Bài nghiên cứu: Kiệt quệ tài chính và quản trị rủi ro doanh nghiệp lý thuyết và chứng cứ

1




BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM
KHOA TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP





MÔN: QUẢN TRỊ RỦI RO TÀI CHÍNH


BÀI NGHIÊN CỨU:

KIỆT QUỆ TÀI CHÍNH VÀ QUẢN TRỊ RỦI RO DOANH NGHIỆP
LÝ THUYẾT VÀ CHỨNG CỨ






GVHD : PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

SVTH : Nhóm 12 – TCDN đêm 4 – CH.K22

1. Phạm Hồng Thanh Tâm

2. Nguyễn Thành Nam
3. Lê Quang Sang
4. Ngô Thúc Ngân
5. Phạm Thị Thanh Thúy



TP.Hồ Chí Minh, tháng 03 năm 2014




2


KIỆT QUỆ TÀI CHÍNH VÀ QUẢN TRỊ RỦI RO DOANH NGHIỆP
LÝ THUYẾT VÀ CHỨNG CỨ

TÓM TẮT
Bài báo này phát triển lý thuyết quản lý rủi ro khi xuất hiện chi phí kiệt quệ tài chính
và kiểm định tác động của nó bằng cách sử dụng tập dữ liệu toàn diện. Tác giả chỉ ra
rằng tốt nhất các cổ đông tham gia vào các hoạt động quản trị rủi ro ở thời kỳ sau (sau
khi phát hành nợ), thậm chí khi không có thỏa thuận như thế trước đây. Mô hình dự
đoán một mối quan hệ cùng chiều giữa đòn bẩy và phòng ngừa đối với các doanh
nghiệp có đòn bẩy vừa phải (tuy nhiên mối quan hệ này ngược lại đối với các doanh
nghiệp có đòn bẩy rất cao). Phù hợp với lý thuyết, tác giả tìm thấy mối quan hệ không
đơn điệu (phi tuyến) giữa đòn bẩy và phòng ngừa. Hơn nữa, tác động của đòn bẩy đến
phòng ngừa cao hơn đối với các công ty trong ngành công nghiệp tập trung cao.
1. Giới thiệu
Bài báo này phát triển và kiểm định lý thuyết về quản trị rủi ro doanh nghiệp khi xuất

hiện chi phí kiệt quệ tài chính. Các tài liệu hiện nay cho thấy phòng ngừa có thể làm
tối đa hóa giá trị doanh nghiệp bằng cách hạn chế những tổn thất của phá sản (Smith
và Stulz (1985))
1
. Những mô hình này chỉ biện minh cho hành vi quản trị rủi ro ở thời
kỳ trước
2
của công ty. Ở thời kỳ sau, các cổ đông của công ty có sử dụng đòn bẩy
không tham gia vào các hoạt động phòng ngừa vì động cơ dịch chuyển rủi ro của họ
(Jensen và Meckling (1976)). Tác giả mở rộng các tài liệu hiện tại bằng cách giải thích
động cơ quản trị rủi ro của công ty ở thời kỳ sau
3
. Tác giả cung cấp một mô hình đơn
giản để đưa ra dự đoán trên dữ liệu chéo về mối quan hệ của đặc điểm công ty như đòn
bẩy, chi phí kiệt quệ t ài chính, thời hạn của dự án với động cơ quản trị rủi ro. Tác giả
kiểm định các dự đoán quan trọng của mô hình với dữ liệu phòng ngừa của các công ty
COM PUSTAT-CRSP, đáp ứng một số tiêu chí lựa chọn mẫu hợp lý cho năm tài chính
1996-97. Nghiên cứu thực nghiệm trình bày các bằng chứng về yếu tố quyết định mức
độ phòng ngừa của các công ty và đưa ra những phát hiện mới.
Giả định quan trọng trong lý thuyết của tác giả là sự khác biệt giữa “kiệt quệ tài chính”
và “mất khả năng thanh toán”. Tác giả cho rằng khoảng cách giữa “có khả năng thanh
toán” và “mất khả năng thanh toán”, công ty phải đối mặt với một trạng thái trung gian
được gọi là “kiệt quệ tài chính”. “Kiệt quệ tài chính” được định nghĩa là một trạng thái
cạn kiệt dòng tiền của công ty mà nó phải gánh chịu thiệt hại nhưng không bị mất khả

1
Động cơ khác để phòng ngừa củ a công ty bao gồm độ lũy tiến của thuế, sự không thích rủi ro của nhà quản lý
(Stulz (1984), Smith và Stulz (1985)), chi phí đầu tư lệch lạc (Froot, Scharfstein v à Stein (1993)) và thông tin bất
cân xứng (DeMarzo và Duffie (1991,1995)).
2

Trong suốt bài báo này, thời kỳ trước và thời kỳ sau chỉ thời gian vay nợ
3
Các bài báo khác phân tích quyết định qu ản trị rủi ro của các cổ đông ở thời kỳ sau bao gồm Leland (1998) và
Morellec và Smith (2003 ). Leland (1998) đưa ra lập luận cho hành vi phòng ngừa của công ty ở thời kỳ sau trong
trường hợp có sự xuất hiện lợi ích thuế của nợ. Morellec v à Smith (2003), mâu thuẫn giữa người quản lý và cổ
đông làm giảm sự khuyến khích dịch chuyển tài sản của các cổ đông. Mô hình củ a Tác giả dựa t rên chi phí kiệt
quệ tài chính và đưa ra những tiên đoán thực nghiệm mới.
3

năng thanh toán. Quan điểm cho rằng kiệt quệ tài chính là một trạng thái khác với mất
khả năng thanh toán được ưu tiên trong các t ài liệu. Titman (1984) sử dụng một giả
định tương tự để nghiên cứu tác động của cấu trúc vốn đến những quyết định thanh
khoản của công ty.
Kiệt quệ tài chính dẫn đến ba thiệt hại quan trọng. Trước tiên, công ty có thể bị mất
khách hàng, những nhà cung cấp quý giá và các nhân viên chủ chốt
4
. Opler và Titman
(1994) cung cấp bằng chứng thực nghiệm rằng các công ty kiệt quệ tài chính mất thị
phần đáng kể vào tay các công ty khỏe mạnh (về tài chính) khi ngành công nghiệp bị
suy thoái. Thứ hai, một công ty kiệt quệ tài chính có nhiều khả năng vi phạm các giao
ước
5
nợ hoặc chậm trả tiền lãi và gốc mà không bị mất khả năng thanh toán
6
. Những
vi phạm này dẫn đến thiệt hại dưới hình thức phạt tài chính, tăng tốc trả nợ, hoạt động
thiếu linh hoạt và tốn thời gian, nguồn lực để đàm phán với các chủ nợ. Ví dụ, khi
Hãng hàng không Delta vi phạm giao ước về tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu vào năm
2002, nó bị các chủ nợ yêu cầu duy trì lượng tiền mặt và các khoảng tương đương tiền
ở mức tối thiểu 1 tỷ USD vào cuối mỗi tháng từ tháng Mười năm 2002 cho đến tháng

Sáu năm 2003
7
. Cuối cùng, một công ty kiệt quệ tài chính có thể phải từ bỏ dự án có
NPV dương do chi phí của việc tài trợ từ bên ngoài (xem Froot và các cộng sự (1993)).
Trong bài báo này, tác giả tập trung vào các chi phí kiệt quệ tài chính liên quan đến thị
trường sản phẩm.
Tác giả phát triển một mô hình động của công ty phát hành vốn cổ phần và trái phiếu
chiết khấu để đầu tư vào tài sản rủi ro. Công ty thực hiện đầu tư ban đầu với sự đồng ý
của trái chủ. Một ngày sau đó, các cổ đông có thể làm giảm rủi ro đầu tư của công ty
bằng cách thay thế các tài sản hiện có bằng tài sản mới hoặc bằng cách tham gia giao
dịch phái sinh. Giá trị tài sản của công ty biến động theo một quá trình ngẫu nhiên.
Nếu giá trị tài sản giảm xuống thấp hơn ngưỡng trong suốt cuộc đời của nó, công ty
rơi vào kiệt quệ tài chính. Trong trạng thái này, công ty mất thị phần vào tay các đối
thủ cạnh tranh và do đó không thể nhận ra t iềm năng ngay cả khi điều kiện ngành công
nghiệp được cải thiện vào một ngày sau đó. Phá sản xảy ra vào ngày đáo hạn nếu giá
trị công ty thấp hơn giá trị danh nghĩa của nợ và, do đó, chủ nợ giành quyền kiểm soát

4
Ví dụ, vào giữa những năm 1990, công ty Appl e Computer gặp khó khăn tài chính dẫn đến nghi ngờ v ề sự tồn
tại lâu dài của nó (xem Business Week , số ra ng ày 29 tháng Một v à ng ày 5 tháng Hai năm 1996). Các nhà phát
triển phần mềm mi ễn cưỡng phát triển ứng dụng mới cho người dùng Mac, đây là nguy ên nhân chính dẫn đến sự
suy giảm 27 % doanh số máy tính Mac từ 1996 đến 1997. Tương tự, khi Chrysler đối mặt với khó kh ăn tài chính
vào đầu nh ững năm 1980 , L ee Iacocca (cựu giám đốc điều hành của công ty) nhận xét rằng “ doanh số xe mới
giảm gần hai điểm phần trăm do khách hàng tiềm năng lo sợ công ty sẽ phá sản” (trích dẫn từ Titman (năm
1984)).
5
Bên cho vay thường áp đặt các giao ước nợ đối với các công ty vay như duy trì giá trị tài sản ròng tối thiểu hay
tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu tối đa. Xem Smith và Warner (1979), Kalay (1982), Dichev và Skinner (2001).
6
Moody’s Inv estor Service Report (1998) cho thấy rằng trong gian đoạn 1982 -1997, khoảng 50 % lượng trái

phiếu dài hạn được giao dịch đại chúng không trả nợ đúng hạn (bao gồm không trả ho ặc trì hoãn thanh toán lãi
và gốc) đã không dẫn đến phá sản.
7
Xem bản báo cáo 10-K của SEC (The U.S. Securities and Exchange Commission) về công ty Delta năm 2002
4

công ty. Phần còn lại của cổ đông phụ thuộc vào giá trị tài sản cũng như quá trình tiếp
quản tài sản của công ty
8
.
M ức độ tối ưu của rủi ro đầu tư ở thời kỳ sau, từ quan điểm của các cổ đông, được xác
định bởi sự đánh đổi giữa chi phí kiệt quệ tài chính và giá trị của vốn chủ sở hữu của
công ty
9
. Không giống như các mô hình dịch chuyển rủi ro của Jensen và Meckling
(1976), giá trị vốn chủ sở hữu của các công ty không phải là một hàm luôn tăng theo
rủi ro trong mô hình của tác giả. Khi một dự án có rủi ro cao làm tăng giá trị của vốn
chủ sở hữu, nó cũng áp đặt một chi phí lên các cổ đông bằng cách tăng chi phí dự kiến
của kiệt quệ tài chính. Do những tổn thất này, các cổ đông nhận thấy tốt nhất nên thực
hiện một chiến lược quản trị rủi ro ở thời kỳ sau ngay cả trong trường hợp không có
một cam kết trước đây cho phép họ làm như vậy.
Rủi ro đầu tư tối ưu trong mô hình của tác giả phụ thuộc vào đòn bẩy của công ty,
ngưỡng kiệt quệ tài chính, thời gian của dự án và các chi phí kiệt quệ tài chính. Cũng
như trong các mô hình hiện nay (Smith và Stulz (1985)), tác giả chỉ ra rằng công ty với
đòn bẩy cao (kiệt quệ tài chính) có một động lực cao hơn để tham gia vào các hoạt
động phòng ngừa rủi ro. Tuy nhiên, bằng cách mô hình hóa các động cơ chuyển dịch
rủi ro của cổ đông, mô hình của tác giả cho thấy rằng các động cơ quản trị rủi ro biến
mất đối với các công ty có đòn bẩy rất cao. Mô hình dự đoán rằng động cơ phòng ngừa
mạnh mẽ hơn đối với các công ty có đòn bẩy cao trong các ngành công nghiệp mà
hành vi thôn tính rộng hơn bởi các đối thủ cạnh tranh (chẳng hạn những ngành công

