Tiểu luận môn Quản trị rủi ro CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG TỚI QUYẾT ĐỊNH PHÒNG NGỪA DOANH NGHIỆP: BẰNG CHỨNG TỪ CÁC CÔNG TY CROATIA VÀ SLOVENIA

03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
Mục lục
CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG TỚI QUYẾT ĐỊNH PHÒNG NGỪA DOANH
NGHIỆP: BẰNG CHỨNG TỪ CÁC CÔNG TY CROATIA VÀ SLOVENIA
TÓM TẮT
Bài nghiên cứu trình bày các kết quả về các yếu tố tác động tới các quyết định quản trị
rủi ro trong các công ty phi tài chính lớn tại Croatia và Slovenia. Nghiên cứu cho thấy rằng
những lý do cơ bản cho việc phòng ngừa rủi ro được nghiên cứu có khả năng giải thích rất
ít đối với các quyết định quản trị rủi ro của các công ty tại Croatia và Slovenia. Bằng chứng
dựa trên cả mối tương quan thực nghiệm đơn biến và đa biến giữa quyết định phòng ngừa
rủi ro ở các công ty phi tài chính ở Croatia và các chi phí kiệt quệ tài chính, các chi phí đại
diện, tài trợ chi phí bên ngoài, thuế, độ thỏa dụng quản lý và các chiến lược thay thế phòng
ngừa, thất bại khi cung cấp bất kỳ sự hỗ trợ nào cho bất kỳ giả thiết được nghiên cứu ngoại
trừ tài trợ chi phí tài chính bên ngoài được đo lường dựa trên tỷ số chi tiêu đầu tư trên tài
sản. Phân tích tương tự được tiến hành đối với những công ty ở Slovenia đã chỉ ra rằng
biến giải thích cho quyết định phòng ngừa rủi ro không có ý nghĩa thống kê, vì vậy nó
không phụ thuộc vào bất kỳ lý thuyết dự đoán nào về phòng ngừa rủi ro.
1. Giới thiệu
1.1 Lý do chọn đề tài
Nghiên cứu đưa ra các kết quả về các nhân tố tác động tới các quyết định quản trị rủi
ro doanh nghiệp đối với những công ty phi tài chính lớn tại Croatia và Slovenia. Các rủi ro
tài chính – là các rủi ro doanh nghiệp xảy ra khi có sự biến động giá cả - có ảnh hưởng trực
tiếp hoặc gián tiếp đến giá trị của doanh nghiệp. Kể cả đó là một công ty đa quốc gia với
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 1
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
rủi ro tác động của tỷ giá, công ty vận chuyển với rủi ro giá nhiên liệu hay là các công ty sử
dụng đòn bẩy cao và rủi ro lãi vay của nó. Cho dù quy mô của những rủi ro như vậy có như
thế nào đi chăng nữa mà được quản trị thường xuyên sẽ đóng một vai trò rất quan trọng

trong việc quyết định thành công hay thất bại của một doanh nghiệp. Vì vậy có lập luận
cho rằng 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 lớn nhất của doanh nghiệp - tối đa hóa
giá trị tài sản cho cổ đông. Trong một khoảng thời gian dài trước đây, quản trị rủi ro tài
chính được cho rằng không có liên quan gì đến giá trị doanh nghiệp, những 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). Mặc dù theo lý thuyết danh mục và tài
chính doanh nghiệp hiện đại, việc phòng ngừa rủi ro không làm thay đổi giá trị công ty,
nhưng các nhà quản trị tài chính và những chủ sở hữu thường quan tâm nhiều đến khả năng
gánh chịu tổn thất từ các rủi ro doanh nghiệp. Ngoài ra, doanh nghiệp sử dụng các công cụ
phái sinh như là các công cụ quản trị rủi ro ngày một nhiều và rộng rãi hơn. Giải thích cho
sự mâu thuẫn giữa lý thuyết và thực tiễn, có ý kiến cho rằng sự không hoàn hảo của thị
trường vốn có liên quan đến chức năng quản trị rủi ro. Có hai lý do cho quá trình quản trị
liên quan tới việc xây dựng công cụ phòng ngừa rủi ro của doanh nghiệp. Thứ nhất, quản
trị rủi ro là một cách để tối đa hóa giá trị cổ đông; Thứ hai, quản trị rủi ro là cách để tối đa
hóa độ thỏa dụng của các nhà quản lý.
