi phí đại diện bao
gồm các chi phí của hệ thống kiểm soát nội bộ để điều hành các chương trình phòng ngừa rủi
ro. Các chi phí này liên quan đến cơ hội đầu cơ mà cụ thể là cho phép tham gia thị trường phái
sinh. Giả định cơ bản của lý do n ày ám chỉ việc có lợi thế kinh tế về quy mô hay chi phí có liên
quan đến phòng ngừa rủi ro. Đối với nhiều côn g ty (đặc biệt là các công ty nhỏ), lợi ích biên
của một chương trình phòng ngừa rủi ro có thể xấp xỉ bằng chi phí biên (có thể chi phí thiết lập
và điều hành một chương trình quản trị rủi ro của công ty quá lớn). Vì vậy, nhiều công ty có
thể không phòng ngừa tất cả mọi rủi ro, ngay cả khi họ phải chịu các rủi ro tài chính, đơn giản
chỉ vì nó không phải là một hoạt động mang lại giá trị kinh tế. Trên cơ sở kết quả thực nghiệm,
có thể lập luận rằng chỉ có các công ty lớn với rủi ro đủ lớn thìmới có thể hưởng lợi từ một
chương trình phòng ngừa rủi ro.
2.7. Chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro
Các nghiên cứu về hoạt động thay thế quản trị rủi ro của Froot và cộng sự (1993),
Nance và cộng sự (1993) chỉ ra rằng, thay vì quản trị rủi ro thông qua phòng n gừa rủi ro, các
công ty có thể theo đuổi các hoạt động mà nó thay thế cho chiến lược quản trị rủi ro tài chính.
Các công ty có thể áp dụng chính sách tài chính bảo thủ như duy trì đòn bẩy thấp hoặc giữ một
lượng tiền mặt lớn để bảo vệ họ chống lại những khó khăn tài chính tiềm ẩn. Sử dụng nhiều
hơn các hoạt động thay thế phòng ngừa rủi ro sẽ có ít hơn các hoạt động quản trị rủi ro tài
chính hơn.

Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 7

3. PHƯƠNG PH ÁP NGHIÊN CỨU
3.1. Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu thực nghiệm được tiến hành trên các công ty phi tài chính lớn nhất Croatian
và Slovenia, tiêu chí lựa chọn các công ty trong mẫu tương tự cho cả hai quốc gia. Các công ty
được chọn cần đáp ứng hai trong số ba điều kiện theo yêu cầu của Luật kế toán Croatian và
Luật công ty Slovenia liên quan đến các công ty lớn.
Tiêu chí
Crotian Slovenia
Giá trị tổng tài sản
≥108 triệu kuna ≥3400 triệu tolars
Thu nhập năm trước
≥216 triệu kuna ≥6800 triệu tolars
Số lao động
≥250 người ≥250 người
Có 157côn g ty đáp ứng được các tiêu chí bắt buộc trong tổng số 400 công ty lớn nhất
Croatian trong năm 2005. Trong trường hợp Slovenia, cơ sở dữ liệu điện tử GVIN đã được sử
dụng và trên cơ sở các tiêu chí, 189 côn g ty được lựa chọn để phân tích. Ưu điểm chính của
mẫu là có thể tổng quát hóa cho một phân lớp rộng các công ty trong các ngành khác nhau. Các
công ty tài chính bị loại khỏi mẫu bởi vì các tổ chức này đồng thời là các nhà tạo lập thị
trường, nên động cơ của họ trong việc sử dụng các công cụ phái sinh có thể khác so với các
công ty phi tài chính.
Dữ liệu được thu thập từ hai nguồn: báo cáo thường niên và báo cáo tài chính cho năm
2005, và thông qua điều tra khảo sát. Bảng câu hỏi được gửi vào đầu tháng 9/2006 đến các nhà
quản lý tham gia vào các quyết định quản trị rủi ro tài chính ởCroatian và Slovenia. Bảng câu
hỏi được thiết kế để khám phá có bao nhiêu côn g ty quản trị rủi ro tài chính bằng cách sử dụng
các côn g cụ ph ái sinh và c ác công cụ quản trị rủi ro khác, cũng như để tìm xem liệu quyết định

quản trị rủi ro có bị ảnh hưởng bởi các lý do khác nhau đã giải thích trong phần trước.
Các côn g ty phòng ngừa rủi ro bao gồm côn g ty sử dụng công cụ phái sinh, công ty sử
dụng các công cụ khác cho chiến lược phòng n gừa r ủi ro như phòng ngừa rủi ro hoạt động,
phòng ngừa rủi ro thiên tai, đa dạng hóa kinh doanh quốc tế, vv.Đại diện cho phòng n gừa rủi ro
của côn g ty, biến phụ thuộc nhị phân được sử dụng có một số vấn đề bởi vì nó không hoàn toàn
mô tả mức độ hoạt động phòng ngừa rủi ro của một công ty. Nếu một công ty phòng ngừa rủi
ro 1% hay 100% thì rủi ro của nó cũng được xử lý như nh au trong mô hình khi một biến nhị
phân được sử dụng. Do đó, tác giả đã dự định sử dụng một thước đo liên t ục để khắc ph ục
những nhược điểm của biến phụ thuộc nhị phân. Tác giả muốn sử dụng vốn khái toán của tất cả
các hợp đồng kỳ hạn, quyền chọn và các phái sinh khác … chia cho giá trị thị trường của tài sản
công ty vào đầu năm khi mà thông tin phái sinh được thu thập. Lợi thế của thước đo này làxem
xét các yếu tố quyết định quy mô phòng ngừa rủi ro, và xem xét tác động của v iệc sử dụng phái
sinh trên rủi ro của một công ty. Tuy nhiên, tác giả không thể thu thập dữ liệu về giá trị vốn
khái toán các phái sinh của công ty được sử dụng trong phân tích. Vì vậy, trong phân tích của
tác giả, tác giả chỉ sử dụng thước đo nhị phân cho biến phụ thuộc
Để kiểm tra các giả thuyết nghiên cứu về khả năng kiệt quệ tài chính và quy mô kinh tế
liên quan đến hoạt động quản lý rủi ro, tác giả đã thu thập dữ liệu về quy mô và đòn bẩy của
công ty bao gồm giá trị sổ sách của tài sản, giá trị sổ sách tổng doanh thu bán hàng, tỷ lệ giá trị
sổ sách của nợ dài hạn trên giá trị sổ sách của tài sản, tỷ lệ giá trị sổ sách của nợ dài hạn trên
giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu và tỷ số khả năng thanh toán lãi vay.
Kiểm tra giả thuyết liên quan đến vấn đề bất cân xứng thông tin, tác giả thu thập thông
tin về tỷ lệ phần trăm cổ phiếu công ty thuộc sở hữu của các nhà đầu tư tổ chức và xếp hạng tín

Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 8

nhiệm của côn g ty. Cơ hội đầu tư (tăng trưởng) được đo bằng tỷ số chi tiêu đầu tư trên giá trị
sổ sách của tài sản và tỷ lệ chi tiêu đầu tư trên giá trị tổng doanh thu.
Để kiểm tra giả thuyết thuế, tác giả sử dụng dữ liệu liên quan đến các thước đo hàm
thuế hiệu lực của công ty bao gồm tổng giá trị của khoản thuế do thua lỗ mang sang và mang
lui, tổng giá trị của khoản thuế do thua lỗ mang sang và mang lui trên tổng tài sản, các khoản

tín dụngthuế đầu tư sử dụng để bù đắp thuế thu nhập phải nộp.
Giả thuyết lợi ích của nhà quản lý, dữ liệu về mức tài sản của họ được đo bằng giá trị sổ
sách vốn chủ sở hữu của công ty thuộc sở hữu của ban quản lý và tỷ lệ cổ phiếu đang lưu hành
của côn g ty được nắm giữ bởi ban quản lý. Hai thước đo đại diện cho sự ghét rủi ro của người
quản lý – tuổi của nhà quản lý và nhiệm kỳ, hoặc vốn nhân lực được giao phó cho côn g ty.
Để kiểm tra giả thuyết về chiến lược thay thế cho phòng ngừa rủi ro, tác giả sử dụng
một số thước đo như tỷ số thanh toán nhanh vàtỷ số thanh khoản của công ty đại diện cho tính
thanh khoản của côn g ty, cổ tức hàng năm chi trả cho các cổ đông thường đại diện cho chính
sách cổ tức, dữ liệu về công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán được sử dụng để phân biệt
giữa công ty đại chúng và côn g ty nội bộ.
3.2. Mô hình nghiên cứu
Số liệu điều tra được phân tích bằng cách sử dụng cả phân tích đơn biến và đa biến.
Trước tiên, thống kê mô tả được trình bày để có cái nhìn tổng quát về các đặc tính của
các côn g ty trong cả hai mẫu. Sau đó, sử dụng kiểm định t cho mẫu độc lập để so sánh sự khác
biệt giữa giá trị trung bình của các biến ở “những côn g ty có phòng ngừa rủi ro” và “những
công ty không phòng ngừa rủi ro”. Kiểm định t cho mẫu độc lập cho phép tính toán sự khác
biệt có ý n ghĩa thống kê giữa các mẫu có tham số nhỏ và không liên quan với nhau (Bryman và
Cramer, 1997) phù hợp cho dữ liệu ở Crotian và Slovenia. Ngoài ra, dữ liệu nghiên cứu có tính
chất không phân loại (dữ liệu khoảng/tỷ lệ), nên kiểm định t được cho là thích hợp nh ất cho
phân tích đơn biến. Phân tích tương quan được tiến hành bằng cách tính toán hệ số tương quan
Pearson vì các biến có tính chất khoảng/tỷ lệ.
Việc phân tích đa biến, hồi quy logistic nhị thức được ước lượng để tìm hiểu sự khác
biệt giữa những lý thuyết giải thích cho quyết định phòng ngừa rủi ro. Hồi quy logistic nhị
thứcđược sử dụng bởi vì nó là một hình thức hồi quy được sử dụn g khi các biến phụ thuộc có
dạng phân đôi (giới hạn, rời rạc và không liên tục) và các biến độc lập là bất kỳ dạng nào
(Hosmer và Lemeshow, 1989 ; Allison năm 1999; Menard, 2001). Ngoài ra, hồi quy logistic
được lựa chọn bởi vì nó khắc phục rất nhiều giả định hạn chế của hồi quy OLS.
Phân tích so sánh cũng được sử dụng như là một phương pháp để so sánh các kết quả
nghiên cứu thực nghiệm được tiến hành trên các công ty Croatian và Slovenia. Phân tích so
sánh theo kiểu so sánh và tương phản, trong đó các kết quả cho cả hai nước đều có trọng số