nghiệp tập trung cao như thể hiện trong kết quả thực nghiệm của Opler và Titman
(1994)). Mô hình cho thấy động cơ phòng ngừa tăng khi dự án đến hạn. Động lực quản
trị rủi ro trong mô hình của tác giả phát sinh từ các chi phí do công ty ở trạng thái kiệt
quệ tài chính nhưng vẫn còn khả năng thanh toán vào ngày đáo hạn. Nếu không có chi
phí kiệt quệ tài chính, động lực quản trị rủi ro sẽ biến mất. Mặt khác, khi các chi phí
này rất cao, khoảng cách giữa kiệt quệ tài chính và mất khả năng thanh toán sẽ giảm
cùng với động lực quản trị rủi ro ở thời kỳ sau. Mức độ thiệt hại đã gián tiếp tạo ra
động lực quản trị rủi ro trong công ty. Vì vậy, mô hình của tác giả dự đoán mối quan
hệ hình chữ U giữa mức độ tổn thất và phòng ngừa rủi ro.
Các dự đoán của mô hình của tác giả có ý nghĩa quan trọng cho việc nghiên cứu thực
nghiệm. Để kiểm định những lý thuyết hiện có, các nghiên cứu thực nghiệm hồi quy
một số thước đo kiệt quệ tài chính (thường là đòn bẩy) với các hoạt động quản trị rủi
ro của công ty. Nếu công ty rất kiệt quệ thì ít có khả năng phòng ngừa rủi ro, các mô
hình này có thể sai kỹ thuật. Sự sai lệch có thể là đặc biệt nghiêm trọng trong các mẫu
nghiên cứu nhỏ. Không có gì ngạc nhiên khi các nghiên cứu thực nghiệm hiện có tìm
thấy những bằng chứng trái ngược trong việc hỗ trợ cho chi phí kiệt quệ dựa trên lý
thuyết phòng ngừa rủi ro.

8
Cách tiếp cận này tương tự nh ư xác định giá trị vốn chủ sở hữu là một xu hướng của quyền chọn. Gi á trị vốn
chủ sở hữu trong mô hình của Tác giả khá c với rào cản quyền chọn bởi mức thiệt hại phát sinh trong kiệt quệ tài
chính. Brockman và Turtle (2003 ) cung cấp một số bằng chứng thực nghiệm hỗ t rợ cho việc xác định giá trị vốn
chủ sở hữu phụ thuộc vào xu hướng của quyền chọn.
5

Đóng góp thực nghiệm của bài viết là phân tích các hoạt động quản trị rủi ro lãi suất,
tỷ giá và hàng hóa trên một mẫu toàn diện các công ty phi tài chính. Các nghiên cứu
trước đây hoặc đã được sử dụng mẫu nhỏ hoặc chỉ tập trung vào quyết định nhị phân
(tức là, có-không) đối với phòng ngừa rủi ro. Vì các lý thuyết quản trị rủi ro cung cấp
những dự đoán về mức độ phòng ngừa rủi ro, một kiểm định dựa trên quyết định nhị

phân đối với phòng ngừa rủi ro chỉ cung cấp cái nhìn hạn hẹp về hành vi phòng ngừa
rủi ro doanh nghiệp. Tác giả kiểm định các dự đoán trong mô hình của tác giả với dữ
liệu về mức độ phòng ngừa rủi ro của hơn 3000 công ty trong năm tài chính 1996-97.
Nghiên cứu của t ác giả không bị thiên lệch trong chọn mẫu và cung cấp bằng chứng
đầu tiên trên mẫu lớn về lý do tại sao các công ty phòng ngừa rủi ro. Tác giả tìm thấy
bằng chứng mạnh mẽ rằng các công ty đòn bẩy cao hơn sẽ phòng ngừa nhiều hơn. Các
động cơ phòng ngừa biến mất đối với công ty có đòn bẩy rất cao. Phù hợp với lý
thuyết của t ác giả, tác giả thấy rằng các công ty kiệt quệ tài chính trong những ngành
công nghiệp tập trung cao sẽ phòng ngừa nhiều hơn.
Kết quả thực nghiệm của tác giả là đủ mạnh để thay thế những đại diện của kiệt quệ tài
chính (chẳng hạn như đòn bẩy, đòn bẩy công nghiệp hiệu chỉnh, và điểm z (Altman)),
thay thế cách đo lường các hoạt động phòng ngừa (quyết định nhị phân về phòng
ngừa, số tiền danh nghĩa của phòng ngừa và số tiền ròng của phòng ngừa tức là, vị thế
mua và bán ròng) và kiểm soát các biến phi phái sinh dựa trên chiến lược phòng ngừa.
Đối với tập hợp nhỏ hơn của các công ty, tác giả có được dữ liệu về các hoạt động
phòng ngừa rủi ro cho năm tài chính 1999-2000 và cho thấy các kết quả cơ bản tương
tự cho mô hình hồi quy liên quan đến những thay đổi trong hoạt động phòng ngừa.
Cuối cùng tác giả nghiên cứu những tác động giám sát chủ nợ và mức độ ủng hộ của
nhà phân tích (đại diện cho sự tạo ra thông tin về các hoạt động của công ty) đối với
mối quan hệ không đơn điệu giữa đòn bẩy và phòng ngừa. Kết quả cho thấy việc giám
sát của ngân hàng và mức độ phân tích giúp loại bỏ mối quan hệ không đơn điệu này,
tốt hơn sự giám sát của công ty và các công ty có mức độ phân tích cao hơn sẽ tiếp tục
phòng ngừa, ngay cả đòn bẩy rất cao.
Phần còn lại của bài nghiên cứu như sau. Mục 2, tác giả đưa ra mô hình. Mục 3 phân
tích chính sách quản trị rủi ro tối ưu của công ty. Các kiểm định thực nghiệm được
trình bày trong Mục 4. M ục 5 thảo luận về các kết quả chính và kết luận. Không làm
mất tính liên tục, độc giả quan tâm chủ yếu đến phần thực nghiệm có thể bỏ qua mục
3.1, trình bày tóm tắt các điểm quan trọng của mô hình lý thuyết.

2. Mô hình

Xét mô hình cách điệu của một nền kinh tế giao dịch liên t ục trong khoảng thời gian
[t
0
, T]. Có 3 thời điểm quan trọng trong mô hình.
Thời điểm t = t
0
, công ty đưa ra quyết định về cấu trúc vốn và đầu tư với tài sản có rủi
ro A
i
(i là viết tắt của đầu tư ban đầu), gọi là “Cơ cấu tạo ra EBIT” (xem Goldstein, Ju
và Leland (2001)). Những quyết định này được hoặc không được sự đồng ý của các
chủ nợ. Các tài sản rủi ro (A
i
) được mua theo giá thị trường, được tài trợ thông qua
6

hỗn hợp nợ không trả lãi hàng năm và vốn chủ sở hữu. Đặt L là giá trị danh nghĩa của
nợ không trả lãi hàng năm, thanh toán ở thời điểm T, và
ε
t
là giá trị của vốn chủ sở
hữu ở thời điểm t. Lợi ích thuế của nợ cung cấp động lực phát hành nợ trong mô hình
của t ác giả. Để đơn giản, lợi ích thuế, τ, được giả định là một phần nhỏ giá trị danh
nghĩa của nợ, L. Cấu trúc vốn tối ưu được xác định bởi sự đánh đổi giữa lợi ích về thuế
và chi phí phá sản. Để đơn giản, tác giả không đề cập đến quyết định về cấu trúc vốn.
Tuy nhiên những dự báo chính của mô hình vẫn tương tự những mô hình t ổng quát
khác đã giải quyết rất tốt về quyết định cấu trúc vốn. Tiền mặt được tạo ra bởi máy
móc và các giá trị tài sản thay đổi theo chuy ển động Brown với các đặc tính
thoong thường.
Ở thời điểm cổ đông (hoặc người quản lý hành động thay cho

họ) đưa ra quyết định quản trị rủi ro. Thời điểm này, ngay lập tức hoặc nhiều ngày,
nhiều tháng sau quyết định cấu trúc vốn, họ có cơ hội thay đổi rủi ro của tài sản mà
không có sự đồng ý của chủ nợ. Để nắm bắt động cơ chuyển dịch rủi ro, tác giả giả
định là chủ nợ không thể tái thỏa thuận với cổ đông ở thời điểm t=t
1
. Cổ đông có thể
thay đổi rủi ro đầu tư của t ài sản bằng nhiều cách, bao gồm giao dịch các công cụ phái
sinh. Sau khi đưa ra quyết định quản trị rủi ro, họ đạt được “ Cơ cấu tạo ra EBIT” mới,
cơ cấu này phát sinh dòng tiền δ
t
thay đổi theo chuyển động Brown.
Giá trị của cơ cấu tạo ra EbiT này, tức là giá trị của công ty có tỷ lệ đòn bẩy khác trong
mô hình của tác giả là A
t
. Giả định là sự thay đổi trong rủi ro đầu tư của tài sản (từ A
i

đến A) không tác động tới dòng tiền của công ty ở thời điểm t
1
. Điều này cung cấp
điều kiện biên ban đầu của mô hình, . Hơn nữa, để đơn giản trong phân tích, giả định
rằng tổng thanh toán của công ty (cho các chủ nợ và cổ đông) trong khoảng thời gian
[t
0
, T) bằng 0. Cổ đông nhận giá trị cuối cùng của công ty. Chủ nợ nhận giá trị danh
nghĩa của nợ (L) nếu công ty còn khả năng thanh toán khi đến hạn ở thời điểm T. Nếu
không, họ nhận giá trị còn lại của công ty.
M ô hình có thể được mô tả bằng trục thời gian

Khung mô hình này cho phép xử lý vấn đề hành vi quản trị rủi ro “thời kỳ trước” và

“thời kỳ sau” khi có sự hiện diện của động cơ dịch chuyển rủi ro của các cổ đông. Bây
giờ, t ác giả thảo luận giả định chính của bài nghiên cứu, đó là khoảng cách giữa kiệt
quệ tài chính và mất khả năng thanh toán.
2.1. Kiệt quệ tài chính và mất khả năng thanh toán
7