1.2 Mục tiêu nghiên cứu
Bài nghiên cứu này đã cung cấp bằng chứng thực nghiệm những hoạt động quản trị
rủi ro ở các công ty tại Croatia và Slovenia với hai mục tiêu: Kiểm định những lý thuyết về
các nhân tố giải thích cho các quyết định phòng ngừa rủi ro doanh nghiệp và những bằng
chứng thực nghiệm về tầm quan trọng có liên quan đến các động cơ này được đưa ra. Tiếp
theo là xem xét liệu rằng có sự khác nhau về quản trị rủi ro tài chính ở những công ty tại
Croatia và Slovenia so với các công ty khác ở phương tây hay không.
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 2
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
1.3 Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu thực nghiệm được tiến hành trên các công ty phi tài chính lớn nhất tại
Croatia và Slovenia và tiêu chuẩn đế lựa chọn các công ty đưa vào mẫu là tương tự nhau ở

cả hai quốc gia. Các công ty ở Croatia và Slovenia cần phải thỏa mãn được 2 trong 3 điều
kiện được yêu cầu bởi Luật kế toán Croatia và Luật doanh nghiệp Slovenia liên quan tới
các công ty lớn. 157 công ty ở Croatia và 189 công ty ở Slovenia thỏa mãn tiêu chuẩn được
đưa vào mẫu. Dữ liệu cần thiết cho việc khảo sát nhân tố tác động đến quyết định phòng
ngừa rủi ro được lấy từ 2 nguồn: Từ báo cáo thường niên, thông tin trong báo cáo tài chính
và từ bảng điều tra. Câu hỏi khảo sát được gửi đến các nhà quản trị ở Croatia và Slovenia
về quyết định quản trị rủi ro. Bảng câu hỏi thống kê xem có bao nhiêu công ty quản trị rủi
ro tài chính và những đặc điểm nào của công ty (nếu có) ảnh hưởng đến quyết định phòng
ngừa rủi ro hay không phòng ngừa rủi ro. 31% công ty ở Croatia trả lời câu hỏi khảo sát,
trong khi tỷ lệ này ở Slovenia là 22%.
Dữ liệu nghiên cứu được phân tích dựa trên phân tích đơn biến lẫn đa biến. Kiểm định
t-test mẫu độc lập, hệ số tương quan Pearson và hồi quy nhị phân logistic (binominal
logistic regression) được ước lượng để tìm ra những nhân tố giải thích có thể có cho quyết
định phòng ngừa rủi ro. Sau đó, phân tích so sánh cũng được tiến hành như là phương pháp
dùng để so sánh các kết quả nghiên cứu thực nghiệm được tiến hành ở các công ty tại
Croatia và Slovenia.
Theo các kết quả nghiên cứu, điều bất ngờ là lý do chính để phòng ngừa rủi ro có khả năng
dự báo rất ít khi giải thích các quyết định quản trị rủi ro doanh nghiệp ở cả Croatia và
Slovenia. Bằng chứng dựa trên các mối tương quan thực nghiệm đơn biến và đa biến giữa
quyết định phòng ngừa rủi ro trong các công ty phi tài chính ở Croatia và giả thiết tối đa
hóa tài sản cho cả các cổ đông lẫn nhà quản lý, thất bại khi không cung cấp bất kỳ sự hỗ trợ
nào cho bất kì mối tương quan được kiểm định nhưng trừ một mối tương quan – các bất
hoàn hảo thị trường vốn và sự tài trợ chi phí bên ngoài đo lường bằng tỷ số chi phí đầu tư
trên tài sản tài sản. Phân tích đơn biến và hồi quy đa biến được tiến hành trên các công ty ở
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 3
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
Slovenia cho thấy rằng biến giải thích không có ý nghĩa thống kê đối với quyết định phòng
ngừa rủi ro, do đó chúng ta có thể kết luận rằng nó không phụ thuộc bất kỳ các lý thuyết dự

báo nào về phòng ngừa rủi ro. Hơn nữa, bài nghiên cứu cho thấy các mối tương quan có ý
nghĩa thống kê giữa quyết định phòng ngừa với các lý thuyết phòng ngừa khác nhau,
nhưng các mối tương quan này trái ngược với những dấu hiệu dự báo và được giải thích
trong phần tiếp theo.