như nhau,nhằm tìm ra sự khác biệt quan trọng cũng như sự tương đồng trong các hoạt động
quản trị rủi ro tài chính và các lý thuyết phòng ngừa rủi ro được thông qua bởi các công ty
Croatian và Slovenia.



Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 9

4. NỘ I DUNG VÀ KẾT Q UẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Giả thuyết nghiên cứu
Đầu tiên tác giả cho rằng phòng ngừa rủi ro có thể làm tăng giá trị của công ty bằng
cách giảm chi phí liên quan kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của nợ, thuế dự kiến và thị
trường vốn bất hảo. Tiền đề được biết đến như giả thuyết tối đa hóa lợi ích cổ đông và được
kiểm tra trong các giả định sau.
- Lập luận của việc giảm chi phí kiệt quệ tài chính có nghĩa là nhữn g lợi ích của
phòng ngừa rủi ro lớn hơn khi yêu cầu tài sản cố định cao hơn tron g cơ cấu vốn của
công ty (Myers, 1984; Stulz, 1984; Sm ith và Stulz, 1985; Campbell và Kracaw,
1987; Bessem binder, 1991; Dobson và Soenen, 1993; Dolde 1995; Shapiro và
Titman, 1998; Mian, 1996; Haushalter, 2000).
- Chi phí đại diện của nợ lập luận rằng các lợi ích của phòng ngừa rủi ro lớn hơn khi
đòn bẩy của công ty và vấn đề bất cân xứng thông tin cao h ơn (Mayers và Smith,
1982, 1987; MacMinn, 1987; MacMinn và Han, 1990; Bessembinder, 1991;
Dobson và Soenen, 1993; Minton và Schrand, 1999; Haushalter và cộng sự, 2002).
- Những lý luận về nguồn tài trợ bên ngoài tốn kém n gụ ý rằng các lợi ích của phòng
ngừa rủi ro lớn hơn khi các quyền chọn tốc độ tăng trưởn g nhiều hơn trong các cơ
hội đầu tư của công ty (Froot và cộng sự, 1993; Getzy và cộng sự, 1997; Gay và
Nam, 1998; Minton và Schrand, 1999; Allayannis và Ofek, 2001; Haushalter và
cộng sự, 2002).
- Giả thuyết thuế cho thấy những lợi ích của phòng ngừa rủi ro càng lớn khi mà xác
suất thu nhập trước thuế của công ty nằm trong vùng biểu thuế lũy tiến càng cao, và

giá trị tổn thất thuế mang sang của công ty, các khoản tín dụngthuế đầu tư và các
quy định khác của biểu thuế càng lớn(Froot và cộng sự, 1993; Nance v à cộng sự,
1993; Mian, 1996; Graham và Smith, 1996).
- Ngoài ra, thôn g tin và chi phí giao dịch, quy mô kinh tế lập luận ngụ ý rằng các
công ty lớn hơn sẽ có nhiều khả năng để tự phòng ngừa rủi ro (Nance và cộng sự,
1993; Dolde, 1995; Mian, 1996; Getzy và cộng sự, 1997; Haushalter, 2000). Vì vậy,
một mối tương quan dương giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và quy mô công ty,
đòn bẩy tài chính, vấn đề bất cân xứng thông tin, cơ hội đầu tư (tăng trưởng) và
thuế dự kiến đã được dự đoán.
- Giả thuyết tối đa hóa lợi ích nhà quản lý. Tác giả cho rằng, do thực tế là các nhà
quản lý của một công ty bị giới hạn khả năng để đa dạng hóa các vị thế tài sản cá
nhân của mình, nắm giữ các chứng khoán và vốn hóa các khoản thu nhập từ nghề
nghiệp, họ có động cơ mạnh mẽ để tự phòng n gừa rủi ro (Amihud và Lev, 1981;
St ulz, 1984; Smith và St ulz, 1985; Tufano, 1996; Fatemi và Luft, 2002). Tác giả
kiểm tra giả thuyết rằng các nhà quản lý sở hữu lượng cổ phần lớn muốn quản trị rủi
ro hơn, trong khi những n gười có quyền chọn nắm giữ cổ phiếu muốn quản trị rủi ro
ít hơn. Ngoài ra, các công ty với các nh à quản lý trẻ tuổi và những công ty có các
nhà quản lý có nhiệm kỳ ngắn hơn tron g công việc sẽ có xu hướng quản trị rủi ro
nhiều hơn (Breeden và Viswanathan, 1996; DeMarzo và Duffie, 1995; Tufano,
1996).
- Giả thuyết liên quan đến các chính sách tài chính thay thế được xem xét thay cho
phòng ngừa rủi ro côn g ty bởi vì ch úng làm giảm thuế dự kiến, chi phí giao dịch,
hoặc chi phí đại diện (Froot và cộng sự, 1993, Smithson và Chew, 1992; Nance và
cộng sự, 1993). Tác giả đưa ra giả định rằng khả năng công ty sử dụng các công cụ

Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 10

quản trị rủi ro thấp hơn khi tài sản của công ty có tính lỏng nhiều hơn, và trả cổ tức
của côn g ty là cao hơn.
4.2. Các biến nghiên cứu

4.2.1. Biến phụ thuộc
Một biến phụ thuộc được thiết kế ở dạng thước đo nhị phân và đã được mã hoá là “1”
cho những côn g ty có phòng ngừa rủi ro và “0” cho những công ty không phòng ngừa rủi ro.
Những côn g ty phòng ngừa rủi ro bao gồm các công ty sử dụng côn g cụ phái sinh như một
công cụ quản trị rủi ro doanh nghiệp, các công ty sử dụng các loại khác cho chiến lược phòng
ngừa rủi ro như phòng ngừa rủi ro hoạt động, phòng ngừa rủi ro thiên tai, đa dạng hóa kinh
doanh quốc tế,… Phần lớn các nghiên cứu thực nghiệm trước đây về quản trị rủi ro như Nance
và cộng sự (1993), Mian (1996), Getzy và cộng sự (1997), Allayannis và Weston (2001) và
Cummins và cộng sự (2001) đã sử dụng một biến nhị phân bằng 1 nếu công ty đã sử dụng các
công cụ phái sinh và 0 nếu không có. Vì bao gồm tất cả các hoạt động quản lý rủi ro, biến nhị
phân của tác giả khôn g phải chịu sự phân loại không chính xác vị thế tài chính. Điều này đã
cho phép tác giả giải quyết hoạt động phái sinh từ hoạt động quản lý rủi ro, đó là một lợi thế
lớn của phương ph áp tiếp cận của tác giả.
4.2.2. Biến độc lập
a. Chi phí kiệt quệ tài chính
Để kiểm tra các giả thuyết liên quan đến việc giảm chi phí kiệt quệ tài chính, thông tin
và chi phí giao dịch quy mô kinh tế tác giả đã sử dụng quy mô của côn g ty và đòn bẩy của
công ty.
Quy mô của một công ty được đo bằng giá trị sổ sách của tài sản (Haushalter, 2000;
Hoyt và Khang, 2000; Allayannis và W eston, 2001; Allayannis và Ofek, 2001) và giá trị sổ
sách của tổng doanh thu bán hàng (Allayannis và Weston, 2001).
Đòn bẩy, đại diện cho các tác độn g của tài sản cố định lên quyết định tự phòng ngừa rủi
ro, được đo bằng tỷ số giữa giá trị sổ sách của nợ dài hạn trên giá trị sổ sách của tài sản
(Tufano, 1996; Nance và cộng sự, 1993; Getzy và cộng sự, 1997), tỷ số giá trị sổ sách của nợ
dài hạn trên giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu (Hoyt và Khang, 2000; Allayannis và W eston,
2001; Mian, 1996) và tỷ số khả năng thanh toán lãi vay được xác định như là thu nhập trước lãi
và thuế trên tổng chi phí lãi vay (Getzy và cộng sự, 1997; Nance v à cộng sự, 1993). Các hệ số
của tất cả các biến trên được dự báo sẽ là mang dấu dương.
b. Chi phí đại diện
Xếp hạng tín nhiệm của một công ty được đánh giá bởi các cơ quan xếp hạng đại diện

cho vấn đề bất cân xứng thôn g tin. Biến đã được mã hoá là “1” cho các công ty có xếp hạng tín
nhiệm và “0” nếu không có. Các doanh nghiệp có xếp hạng tín nhiệm đã chịu sự giám sát nhiều
hơn của thị trường vốn và do đó được giả định đối mặt với sự bất cân xứng thông tin ít hơn
những công ty không có xếp hạng nợ (Barclay và Smith, 1995b). Các công ty có xếp hạng tín
nhiệm được dự đoán sẽ phòng ngừa rủi ro ít hơn, trong khi các côn g ty có sự bất cân xứng
thông tin lớn h ơn sẽ được hưởng lợi rất nhiều từ hoạt động quản trị rủi ro (DeMarzo và Duffie,
1995; Haushalter, 2000). Hệ số của biến này được dự đoán là mang dấu âm.
Đại diện khác sử dụng cho các vấn đề bất cân xứng thông tin là tỷ lệ phần trăm cổ
phiếu công ty thuộc sở hữu của nhà đầu tư của tổ chức. DeMarzo và Duffie (1995), Tufano

Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 11

(1996) và Getzy (1997) đã dự đoán rằng số lượng cổ phần thuộc sở hữu của nhà đầu tư tổ chức
nhiều hơn có liên quan tích cực đến sự sẵn có của thông tin, và do đó liên quan tiêu cực đến
khả năng phòng ngừa rủi ro. Do đó, tác giả dự đoán rằng hệ số biến này là mang dấu âm với
quyết định phòng ngừa rủi ro.
c. Chi phí tài trợ bên ngoài
Cơ hội đầu tư (tăng trưởng) được đo bằng tỷ số chi tiêu đầu tư trên giá trị sổ sách của
tài sản (Haushalter, 2000; Froot và cộng sự, 1993; DeMarzo & Duffie, 1995; Getzy & cộng sự,
1997; Smith & Stulz, 1985),và tỷ lệ chi tiêu đầu tư so với giá trị tổng doanh thu (DeMarzo và
Duffie, 1995; Froot và cộng sự, 1993; Getzy và cộng sự, 1997; Smith và Stulz, 1985; Dolde,
1995). Các hệ số của các biến được dự báo sẽ là mang dấu dương.
d. Thuế
Để kiểm tra giả thuyết thuế, các thước đo hàm thuế hiệu lực của công ty được sử dụng
như: tổng giá trị thuế do thua lỗ man g sang và mang lui (Nance và cộng sự, 1993), tổng giá trị
thuế do thua lỗ mang sangvà mang luitrên tổng tài sản (Smith & Stulz, 1985; Getzy &cộng sự,
1997; Tufano, 1996) (Nance & cộng sự, 1993), các khoản tín dụngthuế đầu tư sử dụng để bù
đắp thuế thu nhập phải nộp. Nếu một công ty có thuế mang sang, thuế mang lui ho ặc các khoản
tín dụngthuế đầu tư thì biến nhị phân sẽ nhận giá trị 1, và 0 nếu ngược lại (Allayannis và Ofek,
2001). Các hệ số tất cả các biến trên được dự báo sẽ là man g dấu dương.

e. Lợi ích của nhà quản lý
Mức độ tài sản của công ty được sở hữu bởi các nhà quản lý đại diện cho lợi ích của
nhà quản lý được đo lường theo hai cách:Giá trị sổ sách vốn chủ sở hữu của công ty thuộc sở
hữu của ban quản lý (Tufano, 1996; Getzy & cộng sự, 1997).Tỷ lệ cổ phiếu của côn g ty được
nắm giữ bởi ban quản lý (Hoyt và Khang, 2000; Haushalter, 2000). Các ưu đãi cho các nhà
quản lý để phòng ngừa rủi ro nên được tăng trong cả hai biến (Smith & Stulz, 1985), do đó các
hệ số được dự báo sẽ là mang dấu dương.
Mức độ mà quyền chọn được sử dụng để thưởng các nhà quản lý được đo bằng một
biến nhị phân nhận giá trị 1 nếu các nhà quản lý của công ty sở hữu quyền chọn cổ phiếu và 0
nếu ngược lại. Tác giả đã dự đoán đại lượng này tương quan âm với quy mô phòng ngừa rủi ro.
Thước đo đại diện cho sự ghét rủi ro của người quản lý – t uổi nhà quản lý và nhiệm kỳ
hoặc vốn nhân lực trao cho công ty (Tufano, 1996). Tác giả đã dự đoán rằng các nhà quản lý
trẻ tuổi và các nhà quản lý có nhiệm kỳ ngắn hơn trong công việc sẽ có xu hướng quản trị rủi
ro nhiều hơn.
f. Chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro
Để kiểm tra giả thuyết về chiến lược thay thế phòn g ngừa r ủi ro, tác giả đã sử dụng m ột
số thước đo được đề xuất bởi các tài liệu Cummins và cộng sự (2001) xem xét các khả năng mà
công ty đại chúng và công ty nội bộ có thể hành xử khác nh au liên quan đến quản lý rủi ro. Các
chủ sở hữu của các công ty nội bộ có thể có mức độ kiểm soát hành vi quản lý cao, và do đó, sẽ
có thể gắn kết lợi ích của các nhà quản lý với lợi ích của công ty. Tác giả kỳ vọng các chủ sở
hữu của các công ty nội bộ thích tối đa hóa giá trị. Tuy nhiên, cũng có thể là biểu hiện một mức
độ lo n gại r ủi ro, dẫn đến tài sản của cổ đông được đa dạng hóa dưới mức tối ưu vì sự nắm giữ
của họ trong công ty.Để kiểm tra sự khác biệt giữa các công ty đại chúng và công ty nội bộ,
biến giả bằng 1 nếu là côn g ty đại chúng và 0 nếu khác. Nếu các công ty nội bộ có xu hướng sợ
rủi ro, hệ số của biến giả công ty đại chúng được dự đoán là mang dấu dươn g. Tuy nhiên, nếu

Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 12

các côn g ty nội bộ chủ yếu theo đuổi tối đa hóa giá trị, biến này sẽ không có ý nghĩa về mặt
thống kê.

Đại diện cho chính sách cổ tức là tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty bằng cổ tức hàng năm
chi trả cho các cổ đôn g thườn g như một phần thu nhập sau thuế và lãi (Haushalter năm 2000;
Getzy & cộng sự, 1997).Tác giả đã giả định rằng tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty cao hơn thì
nhu cầu của công ty để phòng ngừa rủi ro là thấp hơn, bởi vì công ty không phải chịu thiếu hụt
tiền mặt (Nance & cộng sự, 1993).
Tỷ số thanh toán nhanh của công ty được coi là đại diện cho tính thanh khoản của công
ty, được xác định là tiền và chứng khoán ngắn hạn chia cho nợ ngắn hạn ( Smith và Stulz, 1985;
Froot & cộng sự, 1993). Một thước đo thanh khoản của một công ty là tỷ lệ thanh khoản bằng
tài sản ngắn hạn chia nợ ngắn hạn (Nance & cộng sự, 1993). Hệ số cả ba biến được dự đoán là
mang dấu âm.

BẢNG TÓ M TẮT KỲ VỌNG DẤU C ỦA CÁC BIẾN NGHIÊN C ỨU

Biến nghiên
cứu
Biến đại diện
Kỳ vọng d ấu tác
động lên quyết định
phòng n gừa rủi ro
Chi phí kiệt
quệ tài chính
Tổng tài sản
+
Tổng doanh thu
Nợ dài hạn/Tổng tài sản
Nợ dài hạn/ VCSH
EBIT/I
Chi phí đại
diện
Xếp hạng tín nhiệm

+
TL cổ phiếu thuộc sở hữu NĐT tổ chức
Chi phí tài trợ
bên ngoài
Chi tiêu đầu tư/Tổng tài sản
+
Chi tiêu đầu tư/Tổng doanh th u
Thuế
Tổng giá trị thuế do thua lỗ mang sang và mang lui
+
T
ổ
ng giá tr
ị

thu
ế

do thua l
ỗ

mang sang và mang lui/
Tổng tài sản
Tín dụng thuế đầu tư
Lợi ích nhà
quản lý
Giá trị VCSH thuộc NQL
+
TL cổ phiếu thuộc sở hữu NQL
Quyền chọn m ua CP

Tuổi quản lý
Số nhiệm kỳ quản lý
Chiến lược
thay thế
phòng n gừa
rủi ro
Công ty đại chúng
-
Tỷ lệ chi trả cổ tức
Tỷ số thanh toán nhanh
Tỷ số thanh khoản


Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 13

Trong bảng dưới đây tác giả trình bày thống kê mô tả các biến, sử dụng trong phân tích
đơn biến trong mô hình hồi quy logistic cho mẫu Croatian và Slovenia.
Bảng 1

Thố ng kê mô tả các biến độc lập –Mẫu Croatian.