Ở bất cứ thời điểm nào trong khoản [t
0
, T), giá trị tài sản của công ty A
t
thấp hơn mức
giới hạn K(L), công ty rơi vào tình trạng kiệt quệ tài chính. Mất khả năng thanh toán
xảy ra ở thời điểm đến hạn T khi giá trị công ty ở thời điểm này (V
T
) thấp hơn nghĩa
vụ nợ. Do đó, ở trạng thái kiệt quệ tài chính, quy ền kiểm soát công ty không chuyển
sang chủ nợ ngay lập tức. Công ty kiệt quệ tài chính phát sinh những chi phí. Opler và
Titman (1994) cho thấy rằng các công ty kiệt quệ tài chính (có đòn bẩy cao) bị mất thị
phần đáng kể vào tay các đối thủ cạnh tranh có tình hình tài chính lành mạnh trong
thời kỳ suy thoái của ngành công nghiệp. Sự sụt giảm doanh số mà Apple Computer và
Chrysler phải đối mặt trong giai đoạn khó khăn tài chính cung cấp bằng chứng hỗ trợ
cho mức thiệt hại. Trước khi K-Mart nộp đơn xin phá sản, nhiều nhà cung cấp không
muốn mở rộng tín dụng thương mại cho công ty, bởi vì họ sợ công ty không thanh
toán. Trong một mẫu gồm 31 giao dịch có đòn bẩy cao (HLTs), Andrade và Kaplan
(1998) cô lập tác động của khó khăn kinh tế từ kiệt quệ tài chính và ước tính chi phí
của kiệt quệ tài chính khoảng 10-20% giá trị công ty. Asquith, Gertner và Scharfstein
(1994) chỉ ra rằng trung bình các công ty kiệt quệ tài chính giảm 12% giá trị tài sản
của họ như là một phần của kế hoạch tái cơ cấu.
Thúc đẩy bởi các kết quả thực nghiệm của Opler và Titman (1994) và những bằng
chứng chính xác, trong bài viết này tác giả tập trung vào các chi phí kiệt quệ tài chính

do thiệt hại của công ty trong thị trường sản phẩm. Giả định rằng công ty trong tình
trạng kiệt quệ tài chính mất đi một phần nhỏ thị phần vào tay các đối thủ cạnh tranh có
tài chính lành mạnh. Trong điều kiện mô hình của tác giả, điều này do giả định “Cơ
cấu tạo ra EBIT” của các công ty kiệt quệ tài chính tạo ra dòng tiền thấp hơn, như mô
tả chi tiết hơn trong phần tiếp theo.Tác giả tìm rủi ro đầu tư tối ưu của công ty tại t =
t
1
. Ở thời điểm đến hạn (T), công ty mất khả năng thanh toán nếu giá trị doanh nghiệp
tại thời điểm T thấp hơn giá trị danh nghĩa của nợ (L). Nếu công ty không bị kiệt quệ
tài chính trong suốt khoảng thời gian [t
1
, T], giá trị cuối cùng của công ty là V
T
. Tuy
nhiên, nếu đạt tới ngưỡng kiệt quệ, công ty phát sinh chi phí kiệt quệ tài chính, giá trị
ở thời điểm đến hạn là f(V
T
), với f(V
T
) < V
T
. Hàm f đại diện cho những thiệt hại do
kiệt quệ tài chính gây ra. Nhiều dạng hàm có thể được đưa ra phụ thuộc vào các yếu tố
như tính chất của doanh nghiệp, cấu trúc của ngành công nghiệp và điều kiện thị
trường.
2.2. Giá trị của vốn cổ phần
Cổ đông nhận được thanh toán cổ tức ở thời điểm T. Do trách nhiệm hữu hạn của vốn
cổ phần, phần còn lại của cổ đông bằng không nếu giá trị công ty ở thời điểm
đến hạn thấp hơn L. Đặt là giá trị nhỏ nhất của tài sản trong
khoảng thời gian [t

1
, T]. Nếu không bị kiệt quệ (m
T
> K) và không bị mất khả năng
thanh toán (V
T
> L), cổ đông nhận được cổ tức là (V
T
– L). Nếu xảy ra kiệt quệ tài
chính (m
T
≤ K) nhưng vào thời điểm đến hạn, công ty vẫn còn khả năng thanh toán
(f(V
T
) > L), cổ đông nhận được cổ tức là (f(V
T
) – L). Nếu bị mất khả năng thanh toán,
8

cổ đông không nhận được gì và giá trị công ty giảm xuống một phần nhỏ γ [0, 1].
Phần cổ đông được hưởng được tóm tắt trong bảng sau


Mệnh đề 1. Giá trị vốn cổ phần ở thời điểm t
1
được xác định bởi

Chứng minh. Xem Phụ lục A.1.
Giá trị vốn cổ phần trong Mệnh đề 1 có 3 thành phần. Đầu tiên, chỉ giá
trị vốn cổ phần khi không có chi phí kiệt quệ và đặc điểm trách nhiệm hữu hạn. Thứ 2,

chỉ chi phí kiệt quệ tài chính. Cổ đông của công ty
kiệt quệ tài chính nhưng không mất khả năng thanh toán gánh chịu chi phí này, do đó
giá trị vốn cổ phần giảm một lượng bằng chi phí này, đây chính là động cơ tránh rủi ro.
Thứ 3, thể hiện phần tiết kiệm các cổ
đông công ty sử dụng vốn vay được hưởng do tính trách nhiệm hữu hạn của vốn chủ
sở hữu. Thành phần này chỉ ra động cơ chuy ển dịch rủi ro của cổ đông. Bằng cách
tăng rủi ro tài sản, cổ đông có thể làm họ trở nên tốt hơn khi gia t ăng giá trị quyền
chọn mua (thành phần thứ 3). Cùng lúc này, thiệt hại dự kiến khi có biến cố kiệt quệ
tài chính cũng tăng theo sự gia tăng của rủi ro tài sản. Mức rủi ro đầu tư tối ưu được
xác định dựa trên sự đánh đổi giữa 2 yếu tố này.

Theo Smith và Stulz (1985), những tổn thất phát sinh sau khi mất khả năng thanh toán.
Bằng cách tham gia vào các dự án có rủi ro thấp, công ty có thể giảm chi phí phá sản
dự kiến, điều này mang lại lợi ích cho chủ nợ. Cổ đông có thể nhận các điều khoản vay
tốt hơn bằng cách cam kết đầu tư vào dự án có rủi ro thấp. Tuy nhiên, ở “thời kỳ
sau”, động cơ tránh rủi ro xuất hiện trong mô hình của họ. Bài viết này mở rộng mô
hình của họ bằng cách mô hình hóa cơ chế để chỉ ra động lực quản trị rủi ro ở thời kỳ
sau.
2.2.1 Chi phí kiệt quệ tài chính
M ệnh đề 1 chỉ ra công thức định giá chung trong mô hình của tác giả. Để tiến xa hơn,
tác giả cần làm rõ các dạng chi phí kiệt quệ tài chính mà cổ đông phải gánh chịu. Giả
sử khi có biến cố kiệt quệ (m
T
≤ K), dòng tiền của công ty giảm còn và
nó không bao giờ vượt qua giới hạn trên U nào đó ( ) ở thời điểm T, tức là
9

. Do đó, những thiệt hại này ở dạng tổn thất tiềm năng. Đại diện này của chi phí
kiệt quệ tài chính được ủng hộ bởi các kết quả thực nghiệm hiện có và các chứng cứ
chính xác. Nó chỉ ra một cách trực giác rằng dòng tiền của các công ty kiệt quệ bị

giảm do mất doanh thu vào tay các đối thủ cạnh tranh. Nếu điều kiện ngành công
nghiệp cải thiện trong tương lai, công ty vẫn tiếp tục khó khăn do mất khách hàng.
Điều này phù hợp với quan điểm cho rằng khi các công ty kiệt quệ tài chính tái cơ cấu
bằng cách bán tài sản (Asquith, Gertner và Scharfstein (1994)), “Cơ cấu tạo EBIT”
của nó tạo ra dòng tiền thấp hơn hiện tại, ngoài ra nó hạn chế khả năng của công ty
trong việc tận dụng các điều kiện tốt ngành công nghiệp trong tương lai.
Tập trung vào tác động của chi phí kiệt quệ tài chính (trái ngược với động cơ do ưu đãi
thuế như trong Leland 1998), phần còn lại của p aper tác giả đặt τ = 0 . Theo giả định
này và giả định l = 1, giá trị tài sản của công ty kiệt quệ có thể được biểu diễn như sau:

(2)

Ký hiệu giá trị tài sản (A
T
) trong trường hợp là L + M . Phần cổ đông
được nhận được tóm tắt như sau:

Thuế cung cấp một động lực để phát hành nợ trong mô hình của Tác giả. Trong một
phân tích, Tác giả giải quyết các mô hình với các lợi ích về thuế và có được cấu trúc
vốn tối ưu của công ty. Tuy nhiên để giữ trọng tâm là các quyết định về quản trị rủi ro,
Tác giả không trình bày những kết quả đó trong bài viết này.
Chi phí kiệt quệ tài chính trong mô hình của tác giả được biểu thị
bằng
M càng lớn nghĩa là tổn thất càng nhỏ. Theo Mệnh đề 1, giá trị vốn chủ sở hữu được
biểu thị như sau:


Trong Hình 2, giá trị vốn chủ sở hữu như là một hàm theo giá trị tài sản cuối cùng của
công ty. Như thể hiện trong hình, giá trị vốn chủ sở hữu không phải là một hàm lồi
nghiêm ngặt theo giá trị công ty như phương pháp cổ điển cho rằng vốn chủ sở hữu

được định giá là một quy ền chọn mua trên giá trị công ty. Tổn thất của kiệt quệ là phần
lõm vào của giá trị vốn chủ sở hữu, đưa đến động cơ quản trị rủi trong công ty.
10


3. Sự lựa chọn tối ưu của rủi ro đầu tư
Để đơn giản, tác giả cho lãi suất phi rủi ro bằng 0 trong phần còn lại của bài viết. Ở
thời điểm t
1
, cổ đông đưa ra quyết định về rủi ro đầu tư tối ưu của công ty. Có 2 khả
năng thay đổi của rủi ro đầu tư: (a) công ty có thể chọn trực tiếp mức tối ưu của ở
thời điểm t= t
1
hoặc (b) cố định rủi ro tài sản ( ) và công ty có thể thay đổi rủi ro của
nó bằng cách mua các hợp đồng phái sinh như quyền chọn hoặc giao sau. Tác giả phân
tích để tìm σ tối ưu với giả định rằng rủi ro đầu tư có thể được thay đổi mà không tốn
kém chi phí. Nếu rủi ro tài sản được cố định hoặc tốn kém chi phí để thay đổi, công cụ
phái sinh có thể được sử dụng để làm thay đổi rủi ro tài sản mà rủi ro của danh mục
(tài sản và các công cụ phòng ngừa) đạt được tối ưu như mong muốn. Trong những
trường hợp như vậy, cố định các yếu tố khác, rủi ro đầu tư cao tương ứng động cơ
quản trị rủi ro thấp.
Mệnh đề 2.
Cổ đông có một động cơ tham gia vào hoạt động quản trị rủi ro ở thời kỳ sau. Tại thời
điểm t
1
, cổ đông sẽ chọn mức rủi ro tối ưu * trong tất cả các mức rủi ro có thể.
Chứng minh.
Như đã chứng minh trong phụ lục A2 và A3, mức tối ưu của rủi ro đầu tư có được theo
điều kiện thứ tự đầu tiên như sau:
(4)