2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây
2.1 Chi phí kiệt quệ tài chính
Các lý thuyết ủng hộ về quản trị rủi ro, như là một đòn bẩy tạo ra giá trị cho cổ đông,
có lập luận rẳng giá trị công ty là một hàm có dạng lõm bởi vì thị trường là không hoàn
hảo. Lý thuyết đầu tiên cho rằng nhờ giảm tính bất ổn của dòng tiền, các công ty có thể
giảm chi kiệt quệ tài chính (Mayers và Smith, 1982; Myers, 1984; Stulz, 1984; Smith và
Stulz, 1985; Shapiro và Titman, 1998). Trong định đề MM, chi phí kiệt quệ tài chính được
giả định là không tốn chi phí. Do đó, xác suất xảy ra kiệt quệ tài chính không ảnh hưởng
giá trị doanh nghiệp. Nếu chi phí kiệt quệ tài chính có đáng kể thì công ty có động cơ để
giảm xác suất xảy ra của nó, và phòng ngừa rủi ro sẽ có thể dùng để giảm độ bất ổn trong
thu nhập. Bằng cách giảm phương sai của dòng tiền hay lợi nhuận kế toán, sự phòng ngừa
làm giảm khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính. Bên cạnh đó, Smith và Stulz (1985) lập luận
rằng việc giảm chi phí kiệt quệ tài chính không những làm tăng giá trị công ty, giá trị cổ
đông mà còn tăng khả năng vay mượn của công ty. Quản trị rủi ro tài chính làm giảm chi
phí kiệt quệ tài chính, dẫn tới tỷ số nợ tối ưu cao hơn và lợi ích tấm chắn thuế từ việc đi
vay thêm giúp gia tăng giá trị doanh nghiệp. Lý thuyết thực nghiệm này cũng được chứng
minh bởi các tác giả khác như Campbell và Kracaw (1987), Bessembinder (1991), Dolde
(1995), Mian ( 1996) và Haushalter (2000).
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 4
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
2.2 Chi phí đại diện
Lý do chính thứ hai của việc phòng ngừa rủi ro cho rằng, bằng cách giảm tính bất ổn
của dòng tiền, công ty có thể giảm các chi phí đại diện (Jensen và Meckling, 1976). Theo
Dobson và Soenen (1993) có 3 lý do về các chi phí đại diện mà nhà quản trị nên phòng

ngừa rủi ro doanh nghiệp. Đầu tiên, phòng ngừa rủi ro giúp giảm tính không chắc chắn của
dòng tiền, theo đó sẽ giảm chi phí nợ của công ty. Do chi phí kiệt quệ tài chính tạo ra do
quá trình quản lý, cho rằng sự bất cân xứng thông tin giữa người quản lý và người chủ sở
hữu, phòng ngừa rủi ro sẽ giúp tăng giá trị doanh nghiệp. Vì vậy, ban quản lý sẽ lựa chọn
việc phòng ngừa. Thứ hai, cho rằng có sự tồn tại của các khoản chi phí tài trợ bên ngoài,
tính ổn định của dòng tiền thông qua phòng ngừa rủi ro tỷ giá giúp giảm vấn đề dịch
chuyển rủi ro và các vấn đề đầu tư dưới mức (Jensen và Smith, 1985). Cuối cùng, phòng
ngừa rủi ro giúp giảm xác suất xảy ra kiệt quệ tài chính và từ đó tăng khoảng thời hạn các
mối quan hệ ràng buộc của các cổ đông. Thúc đẩy danh tiếng cho công ty, phòng ngừa rủi
ro đóng góp trực tiếp hạn chế rủi ro đạo đức trong vấn đề đại diện. Kết quả nghiên cứu từ
MacMinn (1987), MacMinn và Han (1990), Bessembinder (1991), Minton và Schrand
(1999) và Haushalter và công sự (2000).
2.3 Thuế
Một lý thuyết khác đề cập đến quản trị rủi ro như là cách để tối đa hóa giá trị cổ đông thì
cho rằng, qua việc giảm tính không ổn định của dòng tiền, công ty có thể giảm một số loại
thuế dự kiến. Smith và Stulz (1985) lập luận rằng cấu trúc luật thuế có thể mang lại lợi ích
cho công ty trên các thị trường kì hạn, giao sau hay quyền chọn. Nếu công ty có hàm thuế
có dạng lồi, giá trị sau thuế của công ty có dạng lõm so với giá trị trước thuế của nó. Nếu
phòng ngừa rủi ro giảm sự thay đổi giá trị trước thuế công ty thì thuế phải nộp dự kiến sẽ
giảm xuống và giá trị công ty sau thuế dự kiến sẽ tăng lên trong trường hợp chi phí phòng
ngừa rủi ro không quá lớn. Bằng cách giảm mức thuế suất trung bình hiệu quả trong dài
hạn, thì các hoạt động làm giảm sự biến động lợi nhuận sẽ giúp nâng cao giá trị cổ đông.