N

Minimum

Maximum

Mean

Std. deviation

Skewn ess

Std.error

Statistic

Statistic

Statistic

Statistic

Statistic

Statistic



Tổng tài sản

49

3117

3,796,086

262,189.67

599,929.59

4.848

.340

Tổng doanh thu bán hàng

49

162

1,304,680

129,032.61

213,620.29

4.321

.340

Nợ/tổng tài sản

49

.0569

1.6767

.536147

.310749

1.001

.340

N
ợ

dài h
ạ
n/T
ổ
ng tài s
ả
n

48

.0000

.7240

.217236

.182465

1.112

.343

Nợ dài hạn/Vốn CSH

48

−3.1860

22.9220

1.592013

4.072219

4.042

.343

T
ỷ

s
ố

th anh toán lãi vay

44

−

13.7689

120.2259

9.966513

23.660138

3.692

.357

Tỷ lệ cổ phần thuộc sở hữu bởi NĐT tổ chức

48

.0000

.7250

0.06776

.145301

2.983

.343

Tiền và tương đương tiền/Tổng tài sản

48

.0006

.3599

0.07488

0.0874973

1.522

.343

Chi tiêu đ ầu tư/Tổng tài sản

49

.0000

.5642

0.0885203

0.0105411

2.501

.340

Chi tiêu đ ầu tư/Tổng doanh thu

49

.0000

4.1468

.229198

.609356

5.830

.340

Chi phí R&D/ Tổng tài sản

47

.0000

.0546

0.0454177

0.0109967

3.030

.347

Tổng giá trị thuế do thua lỗ mang sang và
mang lui

49

.00

988,041

41,355.8980

159,879.3119

5.029

.340

Tổng giá trị thuế do thua lỗ mang sang và
mang lui/Tổng tài sản

49

.0000

31.1823

.714151

4.451312

6.962

.340

Tín dụng thuế đầu tư

48

.00

9660

298.3125

1438.9671

6.187

.343

VCSH thuộc sở hữu của nhà quản lý

49

.0

108,566.0

7010.596

18,523.473

4.239

.340

Tỷ lệ cổ phần thuộc sở hữu của nhà quản lý

49

.000

1.000

.19263

.33858

1.775

.340

Số nhiệm kỳ nhà quản lý

49

2

38

12.35

10.36

1.095

.340

Tỷ lệ ch i trả cổ tức

43

.00

.98

.1550

.2663

1.605

.361

T
ỷ

s

ố

th anh toán nhanh

48

.0009

6.2500

.547654

1.044173

3.947

.343

Tỷ số th anh khoản

49

.0216

25.6076

2.680185

3.959613

4.443

.340

Tỷ lệ cổ phần thuộc sở hữu của nhà đầu tư
nước ngoài

49

.0000

1.0000

.245890

.370236

1.171

.340


Nguồn: dữ liệu khảo sát ở Croatian.


Các biến được trình bày theo giá trị tuyệt đối có đơn vị tính là 1000 Euro.

Bảng 2

Thố ng kê mô tả các biến độc lập –Mẫu Slov enian.

N Minimum Maximum Mean Std. deviation Sk ewness Std. error

Statistic Statistic Statistic Statistic Statistic Statistic



Tổn g tài sản

41 12,194 1,179,145 151,221.51 236,982.42 3.089 .369

Tổn g doanh thu bán hàng

41 14,094 1,754,016 141,072.39 275,470.64 5.286 .369

N
ợ
/t
ổ
ng tài s
ả
n

41

.0456

.9967

.406892

.206677

.284

.369


Nợ dài hạn/Tổng tài sản

41 .0000 .3069 .121320 9.21496E−02 .407 .369

N
ợ

dài h
ạ
n/V
ố
n CSH

41

.0000

.8407

.280353

.261797

.861

.369


Tỷ số thanh toán lãi vay

40 −95.0833 564.3571 19.742316 91.284027 5.677 .374

Tỷ lệ cổ phần thuộc sở hữu bởi NĐT tổ chức

40 .00 100.00 17.6833 28.3987 1.786 .374

Tiền và tương đương tiền/Tổng tài sản 41 .0003 .2499 3.62719E-02 5.23842E-02 2.480 .369

Chi tiêu đ ầu tư/Tổng tài sản 41 .0000 .2336 7.19644E−02 5.62824E−02 .744 .369

Chi tiêu đ ầu tư/Tổng doanh thu 41 .0000 .7295 8.43 506E-02 .119113 4.251 .369

Chi phí R&D/ T
ổ
ng tài s
ả
n

35

.0000

.0591

1.19042E
−02

1.65807E
−02

1.422

.398


Tổn g giá trị thuế do thua lỗ mang sang và
mang lui

40 .00 1696.00 42.4400 268.1548 6.325 .374

T
ổ
ng giá tr
ị

th u
ế

do thua l
ỗ

mang sang và

mang lui/Tổng tài s ản

40 .0000 .0500 1.25292E−03 7.90787E−03 6.325 .374

Tín dụng thuế đầu tư

38 .00 26,978.00 2656.2105 5196.7128 3.571 .383

VCSH thuộc sở hữu của nhà quản lý

41 .0 78,375.0 2505.265 1 2,247.611 6.244 .369

Tỷ lệ cổ phần thuộc sở hữu củ a nhà quản lý

39 .00 100.00 4.8815 1 7.9650 4.705 .378

Tuổ i của quản lý

40 2 5 3.25 .95 .023 .374

Số nhiệm kỳ quản lý

38 3 37 15.14 9.73 .675 .383

Tỷ lệ chi trả cổ tức

38 .00 160.00 23.7161 38.0949 1.873 .383

T
ỷ

s
ố

thanh toán nhanh

41

−
.5976

3.0000

.221750

.534335

3.828

.369


Tỷ số thanh khoản

41 −10.8570 20.0000 1.896927 3 .696341 2.075 .369

Tỷ lệ cổ phần thuộc sở hữu củ a nhà đầu tư
nước ngoài

40 .00 100.00 23.0070 40.1712 1.291 .374

Nguồn: dữ liệu khảo sát ở Slovenian



Các bi
ế
n đư
ợ
c trình bày theo giá tr
ị

tuy
ệ
t đ
ố
i có đơn v
ị

tính là 1000 Euro.



4.3. Kết quả nghiên cứu
4.3.1. Phân tích đơn biến
Theo kiểm định so sánh giá trị trung bình của những công ty có và không có phòng
ngừa rủi ro ở Crotian, thì chúng khác nhau ở biến đại diện cho chính sách tài chính thay thế
chiến lược phòng ngừa rủi ro. Những công ty phòng ngừa rủi ro có tỷ số thanh toán nhanh lớn
hơn, tức là khả năng thanh khoản ngắn hạn của những công ty này cao hơn những công ty

Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 14

không phòng ngừa rủi ro. Tác giả cho rằng chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro không được
xem như một chiến lược quản trị rủi ro đặc biệt, nhưngcác chính sách tài chính thay thế cũng
có thể làm giảm rủi ro cho doanh nghiệp mà không cần phải tiến hành các hoạt độn g quản trị
rủi ro (Nance 1993, Tufano 1996, Getzy 1997). Do đó, khi công ty có các chính sách tài chính
thay thế, nó sẽ ít thực hiện phòng ngừa rủi ro. Trái với dự báo, kết quả đã chỉ ra một mối tương
quan dương giữa quyết định phòng ngừa và biến giải thích đại diện cho chính sách tài chính
thay thế, những công ty càng có khả năng thanh khoản cao thì càng có độn g cơ phòng ngừa rủi
ro nhiều. Cùng kết quả, Froot và cộng sự (1993) đã dự đoán một mối tương quan dương giữa
khả năng thanh khoản và việc phòng ngừa rủi ro, lý giải rằng tính thanh khoản không phải là
chiến lược thay thế phòng ngừa mà là thước đo của các nguồn tài trợ nội bộ sẵn có. Người ta
cũng cho rằng mối tương quan dương giữa quyết định phòng n gừa và tỷ số thanh toán nhanh là
do giả thiết về những bất hảo của thị trường vốn và nguồn tài trợ đắt đỏ bên ngoài chứ không
phải bởi nhân tố chiến lược thay thế phòng ngừa. Do đó giả định về chiến lược thay thế phòng
ngừa nên bị bác bỏ trong trường hợp của những công ty ở Croatian. Tuy nhiên k ết quả này
không được ủng hộbởi phân tích tương quan (không có ý nghĩa thống kê).

Bảng 3

Kiểm đ ịnh t cho mẫu độc lập – Croatian hedgers/non -hedgers.


Levene’s test for
equality of

Variances


t-Test for equality

of means

Group statistics






F

Sig.

T

Sig. (2-tailed)



Number of

Mean

Std. deviation



Analysed

Companies





Qu ick ratio



−1.473









Equal variances assumed

4.531

.039

.147

Nonhedgers

13

.187749

.252538



Equal variances not assumed



−2.317

.026

Hedgers

35

.681333

1.190270

Kết quả kiểm định đơn biến cho rằng những công ty phòng ngừa rủi ro không có khác
biệt với những côn g ty không phòng ngừa về chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của vay
nợ, thị trường vốn bất hảo, các khoản mục ưu đãi về thuế hoặc lợi ích nhà quản lý. Do đó,
nghiên cứu này bác bỏ tất cả những giả thiết nghiên cứu về tối đa hóa giá trị cổ đông cũng như
tối đa hóa lợi ích của nhà quản lý đối với nhưng côn g ty ở Croatian.
So sánh kết quả phân tích đơn biến của Croatian với kết quả của phân tích khám phá ở
Slovenian thì thấy rằng những lý thuyết phòng ngừa được kiểm định có ít khả năng dự báo về
chương trình quản trị rủi ro ở cả 2 quốc gia. Kiểm định đơn biến thấy rằng các công ty có
phòng ngừa ở Slovenian khác vớ i những công ty không phòng ngừa ở hệ số của biến giả công
ty đại chúng, đại diện cho chiến lược thay thế phòng ngừa. Mối tương quan dương giữa quyết
định phòng ngừa và hệ số biến giả của những công ty đại chúng đưa đến kết luận rằng những
công ty có cổ phiếu được niêm yết trên sàn sẽ có nhiều động cơ để phòng ngừa trong khi
những công ty nội bộ thì không lo ngại rủi ro nên không phòng ngừa. Điều này trái với dự báo
của tác giả trong giả định về hành vi khác nh au của những công ty đại chúng và công ty nội bộ
liên quan tới quản trị rủi ro (St ulz 1984, Smith và St ulz 1985, Froot 1993, Cummins 2001). Kết
quả này không được ủng hộ bằng phân tích tương quan. Những kết quả khác chỉ ra rằng những
công ty phòng ngừa ở Slovenian không khác so v ới những công ty không phòng ngừa về chi
phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của vay nợ, bất hảo của thị trường vốn, các khoản m ục
ưu đãi về thuế hoặc lợi ích nhà quản lý. Do đó bài nghiên cứu bác bỏ tất cả những giả định
nghiên cứu liên quan tới giả thuyết tối đa hóa giá trị cổ đông và giả thuyết tối đa hóa lợi ích
nhà quản lý cho những công ty ở Slovenian.


Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 15

Bảng 4

Kiểm đ ịnh t cho mẫu độc lập – Slovenian hedgers/non-hedgers.

Levene’s test for


t
-
Test for equality of
means Group s tatistics




equality of





variances






F

Sig.

t

Sig. (2-tailed)


Nu mber of analysed
companies

Mean

Std. deviation





Company listed on the stock-exchange


−1.406








Equal variances assumed

13.355

.001

.168

Nonhedgers

9 .00

.00



Equal variances not assumed



−2.675

.012

Hedgers

32 .19

.40




4.3.2. Phân tích đa biến

Ước lượng hồi quy logistic nhị thức để phân biệt giữa các biến giải thích cho quyết định
phòng ngừa rủi ro. Những biến được kiểm định trong phân tích đa biến dựa trên những yếu tố
đã trình bày trong mục 2. Trong mô hình logistic, để kiểm định liệu quyết định có phòng ngừa
hay không,tác giả sử dụng một hàm gồm 6 nhân tố: chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện,
bất hoàn hảo của thị trường vốn, thuế, lợi ích nhà quản lý và những thay thế phòng ngừa. Bởi
vì nhữngyếu tố này thích hợp để đo lường một số đặc tính của doanh nghiệp nên tác giả sẽ ước
lượng hồi quy logistic riêng cho tất cả những kết hợp có thể được của những biến này cho mỗi
giả thiết dự báo. Trong các yếu tố chính, năm yếu tố đầu tiên được dự báo là có mối tương
quan dương với quyết định phòng ngừa của côn g ty. Đó là, chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí
đại diện, những bất hoàn hảo của thị trường vốn, thuế, lợi ích nhà quản lý càng lớn thì khả
năng doanh n ghiệp tham gia vào các hoạt động phòng ngừa rủi ro càng cao. Yếu tố thứ sáu là
chiến lược thay thế phòng ngừa được kỳ vọng có mối tương quan âm với quyết định phòng
ngừa rủi ro. Biến phụ thuộc được mã hóa là “1” nếu công ty có phòng ngừa rủi ro và “0” cho
trường hợp ngược lại.
Mối quan hệ giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và các nhân tố ảnh hưởng có thể được
trình bày theo một hàm như sau:
Hedge=
f
(FC, AC, CEF, T, MU, HS)
Trong đó:
Hedge là biến nhị phân, bằng 1 nếu công ty có phòn g n gừa và 0 nếu không phòng ngừa,
FC là xác suất kiệt quệ tài chính hoặc phá sản của công ty, AC là chi phí đại diện của vay
nợ,CEF là chi phí tài trợ bên ngoài,T là độ lồi của hàm thuế, MU là mức tài sản của các nhà
quản lý đầu tư vào công ty,HS là mức độ những chiến lược thay thế phòng n gừa được công ty
sử dụng.
Bảng 5 báo cáo kết quả phân tích đa biến liên quan đến khả năng phòng ngừa của
những công ty được phân tích ở Croatian. Những biến độc lập bao gồm: tổng doanh số bán
hàng đại diện cho quy mô và chi phí tài chính, xếp hạng nợ đại diện cho chi phí đại diện của
vay nợ, ch i tiêu đầu tư trên tài sản đại diện cho chi phí tài trợ từ bên ngoài, tổng giá trị của
khoản thuế thua lỗ chuyển sang đại diện cho động cơ thuế, tỷ lệ cổ phần được sở hữu bởi các

nhà quản lý công ty đại diện cho lợi ích nhà quản lý và tỷ số thanh toán nhanh đại diện cho
những thay thế phòng ngừa. Các biến đại diện này đều có giá trị t có ý nghĩa thống kê và phù
hợp nhất với các ý tưởng xây dựng trong mô hình hồi quy logistic. Ngoài mô hình trên, tác giả
đã tạo ra được nhiều đại diện thích hợp để đo lường các đặc tính của công ty nên tất cả những
kết hợp có thể có của các biến này đều được ước lượng bằng hồi quy logistic riêng biệt.


Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 16

B
ảng 5



Kết quả p hân tích đa biến – mẫu Croatian

Nu mber of selected cases: 49








Nu mber rejected because o f missing d ata: 1


Nu mber of cases included in the analysis: 48



Ind ependent variables









FINCOST2

Total sales revenues





AGCOST1

Credit rating



CEF2


Inv estment expenditures-to-assets ratio


TAX1

Total value of tax loss carry-forward and carry backs


SUBSTIT3

Qu ick ratio


MNGUTIL2

Sh are o f the company owned by management



Estimation terminated at iteration number 7 because






Log Likelihood decreased by less than .01 percent



−2 log likelihood


26.268






Goodness of Fit

26.163

Cox and Snell – R
2


.463







Nagelkerke – R
2


.671







Chi-square


Df

Significan ce



Model

29.805



6

.0000




Block

29.805


6

.0000


Step

29.805

6

.0000



Chi-square


df


Significan ce










Hosmer and Lemesh ow Goodness-o f-Fit Test

Goodness -of-fit test


5.1031


8


.7465



Variables in the equation

Variable

B

S.E.

Wald

df

Sig

R



FINCOST2

1.64E
−05

1.162 E
−05

2.0035

1

.1569

.0079


AGCOST1

9.2589

4.3783

4.4721

1

.0345

.2100



CEF2

47.3943

22.4482

4.4575

1

.0347

.2093



TAX1

−1.1E−06

6.311 E−06

.0278

1

.8675

.0000


SUBSTIT3

1.5195

1.2838

1.4008

1

.2366

.0000



MNGUTIL2

−8.5670

3.9033

4.8172

1

.0282

−.2241


Constant

−2.5073

1.3908

3.2500

1

.0714



No ountliers found

Mô hình hồi quy đa biến những công ty ở Croatiancho thấy rằng quyết định phòng ngừa
của doanh nghiệp có liên quan đến xếp h ạng tín nhiệm của công ty, tỷ lệ chi tiêu đầu tư trên tài
sản và tỷ lệ cổ phiếu của các côn g ty được nắm giữ bởi nhà quản lý. Xếp h ạng tín nhiệmbiểu
hiện cho chi phí đại diện của vay nợ. Trong giả thiết nghiên cứu, tác giả cho rằng nh ững công
ty được xếp hạng tín nhiệm thì ít phòng ngừa. Mà chi phí đại diện của vay nợ liên quan đến
mức độ của bất cân xứng thông tin trong công ty, các công ty với mức độ bất cân xứng thông
tin lớn sẽ có nhiều động cơ phòng ngừa rủi ro bằng cách chuyển dịch r ủi rohoặc đầu tư dưới
mức. Bằng chứng tìm thấy không phù hợp với những dự báo liên quan đến chi phí đại diện của
vay nợ, bởi vì biến ph ụ thuộc có tương quan dương với xếp hạng tín nhiệm trong mô hình của
tác giả, dẫn đến kết luận rằng các côn g ty có xếp hạng tín nhiệm sẽ ưa thích phòng n gừa rủi ro.
Điều này trái với kết quả của DeMarzo và Duffie (1995) và Haushalter (2000), họ đã chứng
minh rằng các côn g ty với xếp hạng tín nhiệm sẽ phòng ngừa ít, trong khi đó những công ty
không có x ếp hạng tín nhiệm thì bất cân xứn g thông tin lớn sẽ có lợi h ơn nếu thực hiện quản trị
rủi ro. Biến thay thế khác đại diện cho chi phí đại diện (tỷ lệ cổ phần được nắm giữ bởi các nhà
quản lý côn g ty) cũng không cho thấy sự tương thích nào với việc phòng n gừa rủi ro.
Tỷ số chi tiêu đầu tư trên tài sản cho thấy cơ hội đầu tư của côn g ty được dùng để kiểm
định giả thiết rằng các côn g ty có phòng ngừa rủi ro nhiều khả năn g là đang có các cơ hội đầu
tư lớn (Froot 1993, Getzy 1997, Allayannis và Ofek 2001). Giả thuyết chính cho rằng khi
nguồn tài trợ bên ngoài (nợ và /hoặc vốn chủ sở hữu) trở nên đắt đỏ thì nh ững công ty cần vốn

Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 17

đầu tư sẽ phòng ngừa dòng tiền của họ để tránh sự thiếu hụt vốn, bởi tình trạng này có thể

khiến doanh nghiệp phải lao vào thị trường vốn đắt đỏ. Kết quả của mô hình logistic ủng hộ
cho dự báo n ày và ch ỉ ra mối tương quan dương có ý nghĩa thống kê giữa quyết định phòng
ngừa và tỷ số chi tiêu đầu tư trên tài sản. Tuy nhiên, khi thay thế tỷ số chi tiêu đầu tư trên tài
sản bằng những biến khác, cũng đại diện cho bất hảo của thị trường và chi phí tài trợ từ bên
ngoài, thì kết quả kiểm định không có ý nghĩa thống kê. Các kết quả n ày cho thấy mối quan hệ
giữa phòng ngừa rủi ro và thị trường vốn bất hảo là không mạnh.
Biến thứ ba có ý nghĩa trong mô hình là tỷ lệ cổ phần đang lưu hành của công ty mà
nhà quản lý sở hữu. Tác giả cho rằng nh ững nhà quản lý bị hạn chế khả năng đa dạng hóa các
vị thế tài sản nắm giữ nên họ có động cơ mạnh mẽ để phòng ngừa. Thường thì các loại hình
phòng ngừa rủi ro không được dùng để gia tăng giá trị cho các cổ đông mà để gia tăng tài sản
cho nhà quản lý. Để tránh tình trạng này, người ta thiết kế các bản hợp đồng “thù lao” để khi
nhà quản lý làm gia tăng giá trị doanh nghiệp, họ cũng sẽ làm tăng lợi ích mong đợi của mình.
Điều này có thể đạt được bằng cách bổ sung thêm các điều khoản dạng quyền chọn vào hợp
đồng. Đề cập tới nhân tố này lần đầu là St ulz 1984, sau đó là Smith và St ulz 1985. Một số
nghiên cứu thực n ghiệm cũng xác nhận giả thiết này như Tufano 1996, Gay và Nam 1998, trái
lại Getzy 1997 và Haushalter 2000 không tìm thấy bằng chứng cho rằng phòng ngừa rủi ro bị
ảnh hưởng bởi số cổ phần của nhà quản lý. Kết quả nghiên cứu này cho thấy mối tương quan
âm giữa phòng ngừa rủi ro và số cổ phần của nhà quản lý, nghĩa là những doanh nghiệp có tỷ
lệ số cổ ph ần mà nhà quản lý nắm giữ càng lớn thì càng ít phòng ngừa rủi ro. Điều này trái với
dự đoán cuả tác giả cũng như kết quả của Tufano (1996) là những doanh nghiệp mà nhà quản
lý càng đầu tư nắm giữ nhiều cổ phiếu của côn g ty thì càng quản trị rủi ro. Những biến khác
đại diện cho giả thiết về lợi ích nhà quản lý (như giá trị cổ phần công ty do nhà quản lý sở hữu,
các quyền chọn cổ phiếu của nhà quản lý, tuổi và nhiệm kỳ nhà quản lý) đều không có ý nghĩa
trong mô hình. Do đó tác giả bác bỏ giả thiết tối đa hóa lợi ích nhà quản lý.
Nói chung, nh ững bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa quyết định phòng
ngừa rủi ro và chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện, bất hảo của thị trường vốn và tài trợ
bên ngoài, thuế, lợi ích nhà quản lý và chiến lược thay thế phòng ngừa của các công ty phi tài
chính ở Croatian đều thất bại trong việc kiểm định giả thuy ết, ngoại trừ nhân tố tài trợ bên
ngoài đo bằng tỷ lệ chi tiêu đầu tư trên tài sản. Với kết quả này, tác giả m uốn nhấn mạnh rằng
mối quan hệ giữa phòng ngừa rủi ro và bất hoàn hảo của thị trường vốn mà được đại diện bởi

các biến khác trong giả thiết là không mạnh.
Bảng 6 là kết quả của phân tích đa biến về khả năng phòng ngừa rủi ro và những nhân
tố ảnh hưởng của các công ty ở Slovenia. Các biến độc lập xác định trước gồm tổng doanh thu
đại diện cho quy mô và chi phí tài chính, xếp hạng tín nhiệm biểu thị cho chi phí đại diện, chi
tiêu đầu tư trên tài sản đại diện cho tài trợ bên ngoài, tổng lỗ thuế man g sang đại diện cho động
cơ về thuế, tỷ lệ số cổ ph ần trong côn g ty của nhà quản lý nắm giữ đại diện cho lợi ích nhà
quản lý, và khả năng thanh toán nhanh đại diện cho các chiến lược thay thế phòng n gừa rủi ro.
Những biến này được cho là phù hợp nhất với mô hình hồi quy logistic. Biến phụ thuộc được
gán giá trị “1” nếu doanh nghiệp có phòn g n gừa rủi ro và giá trị “0” nếu ngược lại.
B
ảng 6



Kết quả phân tích đa biến – mẫu Slovenian.








Nu mber of selected cases: 40




Nu mber rejected becau se of missing data: 2

Nu mber of cases included in the analysis: 38



Ind ependent varia bles





FINCOST2


Total sales revenues



AGCOST1


Credit rating



CEF2

Investment expenditures-to-assets ratio

Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 18

TAX1

Total value of tax loss carry-forward and carry backs



MNGUTIL1


Value of equity owned by managers



SUBSTIT3


Quick ratio



Estimation terminated at iteration number 9 because



Log Likelihood decreased by less than .01 percent

−2 log likelihood


16.542



Goodness o f Fit

15.928



Cox and Snell – R
2


.448



Nag elkerke – R
2


.697

Chi-square

Df

Significance


Model

22.571

6

.0010


Block

22.571

6

.0010


Step

22.571

6

.0010



Chi-square

df

Significance



Hos mer and Le m es how G ood n e ss-o f-F i t Te st








Goodness -of-fit test


1.7025

8



.9888


Variables in the equation













Variable

B

S.E.

Wald

df

Sig

R



FINCOST2

.0001

5.504E−05

3.7022

1

.0543

.2086


AGCOST1

1.1796

1.3441

.7701

1

.3802

.0000


CEF2

−32.6534

17.2962

3.5642

1

.0590

−.2000

TAX1

.0041

.0402

.0105

1

.9184

.0000


MNGUTIL1

.0002

.0007

.1312

1

.7172

.0000


SUBSTIT3

5.2395

3.3843

2.3968

1

.1216

.1007


Constant

−2.7620

2.2990

1.4434

1

.2296


No outliers found

Kết quả mô hình hồi quy tại Slovenia cho thấy không có biến giải thích nào có ý nghĩa
thống kê, do đó kết luận rằng quyết định phòng ngừa rủi ro của các công ty ở Slovenia không
phụ thuộc vào bất kỳ lý thuyết dự đoán nào về quyết định phòng ngừa. Bằng chứng thực
nghiệm cũng thất bại trong việc kiểm định bất kỳ giả thiết nào. Tác giả kiểm định tính mạnh
mẽ của kết quả này bằng cách hồi quy logistic riêng biệt cho tất cả các kết hợp biến giải thích.
Cần nhấn mạnh rằng trong mô hình hồi quy mà các giá trị ngoại lai không được kiểm soát thì
tổng doanh thu đại diện cho quy mô gần như có ý nghĩa với p-value = 0.0503. Khi bỏ đi phần
dư được chuẩn hóa từ mô hình (đây là một trong những giả định quan trọng của mô hình hồi
quy logistic và độ tin cậy của kết quả) thì tổng doanh thu không còn có ý nghĩa(p=0.0543).



Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 19

5. KẾT LUẬN
5.1. Kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu đã đưa ra một kết luận quan trọng rằng, nh ững nhân tố phòng ngừa
rủi ro được khai thác có ít khả năng lý giải việc quyết định quản trị rủi ro của các công ty phi
tài chính tại Slovenia và Cro atian. Bằng chứng thực nghiệm dựa trên phân tích đơn biến và đa
biến giữa quyết định phòng ngừa và chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện, chi phí tài trợ
bên ngoài, thuế, lợi ích nhà quản lý và những chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro đã không
hỗ trợ cho bất kỳ giả thuyết kiểm định nào n goại trừ giả thuyết sự bất hoàn hảo của thị trường
vốn và chi phí tài trợ bên ngoài có thể đo lường bằng tỷ số chi tiêu đầu tư trên tài sản. Kết quả
này nhất quán với những kết luận của Bessembinder (1991), Froot. (1993), Dobson & Soenen
(1993), Nance. (1993), Getzy. (1997) và Allayannis & Ofek (2001) và nghiên cứu dự đoán
rằng quyết định phòng ngừa rủi ro của công ty tương quan dương với việc đo lường các cơ hội
đầu tư (tăng trưởng). Nghiên cứu này đã chứng minh rằng lợi ích của việc phòng ngừa rủi ro
càng lớn khi các lựa chọn tăng trưởng trong các cơ hội đầu tư càng cao bởi vì việc giảm tính
biến động của dòng tiền bằng những biện pháp phòng ngừa rủi ro sẽ cải thiện khả năng có đủ
nguồn vốn nội bộ đáp ứng cho đầu tư mà không phải từ bỏ những dự án mang lại lợi nhuận hay