Trong đó
11

Φ là hàm mật độ tích lũy của phân phối chuẩn tắc.
Giải phương trình tr ên ta được nghiệm là:
(5)



M ệnh đề 2 cho thấy sự lựa chọn rủi ro tài sản không phải là không liên quan đến sự
định giá vốn chủ sở hữu. Các cổ đông của một công ty có vay nợ cho rằng tốt nhất
nên quản lý rủi ro tài sản ngay cả sau khi công ty gia tăng khoản nợ. Giải pháp bên
trong cho rủi ro tối ưu là kết quả của sự đánh đổi giữa chuyển dịch rủi ro và động cơ
tránh rủi ro. Kết quả này khác với những mô hình trước đó. Trong mô hình chuyển
dịch rủi ro của Jensen và Meckling (1976), các cổ đông nhận càng nhiều rủi ro càng
tốt, trong khi ở mô hình quản trị rủi ro của Smith và Stulz (1985), rủi ro tối ưu khi σ =
0. Bằng cách đưa ra một giải pháp bên trong cho rủi ro đầu tư tối ưu của công ty, mô
hình của tác giả cung cấp cái nhìn sâu vào các chính sách quản trị rủi ro của công ty,
như được thảo luận dưới đây.
Với mức thuế suất khác không,

σ tối ưu thậm chí còn thấp hơn. Các động cơ giảm
thiểu rủi ro (khi có sự hiện diện của lợi ích thuế từ nợ), đến từ thiệt hại tiềm năng của
tấm chắn thuế là công ty phá sản. Tác động này là cơ chế mà qua đó Leland (1998)
đưa ra phòng ngừa rủi ro ở thời kỳ sau trong mô hình của mình.

Mệnh đề 3.

Công ty chọn mức rủi ro đầu tư thấp hơn nếu (a) nó đối mặt với ngưỡng kiệt quệ (K)
cao hơn, (b) nó thời gian đến hạn dài hơn (T’ = T – t
1
). Mối quan hệ giữa những tổn
thất và rủi ro đầu tư tối ưu có dạng hình chữ U. Đặt
. Trường hợp M > M
c
, rủi ro đầu tư tối ưu giảm khi những tổn thất tăng, ngược lại (M
≤ M
c
), rủi ro đầu tư tối ưu tăng khi những tổn thất tăng.
Chứng minh. Bằng cách lấy vi phân của nghiệm tối ưu trong Biểu thức 5 (xem Phụ
lục) , ta được điều phải chứng minh
Rủi ro đầu tư giảm (nghĩa là động cơ quản trị rủi ro tăng) cùng với ngưỡng kiệt quệ
(K). Như dự kiến, ngưỡng kiệt quệ cao hơn làm tăng khả năng bị kiệt quệ tài chính. Do
12

đó, cổ đông chọn rủi ro đầu tư thấp hơn để tránh chi phí kiệt quệ tài chính. Kết quả của
tác giả cho thấy công ty có thời gian hoạt động dài hơn (T’ = T – t
1
) sẽ tham gia vào
các hoạt động quản trị rủi ro cao hơn. Có bằng chứng thực nghiệm cho thấy công ty
lớn phòng ngừa nhiều hơn các công ty nhỏ. Việc theo đuổi quy mô kinh tế có thể là
một giải thích cho thực nghiệm này. Một giải thích khác, phù hợp với mô hình của tác
giả, là thời gian các hoạt động. Nếu các công ty với thời gian hoạt động dài hơn sẽ
phát triển lớn hơn theo thời gian, các nhà nghiên cứu sẽ tìm thấy một mối liên hệ cùng
chiều giữa hoạt động quản trị rủi ro và quy mô doanh nghiệp ở bất kỳ thời điểm nào.
Cuối cùng, tác giả t ìm thấy mối quan hệ hình chữ U giữa hoạt động quản trị rủi ro và
chi phí kiệt quệ t ài chính. Nhắc lại rằng các tổn thất trong mô hình của tác giả được
tham số hóa bởi M (Những thiệt hại được cho bởi

Khi có biến cố kiệt quệ tài chính, thiệt hại tiềm năng của công ty vượt qua L + M . Thật
vậy, thiệt hại tiềm năng giảm khi M tăng. Nếu không có những tổn thất (M = ∞), cổ
đông không bị mất gì cả khi công ty gặp kiệt quệ tài chính. Do đó, không có động lực
quản trị rủi ro. Mặt khác, khi tổn thất là rất cao (M = 0), khoảng cách giữa kiệt quệ và
mất khả năng thanh toán biến mât cùng với động cơ quản trị rủi ro. Đó là trường hợp
trung gian tạo ra động cơ quản trị rủi ro trong mô hình. Hình 3 minh họa mối quan hệ
này.


Hình 3: Thể hiện mối quan hệ giữa rủi ro đầu tư t ối ưu và tổn thất. Mô hình là được hiệu chỉnh với những
giá trị tham số như sau: A
t1
=2, L=1, T’=1 và K=0.5. Trên trục x, tác giả chạy giá trị của M. M đo lường
được những mất mát tiềm năng thong qua các biến cố kiệt quệ tài chính của công ty. Tác giả chạy giá trị M
từ cao đến thấp thì những tổn thất tăng theo trục x.

Đòn bẩy và quản trị rủi ro
13

Để nghiên cứu mối quan hệ giữa đòn bẩy và quản trị rủi ro, tác giả phân biệt giá trị
tiềm năng σ với đòn bẩy của công ty tại thời điểm l (lev=L/A). Chi tiết đươc cung cấp
trong phụ lục A5. Sau khi đơn giản ta thấy sigma tiềm năng giảm (tức là, động cơ quản
trị rủi ro tăng) với một sự tăng lên trong đòn bẩy trong một giới hạn kiệt quê và tham
số tổn thất. Mối quan hệ này bị đảo ngược khi đòn bẩy rất cao, giá trị của vốn chủ sở
hữu được xem như là một quyền chọn mua và do đó động cơ quản trị rủi ro của công t
là biến mất. Sử dụng tham số K và M, tác giả đã cho thấy mối quan hệ giữa rủi ro dđầu
tư tối ưu và đòn bẩy. Kết quả được báo cáo trong hình 4 dưới đây:


Tác giả tính toán rủi ro đầu tư tối ưu của công ty theo các mức độ khác nhau của đòn

bẩy (L). Đối với một mức độ vừa phải của đòn bẩy, những tổn thất của vốn cổ phần chi
phối đặc điểm trách nhiệm hữu hạn của nó. Điều này tạo ra mối quan hệ cùng chiều
giữa động cơ quản trị rủi ro và đòn bẩy. Khi đòn bẩy rất cao, điều kiện (10) bị phá vỡ
(động lực chuy ển đổi rủi ro bắt đầu chi phối) và kết quả là mối quan hệ giữa đòn bẩy
và quản trị rủi ro trở nên ngược chiều. Do đó, mô hình cho thấy mối quan hệ không
đơn điệu giữa 2 yếu tố.
Nếu những tổn thất gia tăng cùng với đòn bẩy, đó là nguyên nhân khác của mối quan
hệ không đơn điệu giữa đòn bẩy và các hoạt động quản trị rủi ro. Trong những trường
hợp như vậy, với L đủ lớn, M có thể giảm xuống dưới mức giá trị tiêu chuẩn M
c
(tức là
những tổn thất trở nên quá lớn) như được xác định trong Mệnh đề 3. Theo M ệnh đề 3,
với mức độ tổn thất này (khi M < M
c
), động lực quản trị rủi ro biến mất. Tác động của
đòn bẩy lên chính sách quản trị rủi ro của công ty được tóm tắt như sau:
Mệnh đề 4.
Động lực quản trị rủi ro tăng theo đòn bẩy, mối quan hệ này bị đảo ngược khi nợ rất
cao. Hơn nữa, tác động của đòn bẩy lên mức độ phòng ngừa được dự đoán sẽ cao hơn
đối với các doanh nghiệp có chi phí kiệt quệ tài chính cao.
14

Từ đầu bài viết đến bây giờ, tác giả phân tích rủi ro đầu tư tối ưu của công ty với giả
định rằng việc thay đổi rủi ro đầu tư là không tốn chi phí. Phân tích này có thể dễ dàng
mở rộng cho trường hợp sự bất ổn tài sản được cố định hoặc tốn kém chi phí để thay
đổi. Thay vì thay đổi sự bất ổn của tài sản, công ty có thể mua các công cụ phái sinh để
thay đổi rủi ro của toàn bộ thanh toán. Trong kiểm định thực nghiệm, tác giả tập trung
vào các hoạt động quản trị rủi ro bằng cách sử dụng công cụ tài chính phái sinh từ dữ
liệu trên những cách quản trị rủi ro khác là hoặc không có sẵn hoặc không dễ nhận
biết. Cách tiếp cận này để kiểm định lý thuyết của tác giả có phù hợp với các nghiên

cứu thực nghiệm trong những tài liệu về quản trị rủi ro doanh nghiệp.

4. Bằng chứng thực nghiệm
Có 3 vấn đề khó khăn trong việc kiểm định lý thuyết trên. Đầu tiên là dữ liệu về các
quyết định phòng ngừa của công ty là bị giới hạn. Thứ hai, đòn bẩy và phòng ngừa có
khả năng được xác định giống nhau ở những công ty dẫn đến vấn đề nội sinh. Những
lý thuyết dựa trên động cơ vào “thời kỳ trước” cho rằng công ty có thể tăng nợ của họ
thong qua việc t hực hiện các hoạt động phòng ngừa từ đó dẫn đến việc là đảo ngược
quan hệ nhân quả giữa phòng ngừa và đòn bẩy. Thứ ba, để nắm bắt động cơ cả ở thời
kỳ trước và sau, t ác giả cần dữ liệu về thời gian phát hành nợ và quyết đinh phòng
ngừa, tuy nhiên vấn đề này thường là không có sẳn. Dưới đây tác giả bắt đầu với việc
thảo luận về quá trình thu thập dữ liệu và mẫu
4.1. Chọn mẫu và dữ liệu
Tác giả kiểm tra những dự đoán chính của mô hình bằng cách sử dụng một tập dữ liệu
toàn diện các phòng ngừa phái sinh ngoại tệ và hàng hóa được nắm giữ của cá coongt
y lớn trong năm tài chính năm 1996 và 1997. Tác gỉa bắt đầu với những công ty trong
phần giao thoa giữa CRSP và COMPUSTAT với 10-Ks dữ liệu có sẵn từ SEC. Tác giả
loại bỏ các công ty dịch vụ công cộng (điện, nước, gas,…) và các công ty tài chính vì
nó k cần thiết để so sánh với các ngành công nghiệp khác. Theo mẫu này, tác giả cũng
loại trừ các công ty bị giảm quy mô trong những quý trước dựa vào tổng doanh thu của
nó. Những nghiên cứu thực nghiệm và bằng chứng khảo sát trước đây cho thấy rằng
các công ty nhỏ như vậy là rất khó để sử dụng sản phẩm phái sinh cho mục đích phòng
ngừa rủi ro (Dolde, 1993), có thể là do sự thiếu hụt quy mô các nền kinh tế.
Đối với các công ty còn lại, tác giả thu thập dữ liệu sử dụng phái sinh từ file 10-K.
Đầu tiên tác giả có được tất cả các dữ liệu các công ty file 10-K trong vùng giao thoa
giữa CRSP và COMPUSTAT từ SEC trong năm dương lịch 1997. Tác giả có thể tìm
kiếm hồ sơ 10-K cho các dữ liệu: “quản trị rủi ro”, “phòng ngừa”, “phái sinh” và
“hoán đổi”. Nếu một trích dẫn có các từ khóa này, tác giả đọc xung quanh để có được
dữ liệu về lãi suất, ngoại tệ và các phái sinh hàng hóa. Tác giả có được dữ liệu về tiền
lãi danh nghĩa và các phái sinh tiền tệ được sử dụng cho mục đích phòng ngừa qua