Cấu trúc thuế hiệu quả càng lồi thì khả năng giảm các loại thuế dự kiến càng cao. Nghiên
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 5
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
cứu này được hỗ trợ bởi Froot và cộng sự (1993), Nance và cộng sự (1993), Mian (1996)
và Graham và Smith (1996).
2.4 Tài trợ chi phí bên ngoài

Việc giảm tính bất ổn định của dòng tiền sẽ cải thiện khả năng đáp ứng đủ nguồn ngân
sách nội bộ cho kế hoạch đầu tư và giúp loại bỏ việc cắt giảm dự án sinh lợi hoặc loại bỏ
các chi phí giao dịch phát sinh từ việc tìm kiếm nguồn tài trợ bên ngoài. Giả thiết chính là
nếu tài trợ bằng nguồn tài chính bên ngoài (nợ và/hoặc vốn cổ phần) thì rất tốn kém chi
phí, các công ty mà có những dự án đầu tư đòi hỏi phải có nguồn tài trợ sẽ phải phòng
ngừa rủi ro dòng tiền của họ để tránh sự thiếu hụt trong nguồn tài trợ của họ, từ đó có thể
gây ra sự tham gia vội vàng tốn kém vào thị trường vốn. Một nghiên cứu thực nghiệm thú
vị dựa trên quan điểm những công ty có cơ hội tăng trưởng cao và phải đối mặt chi phí cao
khi tăng nguồn tài trợ dưới tác động của kiệt quệ tài chính sẽ có động cơ để thực hiện nhiều
chính sách để phòng ngừa rủi ro hơn so với bình thường. Quan điểm này được đưa ra bởi
phần lớn các học giả như Smith và Stulz (1985), Lessard (1991), Shapiro và Titman (1998),
Hoshi và cộng sự (1991), Froot và cộng sự ( 1993), Getzy và cộng sự (1997), Gayinton và
Nam (1998), Minton và Schrand ( 1999), Haushalter (2000), Allayannis và Ofek (2001) và
Haushalter và cộng sự (2002).
2.5 Độ thỏa dụng của nhà quản lý
Một lý giải khác cho sự khác nhau giữa giả thuyết tối đa hóa giá trị cổ đông với giả
thuyết tối đa hóa độ thỏa dụng của nhà quản trị. Có lập luận cho rằng nhà quản lý chỉ có
trách nhiệm hữu hạn thường đa dạng hóa vị thế tài sản của họ, kết hợp với việc nắm giữ cổ
phần và vốn hóa thu nhập cùng với vị thế của họ. Vì thế, điều này sẽ khuyến khích nhà
quản trị phòng ngừa rủi ro tài sản cho riêng mình. Loại phòng ngừa rủi ro này thường
không gia tăng giá trị cổ đông của công ty nhưng lại làm lợi cho chính tài sản của các nhà
quản lý. Để hạn chế vấn đề này, phải ký kết hợp đồng thù lao cho các nhà quản lý như thể
nào để khi nhà quản lý thực hiện gia tăng giá trị công ty, họ cũng sẽ tăng độ thỏa dụng kì
vọng cho họ. Điều này thường là các điều khoản phụ trong các hợp đồng quản lý. Cách
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 6
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
phân tích này đươc đề xuất bởi Stulz (1984) và được nghiên cứu mở rộng bởi Smith và
Stulz (1985). Kết quả của một số nghiên cứu thực nghiệm đã xác nhận lý thuyết này

(Tufano, 1996; Gay và Nam , 1998) trong khí đó, Getzy và cộng sự (1997) và Haushalter
(2000) lại không có bằng chứng chứng tỏ rằng phòng ngừa rủi ro doanh nghiệp bị ảnh
hưởng bởi cổ phần của nhà quản lý.
Một lý thuyết quản trị khác về phòng ngừa rủi ro dựa trên các thông tin bất cân xứng,
được thực hiện bởi Viswanathan (1996) và DeMarzo và Duffie (1995), họ đã tập trung vào
danh tiếng của nhà quản lý. Các mô hình này đều lập luận rằng nhà quản lý thích hành vi
quản trị rủi ro hơn để họ có thể liên kết khả năng của mình với thị trường nhân sự. Breeden
và Viswanathan (1996) và DeMarzo và Duffie (1995) lập luận rằng những giám đốc điều
hành trẻ hơn và nhiệm kỳ ngắn hơn thì ít danh tiếng hơn so với những người lớn tuổi hơn
và nhiệm kỳ lâu hơn. Do vậy, họ sẵn lòng tiếp thu những khái niệm mới như quản trị rủi ro
để gây tín hiệu cho chất lượng quản trị của họ. Tufano (1996) đã kiểm định những giả thiết
này và thấy rằng không có mối quan hệ giữa độ tuổi của CEO và CFO so với mức độ quản
trị rủi ro. Tuy nhiên, ông chứng minh rằng những CFO mà nhiệm kỳ ngắn hơn tham gia
vào các hoạt động quản trị rủi ro nhiều hơn, đã khẳng định giả thiết cho rằng những những
nhà điều hành mới hơn thì sẵn lòng thực hiện các hoạt động quản trị rủi ro nhiều hơn so với
những người nhiệm kỳ lâu hơn. Do đó, kết quả này phù hợp với lý thuyết của Breeden và
Viswanathan (1996) và DeMarzo và Duffie (1995).