phải gánh chịu các chi phí giao dịch cho việc tiếp cận các nguồn vốn từ bên n goài. Lưu ý rằng
một biến khác (tỷ lệ chi tiêu đầu tư trên tổng doanh thu) được sử dụng để kiểm định giả thiết
thị trường vốn bất hảo không có ý nghĩa thống kê trong việc phân tích sự khác biệt giữa những
công ty có sử dụng và không sử dụng phái sinh. Những kết quả này cho thấy mối quan hệ giữa
việc phòng ngừa rủi ro và sự bất hảo của thị trường vốn là khôn g mạnh. Do đó, kết quả này nên
được x em xét một cách kỹ lưỡng. Nhìn chung, dữ liệu dù tốt nhất cũng chỉ giải thích được rất ít
cho các dự đoán của giả thuyết kiểm định. Những giả thuyết khác về quy mô doanh nghiệp và
chi phí kiệt quệ tài chính dự kiến không cho thấy sự tương thích nào trong việc giải thích các
quyết định phòng ngừa rủi ro của các công ty ở Croatian. Việc phân tích hồi quy đơn biến và
đa biến cho các công ty ở Slovenia không có ý nghĩa thống kê, vì vậy tác giả kết luận rằng
không có bất kỳ sự ph ụ thuộc nào vào các lý thuyết dự báo về phòng n gừa rủi ro.
Hơn nữa, các phân tích cũng đã chỉ ra mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa quyết định
phòng ngừa rủi ro và các lý thuyết phòng ngừa rủi ro khác, nhưng những mối quan hệ này lại
có dấu trái ngược với kỳ vọng. Tiến hành kiểm định đơn biến và đa biến đối với các giả thuyết
về những chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro nhận thấy rằng các công ty có phòng ngừa rủi
ro ở Croatian có tỷ số thanh toán nhanh lớn hơn. Do đó, tác giả không chỉ bác bỏ giả định rằng
những công ty có mức thanh khoản càng thấp thì càng có nhiều động cơ để thực hiện phòng
ngừa rủi ro, mà còn chứng minh các công ty có tính thanh khoản càng cao thì càng có khả năng
phòng ngừa rủi ro. Tuy nhiên, cũng có tranh luận là những công ty sử dụng các kỹ thuật phòng
ngừa rủi ro đã cải thiện được khả năng thanh khoản của mình. Rất khó để phân biệt mối quan
hệ nhân quả giữa tính thanh khoản và việc phòng ngừa rủi ro. Liệu tính thanh khoản ảnh hưởng
đến quyết định phòng ngừa rủi ro hay ngược lại. Cuối cùng, bởi vì phòng ngừa rủi ro có ảnh
hưởng cùng chiều với hiệu quả hoạt động của công ty nên cần xem xét kỹ kết quả này.
Tương quan dương giữa quyết định phòng n gừa rủi ro của các công ty ở Slovenia và hệ
số hồi quy của biến giả công ty đại chúng dẫn tới một kết luận rằng nh ững công ty niêm yết cổ
phiếu trên sàn sẽ có nhiều động cơ để phòng ngừa rủi ro trong khi những côn g ty cổ phần nội
bộ thì không e ngại rủi ro nên hệ số của biến giả công ty cổ phần nội bộ sẽ mang dấu âm. Do
đó, những giả thuyết về hành vi khác nhau của những công ty đại chúng và công ty cổ phần nội
bộ đối với việc quản trị rủi ro đã được chứng minh là có liên quan nhưng nó bị bác bỏ vì mối
quan hệ này lại trái ngược. Đó là những công ty đại chúng lại có xu hướng e ngại rủi ro hơn

Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 20

các côn g ty cổ phần nội bộ. Trong thực tế, bất chấp ý kiến cho rằng số lượng những cổ đông
của công ty đại chúng lớn, kết quả của nghiên cứu cho thấy có đến 64.7% những công ty
nghiên cứu tạiSlovenia được sở hữu bởi những cổ đôn g lớn, có nghĩa là những cổ đôn g này
nắm giữ nhiều hơn 50% cổ phiếu công ty và có khả năng chi phối việc kinh doanh. Vì thế có
một tranh cãi rằng các cổ đông lớn của côn g ty có ít khả năng đa dạng tài sản và do đó biểu
hiện sự e ngại rủi ro. Một cách giải thích khác cho dấu dương của hệ số biến giả của công ty
đại chúng có thể cho thấy trong thực tế những công ty đại chúng mà e ngại rủi ro sẽ phát đi một
tín hiệu tốt cho nhà đầu tư trong thị trường tài chính cũng như những cổ đông bởi vì một công
ty quản lý tốt độ nhạy cảm rủi ro sẽ được xem như một khoản đầu tư ít rủi ro hoặc một đối tác
kinh doanh tốt hơn. Tuy nhiên, các lý thuyết và bằng chứng thực n ghiệm không ủng hộ cho
tranh luận này, có nghĩa là lý giải này hoàn toàn dựa trên ý kiến của tác giả.
Một giả thiết khác mà có dấu trái ngược giữa tối đa hóa lợi ích của nhà quản lý với giả
thuyết chi phí đại diện của nợ trong trường hợp công ty Croatian. Mô hình hồi quy đa biến cho
thấy quyết định phòng ngừa của công ty có tương quan dương với xếp hạng tín nhiệm và tương
quan âm với số lượng cổ phần mà nhà quản lý nắm giữ. Vì vậy kết luận rằng những công ty
Croatian được xếp hạng tín nhiệm sẽ ít có sự bất cân xứng thông tin và có xu hướng phòng
ngừa rủi ro hơn. Tác giả cho rằng mối tương quan dương của quyết định phòng ngừa và mức
độ xếp hạng tín nh iệm của công ty có thể giải thích trên thực tế hoạt động quản trị rủi ro có tác
động cùng chiều với xếp hạng tín nhiệm của công ty, bởi vì một công ty quản lý tốt độ nhạy
cảm rủi ro hiện hữu được xem như khoản đầu tư ít rủi ro hoặc một đối tác kinh doanh tốt hơn.
Tuy nhiên các lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm không ủng hộ cho tranh luận này, có nghĩa
là lý giải này hoàn toàn dựa trên ý kiến của tác giả và những nghiên cứu tiếp theo nên tiến hành
kiểm định giả truyết này.
Thêm nữa, những công ty mà các nhà quản lý càng nắm giữ nhiều cổ phiếu của công ty
thì càng ít có x u hướng phòng ngừa r ủi ro. Tuy nhiên, cần nhấn mạnh rằn g có một sự khó khăn
trong việc sử dụng các biến số của những bài nghiên cứu khác (Smith và St ulz, 1985; Tufano,
1996; Getzy và cộng sự, 1997; Gay và Nam, 1998; Haushalter, 2000) để đại diện cho mức độ

những quyền chọn được sử dụng tron g các k ế hoạch “thù lao” cho nhà quản lý, đã cản trở việc
kiểm tra liệu những quyền chọn được nắm giữ bởi nhà quản lý của các côn g ty ở Croatian thực
sự có ảnh hưởng khôn g, vì trên thực tế những nhà quản lý nắm giữ cổ phần công ty sẽ khôn g e
ngại rủi ro và ít thực hiện phòng ngừa rủi ro. Thông tin về việc nắm giữ các quyền chọn của
nhà quản lý không có sẵn trên thị trườn g như trường hợp các công ty ở Cro atian và nhà quản lý
không sẵn lòng trả lời nh ững thông tin này trong bản khảo sát. Do đó, tác giả cho rằng mối
quan hệ nghịch biến giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và số lượng cổ ph ần được nắm giữ bởi
nhà quản lý có thể được giải thích bằng thực tế, ngoài v iệc nắm giữ cổ phiếu, những nhà quản
lý tại Croatian cũng có thêm những điều khoản dạng như quyền chọn. Điều này đã được chứng
minh (Tufano, 1996; Gay and Nam, 1998) rằng những nhà quản lý có nhiều quyền chọn thì sẽ
ít phòng n gừa rủi ro hơn. Smith and Stuzl (1985) khẳng định rằng các kế hoạch thù lao cho nhà
quản lý có ảnh hưởng tới sự lựa chọn phòng ngừa rủi ro. Họ tranh luận rằng mức lợi ích kỳ
vọng của tài sản nhà quản lý có thể thể hiện bằng một hàm lồi của lợi nhuận dự kiến của công
ty khi nhà quản lý sở hữu những quyền chọn chưa thực hiện. Vì vậy, các kế hoạch th ù lao càng
có nhiều quyền chọn thì nhà quản lý phòng ngừa rủi ro càng ít.Trong trường hợp này, những
nhà quản lý có thể lựa chọn tăng rủi ro của công ty để tăng giá trị quyền chọn của họ. Tranh
luận này ch ỉ dựa trên ý kiến của tác giả chứ không có bằng chứng thực n ghiệm, những nghiên
cứu sau nên tiến hành xác nhận tranh luận này.
Tác giả cho rằng những đặc tính của các công ty ở Croatian và Slovenia có thể được

Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 21

tìm thấy tại những công ty khác trong khu vực Nam - Đông Âu và những kết luận của nghiên
cứu này có thể xem như nền tảng từ đó có thể tổng quát hóa. Do đó, phân tích kết quả khảo sát
trong nghiên cứu cần mở rộng so sánh ra các nước trong khu vực. Tranh luận của tác giả về
quyết định phòng ngừa còn bị chi phối bởi những nh ân tố liên quan khác và phần lớn những
gợi ý này thì khôn g được đề cập trong những lý thuyết phòng ngừa rủi ro. Tác giả cũng cho
rằng các nước này nên phát triển thị trường công cụ phái sinh nội địa, điều này sẽ làm tăng việc
sử dụng những biện pháp quản trị rủi ro của các công ty phi tài chính cũng như những nhân tố
cơ bản của quyết định phòng ngừa rủi ro.