nhiều công cụ phái sinh như hoán đổi, kỳ hạn, giao sau và quyền chọn. Đối với phòng
ngừa hàng hóa, tác giả chỉ có được dữ liệu về việc công ty có sử dụng các phái sinh để
phòng ngừa hay không, vì các phái sinh hàng hóa không dễ dàng định lượng bằng tiền.
Nếu không có trích dẫn về các từ khóa này, công ty được xếp vào loại không phòng
15

ngừa. tác giả sử dụng dữ liệu COM PUSTAT và CRSP. Tác giả cần dữ liệu về doanh
thu thuần, đòn bẩy và vốn hóa thị trường để sẵn sàng cho những công ty trong mẫu.
Ngoài ra, để nắm bắt được hành vi động của các quyết định bảo hiểm rủi ro và đòn bẩy
của một công ty, tác giả tập trung vào một nhóm nhỏ hơn 200 công ty sản xuất (một
chữ số mã SIC 2) và thu thập dữ liệu bằng cách sử dụng thủ tục tương tự cho hai năm
nữa, tức là năm 1998 và 1999. Mẫu phụ này nhỏ hơn cho phép tác giả liên quan đến
các thay đổi trong hoạt động của phòng ngừa rủi ro của một công ty với những thay
đổi trong điều kiện tài chính, do đó cho phép tác giả rút ra kết luận sắc nét hơn như
nêu trong các phần tiếp theo
Tác giả giới hạn các phân tích của mình chỉ nhưng công ty có độ nhạy rõ ràng với rủi
ro ngoại tệ và hàng hóa. Tác giả tiến hành phân tích các phái sinh ngoại tệ các công ty
trong mẫu phụ với một độ nhạy rủi ro ngoại tệ và tương tự phái sinh hàng hóa với một
độ nhạy rủi ro giá hàng hóa. Tiêu chí lựa chọn mẫu này đảm bảo cho tác giả có thể xử
lý việc thiếu sử dụng phái sinh như một biến lựa chọn của một công ty không phòng
ngừa hơn là trường hợp không có độ nhạy với rủi ro. Tác giả xác định độ nhạy với các
loại rủi ro này của một công ty theo cách sau đây.
4.1.1 Độ nhạy tiền tệ
Tác giả sử dụng Geczy, Minton, và Schrand (1997) để xác định những công ty có độ
nhậy tiền tệ. Một công ty được phân loại là có tồn tại rủi ro ngoại tệ nếu đáp ứng bất
cứ t iêu chuẩn nào dưới đây: (a) công ty báo cáo doanh số ngoại tệ trong các t ập tin
thuộc khu vực COMPUSTAT trong năm t ài chính sử dụng phái sinh hoặc trong vòng
+/- 1 năm, (b) công ty thực hiện báo cáo thuê từ những thu nhập ở nước ngoài, thuế
ngoại tệ được hoãn lại, hoặc thu nhập trước thuê ở nước ngoài trong các báo cáo hằng
năm của nó, (c) nó báo cáo điều chỉnh ngoại tệ hang năm hoặc (d) nó tiết lộ việc tiếp

xúc với phòng ngừa thông qua các phái sinh t iền tệ trong chú thích của nó thông qua
việc thu thập dữ liệu bằng tay.
Dựa vào những điều trên tác giả đã xác định 1,781 công ty có độ nhậy tiền tệ. Trong
phần phân tích hồi quy tiếp theo, tác giả mất đi một số công ty do thiếu dữ liệu về các
biến giải thích được sử dụng để ước tính trong mô hinh đa nhân tố.
4.1.2. Độ nhạy cảm đối với rủi ro giá cả hàng hóa:
So sánh với độ nhạy tiền tệ, việc đo lường biên độ dao động độ nhạy của giá cả hàng
hóa khó hơn. Điều này là do các tiêu chuẩn kế toán hiện hành không yêu cầu các công
ty công bố nhiều thông tin liên quan đến độ nhạy rủi ro giá cả hàng hóa. Trong trường
hợp không có bất kỳ thông tin báo cáo nào, tác giả xác định độ nhạy rủi ro giá cả hàng
hóa của 1 công ty bằng việc ước lượng độ nhạy thu nhập của nó với biến động các chỉ
số khác nhau của giá cả hàng hóa. Đ ể làm được điều đó, tác giả sử dụng một cách tiếp
cận đơn giản và các thiết lập của ngành công nghiệp sản xuất hàng hóa như là một
mẫu của các công ty để đo lường rủi ro giá cả hàng hóa.Tuy nhiên, với cách tiếp cận
này sẽ rất khó để nhận ra các công ty có độ nhạy với rủi ro giá cả hàng hóa đầu vào (
VD như ngành hàng không). Như vậy, vì lợi ích toàn diện, tác giả áp dụng thêm các
16

phương pháp có liên quan để nhận biết các công ty nhạy cảm với rủi ro giá cả hàng
hóa.
Trong đó, t ác giả loại ra EBIT hàng quý từ các tập tin quý COM PUSTST’s về những
thay đổi hàng quý ở một số chỉ số giá hàng hóa và phân loại một công ty là có độ
nhạy với rủi ro giá cả hàng hóa với mức ý nghĩa >= 10%. Tác giả lấy dữ liệu từ 60 quý
trước ( hay tối đa có sẵn) để ước lượng mô hình này. Hầu hết các tác động của biến
động giá hàng hóa được phản ánh qua doanh số bán hànghoặc chi phí sản xuất của một
công ty, chẳng hạn như nguyên liệu hoặc chi phí năng lượng. Vì vậy, tác giảdùng EBIT
như là một công cụ đo lường lợi nhuân cho mục đích phân tích độ nhạy.
(26)

Có hai vấn đề quan trọng với phương pháp ước lượng này. Đầu tiên, việc sử dụng các

công cự phái sinh có thể làm cho thu nhập của công ty ít nhạy cảm với biến động giá
cả hàng hóa, làm cho phương pháp của tác giả không có hiệu quả đối với các công ty
phòng ngừa. Tuy nhiên, tác giả đã có dữ liệu thu thập được về các công ty sử dụng
hàng hóa phái sinh để phòng ngừa rủi ro. Vì vậy, tác giả thêm hàng hóa phái sinh vào
các công ty có độ nhạy với rủi ro hàng hóa dựa vào phương pháp trên.
Thứ hai, các công ty có thể nhạy cảm với các loại hình rủi ro hàng hóa, từ cú sỗ giá
dầu đến kim loai, sản phẩm nông nghiệp. Dựa trên công bố trong các báo cáo hàng
năm của các công ty cũng như khối lượng các hợp đồng giao sau khác nhau trên thị
trường giao sau, rõ ràng đó là những nguồn chính của rủi ro hàng hóa đối mặt với các
công ty phi tài chính Mỹ như sau: (a) dầu thô và các sản phẩm liên quan, (b) các kim
loại như đồng và sắt, (c) sản phẩm nông nghiệp như ngô, và (d) hóa chất công nghiệp
khác nhau.Lưu ý, tác giả có được dữ liệu về những thay đổi giá hàng quý cho một rổ
các mặt hàng này từ Văn phòng Nghiên cứu Lao động. Hơn nữa, tác giả có được dữ
liệu về t hay đổi hàng quý trong chỉ số giá sản xuất (PPI), trong đó phản ánh sự thay
đổi giá dựa trên một rổ hàng hóa bao gồm dầu, nông sản, hóa chất công nghiệp, kim
loại và các sản phẩm thường được sử dụng khác của ngành công nghiệp.Vì vây, tác giả
có 5 chỉ số giá (dầu thô, kim loại, nông sản, hóa chất, và các mặt hàng khác) và tác giả
ước lượng độ nhạy giá hàng hóa đối với từng chỉ số riêng biệt. Từ nghiên cứu của tác
gỉa không phân biệt nguồn gốc rủi ro mà các công ty phải đối mặt, t ác giả xem một
công ty có độ nhạy với rủi ro giá cả hàng hóa nếu tác giả có được một hệ số cụ thể
trong bất kỳ 5 phân tích hồi quy. Theo mẫu của tác giả thì phương pháp này xác định
1238 công ty có độ nhạy với rủi ro giá cả hàng hóa. Tác giả kết hợp mẫu này với mẫu
các công ty có độ nhạy với rủi ro biến động ngoại hối cũ, tác giả tìm thấy có tống 2256
công ty có độ nhạy với ít nhất một trong các rủi ro.



(26) Tác giả cũng nhắc lại phân tích với các đo lường khá c nh ư dòng tiền, EBIT/ TA, NI/TA, thu nhập định kỳ
được điều chỉnh. Lưu ý rằng EBIT trên tổng tài sản không vó bất kỳ sự khá c biệt về chất lượng vì hồi quy ước
tính trên một cơ sở vững chắc theo công ty với tổng giá trị tài sản tương đối ổn định (so với EBIT). Vì vậy, tác

giả chỉ có kết quả hiện tại với các phân tích độ nhạy EBIT dựa trên bảo tồn không gian.