2.6 Quy mô doanh nghiệp
Kết quả của những lý thuyết trước đây đã chứng minh các lợi ích của quản trị rủi ro
tùy thuộc vào quy mô công ty. Nance và cộng sự (1993), Mian (1996), Getzy (1997) và
Haushater (2000) lập luận rằng công ty lớn thích phòng ngừa rủi ro hơn. Một trong những
lý do chính quản trị rủi ro doanh nghiệp liên quan đến chi phí đối với các hoạt động quản
trị rủi ro. Chi phí phòng ngừa rủi ro bao gồm chi phí giao dịch trực tiếp cũng như các chi
phí đại diện để đảm bảo rằng các nhà quản lý giao dịch hợp pháp. Chi phí giao dịch gồm
chi phí giao dịch qua lại cũng như các chi phí hệ thống thông tin cần thiết để cung cấp dữ
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 7
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
liệu cho quyết định thực hiện việc phòng ngừa rủi ro. Các chi phí đại diện bao gồm chi phí

kiểm soát nội bộ để điều hành chương trình phòng ngừa rủi ro. Chi phí này hỗ trợ cơ hội
đầu cơ khi thị trường phái sinh cho phép. Những giả định của cơ sở này chỉ ra rằng lợi thế
kinh tế nhờ quy mô hay các chi phí có ý nghĩa kinh tế có mối liên hệ với phòng ngừa rủi ro.
Thật vậy, đối với nhiều công ty (đặc biệt là các công ty nhỏ), các lợi ích biên trong một
chương trình phòng ngừa rủi ro có thể vượt quá chi phí biên của chúng. Điều này cho thấy
có khả năng các chi phí thiết lập theo quy mô có liên quan tới việu điều hành một chương
trình quản trị rủi ro. Thêm vào đó, không phải tất cả các công ty đều phòng ngừa rủi ro
ngay cả khi họ phải đối mặt với rủi ro tài chính, đơn giản chỉ vì nó không phải là một hoạt
động mang lại lợi ích kinh tế. Trong các kết quả nghiên cứu thực nghiệm trước đây cho
rằng chỉ có các công ty lớn khi đối mặt rủi ro đủ lớn có thể sẽ được hưởng lợi từ một
chương trình phòng ngừa rủi ro.
2.7 Các chiến lược phòng ngừa thay thế
Có một điều quan trọng rằng thay vì quản trị rủi ro thông qua sử dụng phái sinh, các
doanh nghiệp có thể theo đuổi các hoạt động thay thế khác cho các chiến lược phòng ngừa
rủi ro. Các công ty có thể áp dụng các chính sách tài chính thận trọng như duy trì tỷ lệ đòn
bấy thấp hay dự trữ ngân sách tiền mặt lớn để giúp họ đối phó với những khó khăn tài
chính tiềm ẩn (môt loại đòn bẩy tiêu cực). Sử dụng càng nhiều các chiến lược quản trị rủi
ro thay thế này sẽ càng ít liên quan đến các hoạt động quản trị rủi ro tài chính hơn.
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1 Dữ liệu nghiên cứu và thu thập dữ liệu
Nghiên cứu thực nghiệm được tiến hành ở các công ty phi tài chính tại Croatia và
Slovenia và tiêu chuẩn để chọn lựa các công ty nào đưa vào mẫu thì tương tự ở cà hai quốc
gia. Croatia và Slovenia cần đáp ứng 2 trong 3 điều kiện được duy định bởi Luật kế toán
Croatia và Luật doanh nghiệp Slovenia. Danh sách gồm 400 công ty lớn nhất ở Croatia
năm 2005 được sử dụng và 157 công ty đáp ứng các tiêu chuẩn và được đưa vào mẫu. Đối
với các công ty ở Slovenia sử dụng dữ liệu điện tử GVIN và dựa trên các tiêu chuẩn lựa
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 8
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]

chọn, 189 công ty được chọn để phân tích. Ưu điểm chính của các mẫu này đó là nó có thể
đại diện nhiều loại công ty ở các ngành công nghiệp khác nhau. Các công ty tài chính được
loại trừ khỏi mẫu vì các công ty này hầu hết là những nhà tạo lập thị trường, do đó động cơ
của họ khi sử dụng phái sinh có thể khác với động cơ của các công ty phi tài chính khác.