5.2. Hạn chế của bài nghiên cứu
Việc sử dụng một biến phụ thuộc nhị phân là một trở ngại bởi nó không hoàn toàn mô
tả quy mô của hoạt động phòng ngừa rủi ro. Có nghĩa là, một công ty phòng ngừa rủi ro 1%
hay 100% thì rủi ro của nó cũng được xử lý như nhau trong mô hình khi một biến nhị phân
được sử dụng.
Việc n ghiên cứu dựa trên khảo sát để thu thập dữ liệu cũng gặp phải các khó khăn như
tỷ lệ phản hồi thấp, không có khả năng để so sánh các kết quả khảo sát của công ty không phản
hồi và không thể thu thập thông tin về giá trị vốn khái toán của các công cụ phái sinh từ phía
các côn g ty phân tích.



Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 22

TÀI LIỆU TH AM KHẢO
Allayannis, G., Ofek, E., 2001. Exchange rate exposure, hedging, and the user of
foreign curren cy derivatives. Journal of Interna-tional Money and Finance 20 (2), 273–296
Bessembinder, H., 1991. Forward contracts and firm value: investment incentive and
contracting effects. The Journal of Financial and Quantitative Analysis 26 (4), 519–532.
Gay, G.D., Nam, J., 1998. The underinvestment problem and corporate derivatives
use. Financial Management 27 (4), 53–69.
Getzy, C., Minton, B.A., Schrand, C., 1997. Why firms use currency derivatives. The
Journal of Finance 52 (4), 1323–1354.
Graham, J.R., Smith Jr., C.W., 1996. Tax incentives to hedge. The Jo urnal of Finance
54 (6), 2241–2262.
Haushalter, D.A., Heron, R.A., Lie, E., 2002. Price uncertainty and corporate value.
Journal of Corporate Finance: Contracting, Governance and Organization 8 (3), 271–286.
Haushalter, G.D., 2000. Financing policy, basis risk, and corporate hedging: evidence
from oil and gas producers. The Journal of Finance 55 (1), 107–152.
Jensen, C.M., Smith Jr., C.W., 1985. Stockholder, manager, and creditor interests:

application of agency theory. In: Altman, E.I., Subrahmanyam, M.G. (Eds.), Recent
Advances in Corporate Finance. Irwin, Homewood, IL, pp. 93–131.
Jensen, M., Meckling, W., 1976. Theory of the firm managerial behaviour, agency
cost and capital str ucture. Journal of Financial Economics 3 (4), 305–360.
MacMinn, R.D., Han, L.M., 1990. Limited liability, corporate value, and the demand
for liability insurance. The Journal of Risk and Insurance 57 (4), 581–607.
Mayers, D., Smith Jr., C.W., 1987. Corporate insurance and the underinvestment
problem. Journal of Risk and Insurance 54 (1), 45–54.
Mello, A.S., Parsons, J.E., 2000. Hedging and liquidity. The Review of Financial
St udies 13 (1), 127–153.
Minton, B.A., Schrand, C., 1999. The impact of cash flow volatility on discretionary
investment and the cost of debt and equity financing. Journ al of Financial Economics 54 (3),
423–460.
Smith, C.W., Stulz, R.M., 1985. The determ inants of firms hedging policies. Journal
of Financial an d Quantitative Analysis 20 (4), 391–405.





PHỤ LỤC
Phụ lục A. Câu hỏi khảo sát
CÂU HỎI KHẢO SÁT

1. Công ty của bạn có quản trị rủi ro tài chính không? (LƯU Ý: Có thể chọn nhiều câu trả lời)

a) Có, chúng tôi quản lý tất cả các loại rủi ro tài chính (tiền tệ, lãi suất và rủi ro về giá).
b) Có, nhưng chúng tôi chỉ quản trị rủi ro lãi suất.
c) Có, nhưng chúng tôi chỉ quản trị rủi ro tiền tệ.
d) Có, nhưng chúng tôi chỉ quản trị rủi ro về giá.

e) Không, chúng tôi không quản trị rủi ro tài chính .

LƯU Ý: Nếu công ty bạn có quản trị rủi ro tài chính, vui lòng trả lời toàn bộ các câu hỏi sau. Nếu công t y của bạn
không quản trị rủi ro tài chính, vui lòng tiếp tục trả lời từ câu 5.

2. Những công cụ nào sau đây được sử dụng như một công cụ quản trị rủi ro tiền tệ trong công ty bạn?

LƯU Ý: Có thể chọn nhiều công cụ. Nếu một vài công cụ dưới đây được sử dụng ở công ty của bạn, vui lòng đánh dấu X và xếp
loại tầm quan trọng của nó trong chiến lược quản lý rủi ro. Những công cụ bạn không sử dụng, đừng đánh dấu.

Công cụ Sử dụng

T
ầ
m quan tr
ọ
ng t
ừ

1
-
3 (1 ít quan tr
ọ
ng,
2 quan trọng, 3 rất quan trọng)
1. Phòng ng
ừ
a t
ự

nhiên



2. K
ế
t h
ợ
p c
ấ
u trúc ti
ề
n t
ệ

c
ủ
a tài s
ả
n và n
ợ

ph
ả
i tr
ả

(Ví d
ụ

như
nợ bằng ngoại tệ)


3. H
ợ
p đ
ồ
ng k
ỳ

h
ạ
n Ti
ề
n t
ệ




4. H
ợ
p đ
ồ
ng giao sau Ti
ề
n t
ệ

5. H
ợ
p đ
ồ
ng hoán đ
ổ
i Ti
ề
n t
ệ




6. H
ợ
p đ
ồ
ng Quy
ề
n ch
ọ
n ti
ề
n t
ệ

-

c
ổ

phi
ế
u giao d
ị
ch



7. H
ợ
p đ
ồ
ng Quy
ề
n ch
ọ
n ti
ề
n t
ệ

OTC

8. C
ấ
u trúc phái sinh (Vd: Hoán đ
ổ
i ti
ề
n t
ệ
)



9. Ch
ứ
ng khoán lai (
Vd: trá i phiếu chuyển đổi hoặc cổ phiếu ưu đãi
)



10. Phòng ng
ừ
a ho
ạ
t đ
ộ
ng (Đa d
ạ
ng hóa kinh doanh qu
ố

c t
ế

–

kinh
doanh 1 phần ở nước ngoài)


11. Các công c
ụ

khác. Vui lòng ghi rõ!




3. Những công cụ nào sau đây được sử dụng như một công cụ quản trị rủi ro lãi suất trong công ty bạn?

LƯU Ý: Có thể chọn nhiều công cụ. Nếu một vài công cụ dưới đây được sử dụng ở công ty của bạn, vui lòng đánh dấu X và xếp
loại tầm quan trọng của nó trong chiến lược quản lý rủi ro. Những công cụ bạn không sử dụng, đừng đánh dấu.

Công cụ Sử dụng

T
ầ
m quan tr
ọ
ng t
ừ

1
-
3 (1 ít quan tr
ọ
ng,
2 quan trọng, 3 rất quan trọng)
1. K
ế
t h
ợ
p k
ỳ

h
ạ
n c
ủ
a tài s
ả
n và N
ợ

ph
ả
i tr
ả

2. H
ợ
p đ
ồ
ng k
ỳ

h
ạ
n Lãi su
ấ
t



3. H
ợ
p đ
ồ
ng giao sau Lãi su
ấ
t



4. H
ợ
p đ
ồ
ng hoán đ

ổ
i Lãi su
ấ
t



5. H
ợ
p đ
ồ
ng quy
ề
n ch
ọ
n lãi su
ấ
t c
ổ

phi
ế
u



6. H
ợ
p đ
ồ

ng quy
ề
n ch
ọ
n lãi su
ấ
t OTC



7. C
ấ
u trúc phái sinh (Vd: v
ố
n, hoán đ
ổ
i, )



8. Ch
ứ
ng khoán lai (Vd: trái phi
ế
u chuy
ể
n đ
ổ
i ho
ặ

c c
ổ

phi
ế
u ưu đ
ãi)



9. Các công c
ụ

khác. Vui lòng ghi rõ!




4. Những công cụ nào sau đây được sử dụng như một công cụ quản trị rủi ro về giá trong công ty bạn?

LƯU Ý: Có thể chọn nhiều công cụ. Nếu một vài công cụ dưới đây được sử dụng ở công ty của bạn, vui lòng đánh dấu X và xếp
loại tầm quan trọng của nó trong chiến lược quản lý rủi ro. Những công cụ bạn không sử dụng, đừng đánh dấu.

Công cụ Sử dụng

T
ầ
m quan tr
ọ
ng t

ừ

1
-
3 (1 ít quan tr
ọ
ng,
2 quan trọng, 3 rất quan trọng)
1. P hòng ng
ừ
a t
ự

nhiên



2. Qu
ả
n lý Tài s
ả
n và N
ợ

ph
ả
i tr
ả

3. H
ợ
p đ
ồ
ng k
ỳ

h
ạ
n Hàng hóa



4. H
ợ
p đ
ồ
ng giao sau Hàng hóa



5. H
ợ
p đ
ồ
ng hoán đ
ổ
i Hàng hóa

6. H
ợ
p đ
ồ
ng quy
ề
n ch
ọ
n Hàng hóa



7. H
ợ
p đ
ồ
ng quy
ề
n ch
ọ
n Hàng hóa OTC



8. C
ấ
u trúc phái sinh (k
ế

t h
ợ
p hoán đ
ổ
i, giao sau và quy
ề
n ch
ọ
n)