17

4.1.3. Công cụ phòng ngừa phái sinh:
Tác giả sử dụng hai định nghĩa của công cụ phòng ngừa dựa trên việc sử dụng phái
sinh. Định ngĩa đầu tiên dựa trên quyết định nhị phân của công ty về việc sử sụng phải
sinh như là mục đích của phòng ngừa. Định nghĩa này có thể sử dụng cả 2 loại hợp
đồng phái sinh – ngoại tệ và hàng hóa. Định nghĩa thứ hai, tác giả sử dụng tổng sổ tiền
danh nghĩa trong các hợp đồng phái sinh t iền tệ. Số tiền danh nghĩa được định nghĩa
dựa vào công cụ phòng ngừa nắm giữ tổng vốn sở hửu của các công cụ quản trị rủi ro
của 1 công ty và do đó có thể phân biệt các công ty có độ khác biệt về độ nhạy phòng
ngừa.
Có hai mối quan tâm quan trọng liên quan đến việc sử dụng các phái sinh như là một
công cù phòng ngừa rủi ro. Đầu tiên, mặc dù tác giả có được dữ liệu trên các phái sinh
được phân loại như là nhũng công cụ quản trị rủi ro, có một mối quan tâm về dự định
sử dụng của họ là các công ty có thực sự sử dụng các công cụ này cho mục đích phòng
ngừa hay không? Những nghiên cứu thực tiễn trước đây đã tìm thấy những bằng
chứng mạnh mẽvề hiệu ứng giảm thiểu rủi ro của các phái sinh trong các biện pháp đo
lường rủi ro khác nhau của công ty. Guay (1999) cho rằng kinh nghiệm của những
người mới sử dụng phái sinh là có 1 sự sụt giảm trong thu nhập của họ và biến động
giá cổ phiếu sau khi bắt đầu hợp đồng phái sinh. Tương tự Allayannis và Ofek (2001)
cho rằng sử dụng phái sinh làm giảm độ nhạy tiền tệ, và Hentschel and Kothari
(2001)không tìm thấy bất kỳ bằng chứng cho thấy các phái sinh được sử dụng cho mục
đích đầu cơ.Như vậy, có đủ bằng chứng trong các tài liệu cho t hấy rằng phần lớn các
công ty sử dụng công cụ phái sinh nhằm mục đích phòng ngừa và không vì lý do đầu
cơ.
Vấn đề quan tâm thứ hai là việc sử dụng các dữ liệu phái sinh có liên quan đến tầm
quan trọng của các phái sinh trên dòng tiền tổng thể của công ty. Allayannis và Weston
(2001) và Graham và Rogers (2002) tìm thấy một tác động đáng kể của công cụ phái

sinh trên giá trị công ty và khả năng vay nợ của công ty tương ứng.Những phát hiện
này cho thấy rằng công cụ phái sinh có tác động đáng kể đến hoạt động công ty và do
đó là những công cụ tốt cho các hoạt động quản lý rủi ro của công ty. Guay và Kothari
(2003) cho thấy độ nhạy dòng tiền trung bình của các công ty sử dụng phái sinh ( được
định nghĩa là mức độ dòng t iền mà các công cụ phái sinh tạo ra trong các tình huống
vô cùng bất lợi của lãi suất, ngoại tệ hoặc giá cả hàng hóa) là thấp chỉ khoảng 10% (
trung bình là 45%) so với việc dòng tiền hoạt động trung bình năm của công ty.
27.
Nếu
dòng tiền hoạt động trung bình của công ty giảm xuống còn 25% mức bình thường, thì
tác động của các công cụ phái sinh có thể cao đến 40% của dòng tiền hoạt động trong
1 năm xấu. Tuy nhiên, nghiên cứu đồng thời của Guay và Kothari nhấn mạnh tầm
quan trọng của chiến lược quản trị rủi ro không phái sinhlà giá trị công ty.

(27) Độ nhạy thay đổi từ 9% đến 39% tùy thuộc vào qu y mô biến được sử dụng (seeTable 4ofGuay and Kothari,
2003).

18

Nghiên cứu của Petersen và Thiagarajan (2000) minh họa t ầm quan trọng của chiến
lược phòng ngừa không phái sinh là quyết định quản trị rủi ro tổng thể công ty. Trong
nghiên cứu thực ngiệm của t ác giả, tác giả cung cấp các kiểm tra chắc chắn
(robustness) khác nhau để tính toán các phương pháp không phái sinh của phòng ngừa
rủi ro.
4.1.4. Thống kê mô tả các biến phòng ngừa rủi ro:
Bảng 1: Mô tả thống kê hoạt động phòng ngừa:
Trong bảng này cung cấp số liệu thống kê mô tả về các hoạt động phòng ngừa trong
mẫu. Hình A cung cấp số liệu các công ty sử dụng phái sinh ngoại tệ (FX) hoặc hàng
hóa (CM ) trong năm tài chính từ T09/1996 đến 8/1997. Cột “A ny” thể hiện các công
ty sử dụng một trong hai FX hoặc CM (hoặc cả hai) với mục đích phòng ngừa. Hình B

cung cấp chi tiết con số danh nghĩa của phái sinh FX. Bảng C cung cấp các công cụ
break-up phái sinh FX thông qua hoán đổi, kỳ hạn/giao sau, quyền chọn. Hình này dựa
trên mẫu là 435 công ty sử dụng phái sinh ngoại tệ có sẵn. Thống kê trong bảng C chỉ
dựa vào những quan sát có gái trị khác 0, đại diện cho các công cụ phòng ngừa rủi
ro.

Bảng 1 cung cấp số liệu thống kê mô tả các hoạt động phòng ngừa rủi ro. Trong hình
A, tác giả cung cấp sự phân bố tần số của các công cự rủi ro khác nhau. Trong tổng số
1.781 công ty với độ nhạy rủi ro ngoại hối, có 497 công ty (chiếm khoảng 28%) sử
dụng phái sinh đề phòng ngừa sự biến động tỷ giá hối đoái. Đối với rủi ro gái hàng
hóa, có 211 công ty sử dụng phòng ngừa ( chiếm 20%) trên tông số mẫu 1.238 công ty.
Nếu tác giả xem xét độ nhạy của một trong hai loại rủi ro, tác gải tim thấy 645 cty sử
dụng phải sinh trên tống mẫu 2256 cty. Bảng B cung cấp số liệu thống kê tóm tắt cho
tổng số tiền danh ngĩa của các phái sinh ngoại hối được sử dụng cho mục đích quản trị
rủi ro. Số tiền mean (median) của phái sinh ngoại hối là 359.15 triệu$ (40 triệu $).
M ức trung bình của các phái sinh trong mẫu cảu tác giả nhỏ hơn ngiên cứu trước đây
của Graham và Rogers (2002). Không đáng ngạc nhiên khi các nghiên cứu này tập
trung vào các công ty lớn, trong khi mẫu của tác giả có nhiều doanh nghiệp vừa và nhỏ
là tốt. Giá trị danh nghĩa của các phái sinh được thu nhỏ bởi giá trị sổ sách của tổng tài
19

sản (daonh thu) lên tới 8.62% (10.74%) đối với các doanh nghiệp trung bình trong
mẫu. Những con số này được so sánh với các nghiên cứu trước đây.
Bảng 1 (hình C) cho thấy sự thất bại của phái sinh ngoại tệ so với các công cụ khác.
Các hợp đồng kỳ hạn và giao s au là những công cụ được sử dụng rộng rãi nhất cho
quản trị rủi ro ngoại t ệ. Trong số các công cụ ngoại tê, có 80% công ty sử dụng hợp
đồng kỳ hạn và giao sau. Trong các phân tích không được báo cáo, tác giả so sánh mức
độ giao dịch của cả mua và bán trên thị trường kỳ hạn ngoại tệ.
Các kiểm tra chính của tác giả dựa trên mối quan hệ giữa đòn bẫy và phòng ngừa rủi
ro. Trong phần tiếp theo, tác giả mô tả ngắn gọn các biến kiểm soát được sử dụng

trong phân t ích trước khi chuyển sang các vấn đề nội sinh trong mô hình quyết định
quản trị rủi ro và đòn bẫy.
4.1.5 Biến kiểm soát
Nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm trước đó trong tài liệu này đề xuất một số biến có
thể giải thích các biện pháp khuyến khích phòng ngừa rủi ro của một công ty. Biến
kiểm soát của t ác giả được thúc đẩy bởi những nghiên cứu này. Trước tiên, tác gải
kiểm soát quy mô doanh nghiệp để đo lường tổng doanh thu tương ứng với hiệu ứng
quy mô trong việc sử dung phái sinh (seeDolde, 1993). Tác giả sử dụng tỷ lệ của chi
phí nghiên cứu và phát triển ( R&D) so với doanh thu như là một đại diện cho những
cơ hội phát triển của doanh nghiệp. Froot, Scharfstein, và Stein (1993) dự đoán một
mối quan hệ tích cực gữa các cơ hội tăng trưởng và các biện pháp khuyến khích phòng
ngừa rủi ro khi phòng ngừa rủi ro có thể giảm thiểu sự thiếu đầu tư trong tình trang
dòng tiền eo hẹp của thế giới. Tác giả cũng sử dụng tỷ số giá sổ sách trên giá thị
trường như là một biến kiểm soát bổ sung cho cơ hội phát triển và có được các kết quả
tương tự. Tuy nhiên, tác giả không bao gồm nó trong mô hình cơ sở của mình khi giá
sổ sách trên giá thị trường được thực hiện như là một biện pháp đo lường giá trị của
công ty trong một vài nghiên cứu về t ài chính doanh nghiệp và giá trị của công ty
chính nó có thể phụ thuộc vào việc sử dụng các phái sinh. Thứ hai là, tác giả cho rằng
đòn bẫy là nội sinh, đòi hỏi suy thoái đòn bẩy trên t ất cả các biến giải thích trong mô
hình hồi quy đầu tiên. Do tính chất ảo của mối quan hệ giữa đòn bẫy và tỷ số giá sổ
sách trên giá thị trường, điều này là 1 điều đáng ngại.
28
. Vấn đề thiếu đầu tư của một
công ty có thể được giảm bằng cách giữ thêm tài sản lưu động. Tác giả bao gồm tỷ số
thanh toán nhanh của công ty như là một đơn vị đo lường tài sản lưu động của công ty.
Tỷ số thanh toán nhanh là tỷ lệ tiền mặt và đầu tư ngắn hạn cho các khoản nợ ngắn
hạn của công ty
29
.

(28) Trong một trong những phân tích không được báo cáo , tá c giả cũng sử dụng các phân tích dự báo tăng
trưởng thu được từ I / B / E / S như là một đại diện cho các tùy chọn tốc độ tăng trưởng của công ty. Từ kết quả
của tác gỉa vẫn còn chất lượng tương tự, tác giả không báo cáo kết quả của mô hình này.
(29) Xem Acharya, Alm eida, và Campello (2004), người lập luận rằng tiền mặt có th ể được sử dụng như một
công cụ chống lại sự mất giá của tiền mặt trong tương lai cho sự thiết hụt tài chính


20

Bất cân xứng thông tin: Tác giả đưa vào số lượng cổ phần mà các nhà đầu tư có tổ
chức nắm giữ như là biến giải thích trong mô hình này để kiểm soát động cơ quản trị
rủi ro do tình trạng bất cân xứng thông tin giữa các nhà đầu tư bên trong và bên ngoài
công ty. Biến “INSTITUTION” được đo lường bằng tỷ trọng cổ phần thường của công
ty mà được nhà đầu tư có tổ chức nắm giữ. Dữ liệu được lấy từ các tài liệu 13-F. Giả
sử rằng khi lượng cổ phần được nắm giữ bởi nhà đầu tư có tổ chức càng nhiều thì dẫn
đến tình trạng bất cân xứng thông tin giữa nhà đầu tư bên trong và bên ngoài công ty
càng thấp, hệ số hồi quy của biến này phải âm (DeMarzo và Duffie (1991, 1995)).
Trong một kỹ thuật khác, tác giả sử dụng số lượng các nhà phân tích ủng hộ cho công
ty làm đại diện cho tình trạng bất cân xứng thông tin.
Tiếp theo, tác giả kiểm soát động cơ về thuế. Nếu một công ty phải đối mặt với một
cấu trúc thuế lũy tiến, sau đó giá trị sau thuế của nó sẽ trở nên lõm so với giá trị
trước thuế. Công ty có thể làm giảm nghĩa vụ thuế dự kiến của mình bằng cách tham
gia vào các hoạt động phòng ngừa rủi ro(Smith và Stulz, 1985). Tac giả sử dụng
phương pháp đươc đề nghị bởi Graham và Smith (1999) để đo lường động cơ phòng
ngừa. Phần mô tả ngắn gọn của phương pháp của họ được trình bày trong Phụ lục A.6.
Biến “TAX-CONVENXITY” đo lường các lợi ích thuế kỳ vọng (tính bằng đô-la)
bằng sự sụt giảm 5% trong thu nhập của công ty. Tác giá lấy tỷ lệ giữa thước đo này và
doanh thu ròng của công ty. Khi biến này được ước lượng bằng cách sử dụng các biến
kế toán khác của công ty, trong cơ sở phân tích của tác giả, tác giả không đo lường
được Tax convenxity để bảo đảm rằng kết quả quan trọng của tác giả không được