Nguồn dữ liệu được lấy từ 2 nguồn: Báo cáo thường niên và báo cáo tài chính năm 2005 và
bảng khảo sát. Câu hỏi được gửi email đến các nhà quản trị có quyền quyết định quản trị
rủi ro tài chính doanh nghiệp tại Croatia và Slovenia vào đầu tháng 9 năm 2006. Câu hỏi
khảo sát được đặt ra để tìm hiểu xem có bao nhiêu công ty thực hiện quản trị rủi ro tài
chính bằng công cụ phái sinh và các công cụ quản trị rủi ro tài chính khác, cũng như tìm
hiểu quyết định quản trị rủi ro có ảnh hưởng bởi các nhân tố căn bản về quản trị rủi ro khác
được giải thích trong phần trước hay không. Trong nhóm các công ty được gọi là “hedgers”
(những công ty thực hiện quản trị rủi ro) gồm không chỉ những công ty sử dụng công cụ
phái sinh để quản trị rủi ro tài chính mà còn có các công ty sử dụng các dạng chiến lược
phòng ngừa rủi ro khác như phòng ngừa điều hành, phòng ngừa tự nhiên, đa dạng hóa quốc
tế trong kinh doanh Tuy nhiên phải nhấn mạnh rằng việc sử dụng các biến phụ thuộc nhị
phân là có vấn đề vì nó không mô tả đầy đủ quy mô các hoạt động phòng ngừa rủi ro của
một công ty. Nghĩa là một công ty bảo hiểm rủi ro 1% hay 100% rủi ro của nó đều được
xem như nhau trong mô hình. Theo như phân tích các nhà đầu tư sử dụng sản phẩm phái
sinh, nên đưa vào biến phụ thuộc thứ hai mà có thể điều chỉnh nhược điểm của biến phụ
thuộc nhị phân, gọi là một phương pháp đo lường liên tục. Để đại diện cho sự phòng ngừa
của công ty, tác giả sử dụng giá trị danh nghĩa từ các hợp đồng kì hạn, quyền chọn và các
sản phẩm phái sinh khác chia cho giá trị thị trường của tài sản công ty. Phương pháp này là
sử dụng tổng giá trị danh nghĩa của tất cả các hợp đồng phái sinh sau khi được giảm phát
bởi giá trị thị trường của tài sản đo lường từ các thông tin phái sinh đầu năm mà thông tin
phái sinh được thu thập. Sử dụng giá trị danh nghĩa như là một biến phụ thuộc có nhiều ưu
điểm hơn so với sử dụng biến nhị phân để cho biết công ty có sử dụng công cụ phái sinh
hay không (Tufano (1996) hay Allayannis và Ofek (2001), người đã sử dụng biến liên tục.
Ví dụ như sử dụng công cụ đo lường mang tính liên tục, chúng ta có thể kiểm định các giả
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 9

03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
thuyết vế các nhân tố của phòng ngừa rủi ro, kiểm định và ảnh hưởng của các công cụ phái
sinh công ty sử dụng để phòng ngừa rủi ro. Tuy nhiên nhược điểm của công cụ đo lường
này là vốn khái toán (notional principal) của các vị thế phái sinh chỉ đưa ra một chỉ báo khá
đơn giản về quy mô của rủi ro ( Hentschel và Kothari, 2001). Do đó, giá trị danh nghĩa ước
tính của các công cụ phái sinh phải được giải thích cẩn thận. Không may chúng ta không
thể thu thập được các thông tin về giá trị danh nghĩa của các công cụ phái sinh trong các
công ty được phân tích. Tác giả đã đề nghị các nhà quản trị tài chính cung cấp các thông tin
này nhưng họ sẵng lòng không đồng ý. Do đó, trong bài nghiên cứu, tác giả sử dụng công
cụ đo lường nhị phân như là một biến phụ thuộc, và đây được xem như là một hạn chế của
bài nghiên cứu.