bao gồm biến này. Sau đó, tác giả trình bày cá kết quả liên quan đến các biến quan
trọng cuả lợi ích duy trì có tác động mạnh đến biến kiểm soát này trong mô hình.
Trong mô hình phòng ngừa rủi ro ngoại tệ. tác giả thêm vào biến (fsale) là tỷ lệ doanh
thu bằng ngoại tệ trên tổng doanh thu của công ty, Jorion (1991) chỉ ra rằng doanh thu
bằng ngoại tệ là một đại diện tốt cho đợ nhạy cảm đối với rủi ro tỷ giá công ty. Do đó,
biến này kiểm soát 2 hiệu ứng. Thứ nhất, nó kiểm soát mức độ nhạy cảm phải đối mặt
bởi mẫu các công ty, và thứ hai, nó đai diện cho quy mô nền kinh tế được khai thác
trong công cụ phòng ngừa rủi ro ngoại tệ. Các công ty có độ nhạy cao thì có chi phí
phòng ngừa thấp nếu có quy mô nền kinh tế đử lớn cho các hoạt động này.
Các công ty có thể giảm đáng kể độ nhạy cảm rủi ro tỷ giá bằng cách hoạt động tại
nhiều vùng lãnh thổ khác nhau trên thế giới (xem Allayannis, Ihrig và Weston
(2001)).Một công ty hoạt động tại nhiều vùng địa lý khác nhau sẽ phòng ngừa tự nhiên
đối với rủi ro tỷ giá, nếu đồng tiền tại các thị trường khác nhau không có mối tương
quan quá cao.
Để kiểm soát được một số tác động, tác giả dùng biến “ENTROPY”để đo lường doanh
thu ngoại tệ của một công ty tại các vùng lãnh thổ khác nhau
.30


(30) Nếu một công ty hoạt động tại n phân khúc thị tr ường nước ngoài (được xác định bởi nh ững tài liệu phân
khúc thị trường COMPUSTAT), tỷ lệ doanh thu của phân khúc thị trường nước ngoài thứ i là Pi thì
ENTROPY được tính toán như sau:


21


Thước đo ENTROPY là đại di ện cho tính đa dạng hóa lãnh thổ của công ty, những công ty có giá trị ENTROPY
càng cao chứng tỏ hoạt động đa dạng hóa thông qua các thị trường nước ngoài càng lớn. Để khẳng định h ơn
nữa, tác giả cũng tiến hành thực nghiệm với số các phân khúc thị trường nước ngoài của công ty và chỉ số

Herfindahl để kiểm soát tác động này.Tất cả các kết quả cho ra giống như các biến kiểm soát thay thế khác.

4.2. Mô hình nội sinh của đòn bẩy và phòng ngừa rủi ro
Lý thuyết của tác giả dự đoán một mối quan hệ tích cực giữa đòn bẩy TC và phòng ngừa
rủi ro đối với các công ty sử dụng đòn bẩy vừa phải và một mối quan hệ tiêu cực tại các
công ty sử dụng đòn bẩy cao. Ngoài ra, mối quan hệ giửa đòn bẩy TC và phòng ngừa rủi
ro dự kiến sẽ mạnh mẽ hơn đối với các công ty hoạt động trong ngành công nghiệp có
mức độ cạnh tranh cao. Vì vậy, chìa khóa nghiên cứu của t ác giả được dựa trên mối quan
hệ giữa phòng ngừa rủi ro và đòn bẩy TC.
Để đơn giản và dễ kiểm soát khi phân tích, tại thời điểm quyết định phòng ngừa rủi ro
được thực hiện trong mô hình lý thuyết (tức là, vào thời điểm t1 trong mô hình) mức nợ
sẽ được xác định trước. Tuy nhiên, chúng ta biết từ nghiên cứu lý thuy ết trước đó, khả
năng vay nợ và mức độ đòn bẩy của công ty có thể tăng lên do phòng ngừa rủi ro. Ví dụ,
tác giả đưa ra một biến thể của mô hình, nơi các công sẽ thực hiện phòng ngừa trước và
sử dụng nợ vào một ngày sau đó. Trong phạm vi của mô hình, phòng ngừa rủi ro làm
giảm sự biến động của giá trị công ty, do đó làm giảm khả năng phá sản và cho phép các
công ty vay nợ nhiều thêm ở một mức độ nhất định nhằm hưởng của các lợi ích về tấm
chắn thuế. Điều này dẫn đến tác động nội sinh giữa đòn bẩy và phòng ngừa rủi ro. Khi
đó, Nó trở thành quan trọng đối với nghiên cứu thực nghiệm của tác giả để giải thích rõ
ràng cho khuynh hướng nội sinh này. Để làm như vậy, tác già cần một mô hình cấu trúc
cho sự chọn lựa cấu trúc vốn và quyết định phòng ngừa rủi ro của công ty. Trong trường
hợp không có đồng thuận về một mô hình lý tưởng cho sự lựa chọn nợ, đó là thuận lợi để
có một mô hình lý thuyết liên kết cấu trúc vốn và phòng ngừa rủi ro. Tác giả tiếp tục ước
lượng thực nghiệm liên kết chặt chẽ với các mô hình lý thuyết. Trong đó, tác giả ước
lượng mô hình cấu trúc như sau:

M ô hình này được ước tính trong một hai giai đoạn biến công cụ (IV) của khuôn khổ hồi
quy. Phương trình giai đoạn đầu là một mô hình O LS cho quyết định đòn bẩy, trong khi
phương trình thứ hai là mô hình quyết định phòng ngừa rủi ro của một công ty. Trong
giai đoạn thứ hai, phương trình quản lý rủi ro được ước tính bằng cách sử dụng giá trị dự

đoán của tỷ lệ đòn bẩy là biến giải thích trong dự toán Logit hoặc Tobit. Tác giả cố gắng
chi tiết kỹ thuật kinh t ế thay thế cho mô hình này trong phần sau. Đòn bẩy (leverage) của
22

một công ty được định nghĩa là tỷ lệ của tổng số nợ (nợ dài hạn cộng nợ ngắn hạn) với
giá trị sổ sách của tổng tài sản. Để đánh giá tác động mạnh mẽ của đòn bẩy vào phòng
ngừa rủi ro, tác giả bao gồm đòn bẩy như là một biến giải thích thêm trong phương trình
thứ hai. Tác giả mong đợi một dấu hiệu tích cực trên đòn bẩy và một dấu hiệu tiêu cực
trên đòn bẩy trong hồi quy liên quan đến các biện pháp khác nhau của phòng ngừa rủi ro
là biến phụ thuộc. X và Y đại diện cho các biến kiểm soát ảnh hưởng đến quyết định đòn
bẩy và phòng ngừa rủi ro của các công ty.
Như đã lập luận trước đó, công nghiệp tập trung cung cấp một phương pháp tốt của chi
phí kiệt quệ tài chính trong mô hình của tác giả. Trong các ngành công nghiệp như vậy,
các doanh nghiệp sử dụng vốn vay cao là dễ bị mất vị thế cạnh tranh của họ trong
trường hợp khủng hoảng tài chính xảy ra. Opler và Titman (1994) cung cấp bằng chứng
thực nghiệm ủng hộ giả thiết này. Dựa trên lập luận này, mô hình của tác giả dự đoán
một mối quan hệ tích cực giữa phòng ngừa rủi ro và các doanh nghiệp trong ngành công
nghiệp tập trung có sử dụng vốn vay cao. Để nắm bắt hiệu ứng này theo kinh nghiệm, tác
giả bao gồm ngành công nghiệp có mức độ tập trung cao và sự tương tác của nó với đòn
bẩy trong mô hình phòng ngừa rủi ro. Biện pháp này được xây dựng bằng cách tổng hợp
các thị trường cổ phiếu (dựa trên doanh số bán hàng năm 1996) trong bốn nhà đầu tư
hàng đầu của mã three-digit SIC công ty. Sau đó, tác giả t ạo ra một biến giả (concd)
bằng tỷ lệ tập trung là trên mức trung bình, và khác 0.
4.2.1. Xác định chiến lược
Để ước lượng mô hình này tác giả cần phải tìm công cụ thích hợp (s) cho hồi quy đòn
bẩy giai đoạn 1. M ột số nghiên cứu về các yếu tố quyết định cơ cấu vốn các tập đoàn
(xem Frank và Goyal, 2003 cho một cuộc khảo sát) và các nhà nghiên cứu đã đề xuất
một số yếu tố quyết định của đòn bẩy của một công ty như kích thước, tài sản hữu hình,
tỷ lệ thị giá, thu nhập ròng, lợi nhuận, và thuế suất cận biên (xem Bradley, Jarrell, và
Kim, 1984; Titman và Wessels, 1988; Lăng, Ofek, và St ulz, 1996; Graham, Lemmon,

và Schallheim năm 1998 trong những người khác) Đối với chiến lược xác định của tác
giả để làm việc, người ta lập luận rằng một hoặc nhiều các biến ảnh hưởng đến quyết
định của một công ty phòng ngừa rủi ro chỉ thông qua tác động của đòn bẩy và không
độc lập của mình. Việc tìm kiếm một công cụ thực sự ngoại sinh cho đòn bẩy là một
nhiệm vụ vô cùng khó khăn. Vì điều này, tác giả đề nghị một chiến lược xác định được
thúc đẩy bởi các mô hình lý thuyết chính.
Như trong các mô hình cân bằng tiêu chuẩn, lợi thế của vốn vay là lợi ích về thuế của nó,
trong khi chi phí của nó là khủng hoảng tài chính và thiệt hại gánh nặng phá sản. Tỷ lệ nợ
tang thêm được xác định bởi các chi phí và lợi ích của sự cân bằng này tương đối. Điều
này cung cấp một sự phân tán trong tỷ lệ nợ vào thời điểm không trong mô hình. Sau đó,
trong khoảng thời gian can thiệp, tỷ lệ nợ tiếp tục bị xáo trộn bởi những cú sốc ngẫu
nhiên đến lợi nhuận của công ty. Như vậy, tại thời điểm quyết định phòng ngừa rủi ro
23

được thực hiện (tại thời điểm t1 trong mô hình), tỷ lệ đòn bẩy là một kết quả tính toán
giữa lợi ích về thuế, chi phí cuả nợ và khả năng bị phá sản, và lợi nhuận. Các mô hình lý
thuyết tập trung vào ảnh hưởng của tỷ lệ đòn bẩy đến quyết định phòng ngừa rủi ro tại
thời điểm này, mà tác giả gọi là hậu quyết định phòng ngừa rủi ro. Trong ý nghĩa đó, đòn
bẩy trở nên xác định trước trong mô hình tại thời điểm
phòng ngừa rủi ro quyết định. Tại thời điểm này, các cổ đông tham gia vào các hoạt động
phòng ngừa rủi ro miễn là đòn bẩy của công ty không phải là quá cao, vượt ra ngoài thời
điểm đó các ưu đãi rủi ro chuyển bắt đầu quản trị.
Đầu tiên tác giả lưu ý rằng trong mô hình của tác giả ảnh hưởng bậc nhất của phòng
ngừa rủi ro về đòn bẩy (tức là, những lo ngại về quan hệ nhân quả ngược lại) là ảnh
hưởng của nó đối với chi phí của đòn bẩy và không quan tâm ảnh hưởng của lợi ích về
thuế của nó. Như vậy, ít nhất là trong phạm vi mô hình điều chỉnh của tác giả vì lợi ích
thuế suất nợ cung cấp một nguồn quan trọng của phân tán trong tỷ lệ nợ cũ ant e mà phần
lớn vẫn không bị ảnh hưởng bởi mức độ bảo hiểm rủi ro. Như vậy, ít nhất là trong bối
cảnh mô hình điều chỉnh của tác giả vì lợi ích thuế suất của nợ cung cấp một nguồn quan
trọng của phân tán trong tỷ lệ nợ exante mà phần lớn vẫn không bị ảnh hưởng bởi mức

độ phòng ngừa rủi ro. Đây là chi phí chính của kiệt quệ tài chính và phá sản được giảm đi
do phòng ngừa rủi ro, cho phép các công ty để vay thêm. Do đó, lợi ích biên của nợ có vẻ
như một công cụ hợp lý để xác định phương trình đòn bẩy trong mô hình thực nghiệm
của tác giả. Được phát triển bởi logic này, tác giả xem xét hai công cụ - trước khi - tài
chính mô phỏng thuế suất biên (MTR) của Graham, Lemmon, và Schallheim (1998) và
lá chắn thuế của một công ty không sử dụng nợ (NDTS). Mức thuế suất thuế biên cung
cấp một proxy hợp lý trực tiếp vì lợi ích thuế của nợ. Do đó, nó là trực tiếp trong thespirit
động lực lý thuyết của tác giả. Đ ể tránh các vấn đề liên quan đến mối tương quan tiêu
cực giữa đòn bẩy và thuế suất biên, tác giả sử dụng thuế suất mô phỏng trước khi tài trợ
bằng nợ. Hơn nữa, tác giả lấy trung bình lịch sử của mức thuế suất theo giả định rằng
mức độ hiện tại của nợ là kết quả của quyết định cơ cấu nguồn vốn thặng dư trong lịch
sử. Tác giả lấy trung bình thuế suất qua 10 năm làm đại diện cho tỷ lệ đòn bẩy hiện tại
của một công ty. Như đã thảo luận sau đó, biến này giải thích đáng kể trong hồi quy đòn
bẩy. Tác giả cũng lặp lại phân tích của mình với trung bình cuối năm năm và mức độ
hiện tại của mức thuế suất (không có trung bình) là công cụ và có được kết quả tương tự.
Công cụ thứ hai của tác giả là lá chắn thuế mà 1 công ty không sử dụng nợ được hưởng.
Theo tài liệu trước đó, tác giả sử dụng khấu hao và giá trị hao mòn trên tổng tài sản của
công ty như là một biện pháp của lá chắn thuế của công ty. Công cụ này không khuyến
khích sử dụng nợ hơn là công cụ trực t iếp khuyến khích sử dụng nợ dựa trên những căn
nhắc của việc tính toán các mức thuế suất. Do đó, nó có khả năng phát hiện các tỷ lệ đòn
bẩy của công ty dựa trên với các ưu đãi về thuế như đề xuất trong mô hình của tác giả. Ít
nhất là tùy thuộc vào quy mô của công ty, PPE, và các đặc điểm quan trọng khác, nó có
24

thể được lập luận rằng lá chắn thuế của các công ty không sử dụng nợ là một công cụ hợp
lý để tận dụng trong mô hình đòn bẩy-phòng ngừa rủi ro của tác giả.
Cả hai công cụ (MTR và DA / TA) có tính chất thống kê tốt cho phương pháp. Cả hai
đều là những y ếu tố quan trọng của tỷ lệ nợ của công ty ở giai đoạn hồi quy đầu tiên
được báo cáo trong phần tiếp theo . Tác giả cũng kiểm tra sức mạnh của công cụ và thấy
rằng chúng không bị bất kỳ thiên vị thiết yếu trong ý nghĩa của Bound, Jaeger, and

Baker (1995) và Staiger và chứng khoán (1997). Tác giả lặp lại tất cả những phân tích
của mình sau khi xem xét chỉ MTR và NDTS (một tại một thời điểm) như Công cụ của
mình và tất cả các kết quả vẫn tương tự như kết quả định tính. Đ ể tiết kiệm không gian
và đo lường lợi thế, t ác giả xem xét cả hai mô hình đòn bẩy của tác giả cho những kết
quả mà tác giả trình bày trong bài báo. Ngoài ra, tác giả sử dụng tỷ lệ thu nhập
ròng/doanh thu ròng của một công ty (ni) trong hồi quy đòn bẩy như một công cụ bổ
sung để nắm bắt được tác động của lợi nhuận đến cơ cấu vốn của công ty tại thời điểm
phòng ngừa rủi ro trong t inh thần của mô hình lý thuyết. Như tác giả đã trình bày sau,
biến này hoạt động tốt trong giai đoạn 1 hồi quy.
Đầu tiên, tác giả bao gồm tài sản, nhà máy và thiết bị (PPE) quy mô tổng tài sản để kiểm
soát cho tài sản thế chấp cho vay. tác giả có Z-score sửa đổi của một công ty (xem
Graham, Lemmon, và Schallheim, 1998) để kiểm soát đối với tác động của các công ty
có thể hiện được trong kiệt quệ tài chính. Z-score sửa đổi (M odz) loại trừ t ác động của
đòn bẩy từ Altman Z-score ban đầu để tránh một mối quan hệ giữa đòn bẩy và biến này.
Tác giả cũng bao gồm mã SIC để kiểm soát ngành công nghiệp cụ thể của cơ cấu vốn
trong mô hình đòn bẩy. N goài ra, quy mô doanh nghiệp và R & tỷ lệ D-to-Kinh doanh
nhập cả phòng ngừa rủi ro và đòn bẩy. Nhìn chung, mô hình của tác giả là phù hợp với
lập luận lý thuyết và cũng gần với nghiên cứu thực nghiệm trước đó trong công ty quản
lý rủi ro như Geczy, M inton, và Schrand (1997) và Graham và Rogers (2002). Mô hình
cơ sở được trình bày dưới đây:

Tác giả bổ sung một số biến khác trong nghiên cứu thực nghiệm. Tác giả sử dụng dữ liệu
bảng trong ba năm của 200 doanh nghiệp sản xuất và thay đổi lại trong hoạt động phòng
ngừa rủi ro về thay đổi trong tỷ lệ đòn bẩy. Thay đổi hồi quy ít có khả năng bị thiên lệch
nội sinh và phải đối mặt với một trở ngại khó khăn hơn trong việc phát hiện mối liên
quan giữa các biến phụ thuộc. Kết quả của tác giả tương tự cho cả hai mô hình hồi quy
cắt ngang IV và mô hình hồi quy đổi. Hơn nữa, cần lưu ý rằng các đặc điểm kỹ thuật phi
tuyến mà tác giả sử dụng trong phương pháp tiếp cận mô hình của mình cho sự tự tin bổ
sung kết quả của tác giả không do quan hệ nhân quả ngược lại. Điều này có được bởi vì
nội sinh trong mô hình của tác giả xuất phát từ thực tế là phòng ngừa rủi ro có thể dẫn

25

đến mức nợ cao hơn, điều này đúng cho tất cả các cấp độ của đòn bẩy và đặc biệt các
mức cao hơn. Vì vậy, tham số nội sinh sẽ dự đoán một mối quan hệ tích cực giữa phòng
ngừa rủi ro và cả đòn bẩy.
4.3. Kiểm tra đơn biến
Bảng 2 cho thấy trung vị của các biến thông qua các mẫu của công ty có phòng ngừa rủi
ro và không phòng ngừa rủi ro. Để ngăn chặn giá trị ngoại lai ảnh hưởng đến phân tích
của tác giả, tất cả các biến được sử dụng trong bài báo này được dao động quanh mức
1% từ cả hai đuôi. Trong hình A, tác giả trình bày các đặc điểm trung bình của công ty có
phòng ngừa rủi ro và không phòng ngừa rủi ro với rủ ro tiền tệ. Bảng B cung cấp số liệu
thống kê tương tự cho công ty có phòng ngừa rủi ro và không phòng ngừa rủi ro với với
rủi ro về giá hàng hóa. Bảng C được dựa trên những quan sát gộp lại trên cả hai loại rủi
ro.
Tác giả thấy rằng có những đặc điểm khác nhau công ty có phòng ngừa rủi ro và không
phòng ngừa rủi ro. Các công ty lớn và trung bình có phòng ngừa rủi ro co1thi5 trường và
tổng doanh thu lớn hơn khoảng 4-5 lần lớn hơn so với công ty không phòng ngừa. Đòn
bẩy trung bình cho công ty có phòng ngừa là cao hơn so với trung bình của đòn bẩy công
ty không có phòng ngừa, với kết quả mạnh mẽ hơn cho mẫu phòng ngừa rủi ro hàng hóa
đáng kể. công ty có phòng ngừa giữ tài sản kém thanh khoản hơn so với công ty không
phòng ngừa như thể hiện bởi các tỷ lệ của hai nhóm. T heo dự kiến, công ty có phòng
ngừa ngoại tệ có bán ngoại tệ cao hơn so với công ty không phòng ngừa. Không có sự
khác biệt trong mức độ bán hàng nước ngoài trên công ty có phòng ngừa và công ty
không phòng ngừa trong mẫu. Tác giả cũng thấy rằng các công ty có phòng ngừa dể cổ
phần lớn so với các công ty không phòng ngừa. Trong khi các công ty có phòng ngừa
bằng ngoại tệ có cơ hội tăng trưởng cao hơn so với các công ty không phòng ngừa, mô
hình này đảo ngược cho phòng ngừa bằng hàng hóa. Tác giả khám phá những hiệu ứng
này một cách cẩn thận hơn trong các mô hình đa biến trình bày dưới đây.
4.4. Phân tích hồi quy
Trong phần này tác giả trình bày các kết quả hồi quy liên quan ưu đãi phòng ngừa rủi ro

của một công ty để tận dụng và biến kiểm soát khác.
4.4.1. Ước lượng giai đoạn đầu tiên
Như là một điểm khởi đầu, tác giả trình bày các kết quả hồi quy từ Ước lượng giai đoạn
đầu tiên của đòn bẩy như báo cáo trong bảng đầu tiên của Bảng 3. Tác giả tìm thấy một
hệ số tích cực và đáng kể đến MTR chỉ ra rằng các công ty với lợi ích thuế cao hơn được
nợ cao hơn. Theo dự kiến hệ số khấu hao và khấu hao, da/ta cho lá chắn thuế không nợ
vay, là tiêu cực và đáng kể. Hơn nữa, phù hợp với các công ty mô hình của mình với lợi
nhuận cao hơn có đòn bẩy thấp như được chỉ ra bởi một hệ số tiêu cực và đáng kể lợi
nhuận cho doanh số bán hàng (ni / doanh thu). Những kết quả này phù hợp với những
động lực đằng sau việc sử dụng các biến trong mô hình hồi quy đòn bẩy. Kết quả khác là