Để kiểm định các giả thiết nghiên cứu liên quan đến xác suất xảy ra kiệt quệ tài chính
và quy mô kinh tế liên quan đến hoạt động quản trị rủi ro, tác giả thu thập nhiều dữ liệu
phản ánh quy mô và đòn bẩy công ty như giá trị sổ sách của tài sản, giá trị sổ sách của tổng
doanh thu bán hàng, tỷ số giá trị sổ sách của nợ dài hạn trên giá trị sổ sách của tài sản, tỷ số
giữa giá trị sổ sách của nợ dài hạn trên giá trị sổ sách của vốn cổ phần và tỷ số khả năng
thanh toán lãi vay. Thông tin về tỷ lệ phần trăm cổ phần do các nhà đầu tư tổ chức nắm giữ
và đánh giá tín nhiệm công ty có thể giúp chúng ta kiểm định các giả thiết liên quan đến
vấn đề bất cân xứng thông tin. Cơ hội đầu tư (tăng trưởng) được tính bằng tỷ số chi tiêu
đầu tư trên giá trị sổ sách của tài sản và tỷ số chi tiêu đầu tư trên giá trị sổ sách của tổng tài
sản. Để kiểm định các giả thiết về thuế, chúng ta sử dụng dữ liệu liên quan các phương
pháp đo lường về hàm thuế hiệu quả của công ty – tổng giá trị của khoản chuyển lỗ sang kì
sau và trở lại kì trước, tổng giá trị của khoản chuyển lỗ kì sau cộng với khoản chuyển lỗ
cho kì trước chia cho tổng tài sản cũng như mức giảm thuế đầu tư sử dụng để bù trừ thuế
thu nhập phải nộp. Dữ liệu về mức thu nhập của một người quản lý được thu thập bằng
cách hỏi các nhà quản lý về giá trị sổ sách vốn chủ sở hữu của công ty thuộc sở hữu của
các giám đốc và người điều hành và tỷ lệ cổ phần thường do họ nắm giữ. Tác giả đưa thêm
hai công cụ đại diện cho sự e ngại rủi ro của nhà quản lý là độ tuổi và nhiệm kỳ hay nói
cách khác là vốn con người của công ty. Để kiểm định các giả thiết về các chiến lược thay

Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 10
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
thế phòng ngừa rủi ro, tác giả sử dụng tỷ lệ thanh toán nhanh và tỷ lệ thanh khoản để đại
diện cho tính thanh khoản của công ty, cổ tức hằng năm trả cho cổ đông thường như là tỷ lệ
phần trăm thu nhập sau lãi vay và thuế để đại diện cho chính sách cổ tức của công ty và dữ
liệu về các công ty được niêm yết trên thị trường chứng khoán sẽ được dùng phân biệt giữa
công ty cổ phần đại chúng và công ty cổ phần nội bộ. Thông tin về các câu hỏi được đặt ra
trong bảng khảo sát xem trong phần phụ lục cuối bài.
Ở Croatia, 19 công ty đã trả lời vào cuối tháng 9, vì vậy bức thư tiếp theo bức thư
trước đã được gửi cho người không phản hồi. Gửi bức thư tiếp theo để nâng tỷ lệ phản hồi
lại từ 12 đến 31%. Còn ở Slovenian, 41 công ty đã trả lời câu hỏi khảo sát mà không cần
bất kì mối liên hệ thêm nào khác, tỷ lệ phản hồi là 22%. Một tỷ lệ phản hồi đầy đủ là vấn
đề thường xuyên đối với nghiên cứu khi khảo sát. Tỷ lệ phản hồi đầy đủ trên các mẫu của
Croatia và Slovenia đều thỏa tính khái quát hóa thống kê (ví dụ như tỷ lệ phản hồi cuộc
khảo sát Wharton nằm 1998 về công dụng của phái sinh, trong báo cáo của Bodnar và cộng
sự năm 1998 là 21%). Tuy nhiên, điều quan trọng ở đây là không có khả năng so sánh các
kết quả điều tra với dữ liệu công ty không có phản hồi được xem như một hạn chế của bài
nghiên cứu. Tuy nhiên, điều quan trọng thông qua nghiên cứu, đó là sự khác biệt trong cơ
sở thu thập dữ liệu giữacác mẫu nghiên cứu. Trong khi các công ty ở Slovenia sẵn sàng
tham gia cuộc khảo sát và cung cấp dữ liệu công ty thì các nhà quản lý ở Croatia lại không
làm điều đó. Chỉ 19 nhà quản lý trong 157 trả lời câu hỏi khảo sát kịp thời mà không cần
khuyến khích thêm, điều đó không đủ để giải thích kết quả thống kê. Tác giả đã cần phải
khuyến khích các nhà quản lý ở Croatia tham gia không chỉ bằng việc gửi các bức thư tiếp
theo mà còn liên hệ trưc tiếp qua điện thoại để giải thích các thông tin liên quan đến mục
đích của cuộc khảo sát. Trong khi ở Slovenia các nhà quản lý đều mong muốn tham gia vào
cuộc khảo sát và nhận được kết quả của nó thì một phần lớn các nhà quản lý Croatia thấy
yêu cầu của tác giả như một sự lãng phí thời gian của họ. Tác giả mất hơn 2 tháng để thu
thập dữ liệu ở Croatia, trong khi ở Slovenia chỉ cần mất 3 tuần.

Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 11
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
3.2 Phương pháp phân tích, hồi quy
Dữ liệu khảo sát được phân tích bằng cách sử dụng phân tích đơn biến và đa biến.
Đầu tiên, thống kê mô tả dùng để mô tả các đặc điểm riêng của mỗi công ty trong cả hai
mẫu. Sau đó sử dụng kiểm định t-test từng mẫu độc lập để xem xét sự khác biệt giữa các
trung bình đối với những công ty thực hiện phòng ngừa rủi ro ở Slovenia và Croatia so với
những công ty không phòng ngừa. Kiểm định t-test từng mẫu độc lập có thể cho thấy sự
khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa các mẫu nhỏ, giới hạn và không liên quan lẫn nhau
(Bryman và Cramer, 1997). Cả mẫu nghiên cứu ở Slovenia và Croatian đều nhỏ, không
liên quan và bị giới hạn. Thêm vào đó, dữ liệu nghiên cứu không tuyệt đối (là dữ liệu
khoảng cách hoặc dữ liệu tỉ số), vì thế kĩ thuật t- test là kĩ thuật thích hợp nhất dùng để
phân tích đơn biến. Ngoài ra, phân tích tương quan được tiền hành bằng cách tính toán dựa
trên hệ số hồi quy Pearson như là phương pháp đo lường thông dụng nhất trong tương quan
tuyến tính khi các biến có tính chất là tỷ số hoặc khoảng cách. Trong phân tích đa biến, hồi
quy logistic nhị phân được ước lượng dùng để đánh giá sự khác biệt giữa các nhân tố giải
thích có thể có cho các quyết định phòng ngừa rủi ro. Hồi quy logistic nhị phân được sử
dụng vì nó là một dạng hồi quy mà biến phụ thuộc mang tính chất nhị phân (bị giới hạn, rời
rạc và không liên tục) và biến độc lập thuộc bất kỳ loại nào (Hosmer và Lemeshow, 1989;
Allison, 1999; Menard, 2001). Bên cạnh có một sự thật là biến phụ thuộc trong nghiên cứu
này rời rạc và không liên tục, hồi quy logistic được chọn do nó có thể khắc phục nhiều giả
định hạn chế trong hồi quy OLS. Một phân tích so sánh được dùng để so sánh các kết quả
thực nghiệm được tiến hành với các công ty ở Croatia và Slovenia. Phân tích so sánh được
thiết kế như một công việc so sánh và tương phản mà trong đó các kết quả của nó ở cả hai
quốc gia có trọng số như nhau nhằm tìm ra sự biệt chủ yếu cũng như sự tương đồng trong
các hành vi quản trị rủi ro và các lý do chủ yếu của phòng ngừa rủi ro ở các quốc gia tại
Croatia lẫn Slovenia.
3.3 Giả thiết nghiên cứu

Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 12
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
Theo các nghiên cứu trước đây, một số giả định đã được đề xuất trong bài nghiên cứu
này. Đầu tiên, có lập luận rằng phòng ngừa rủi ro có thể tăng giá trị doanh nghiệp bằng việc
giảm các chi phí liên quan đến kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của nợ, thuế dự kiến, và
các bất hoàn hảo của thị trường vốn. Những lập luận về việc giảm chi phí kiệt quệ tài chính
ngụ ý rằng lợi ích từ việc phòng ngừa rủi ro có thể càng lớn khi tỷ lệ phần trăm các cam kết
tài chính cố định trong cấu trúc vốn công ty càng cao (Myers, 1984; Stulz, 1984; Smith và
Stulz, 1985; Campbell và Kracaw, 1987; Bessembinder, 1991; Dobson và Soenen, 1993;
Dolde, 1995; Shapiro và Titman, 1998; Mian, 1996; Haushelter, 2000). Tranh luận về chi
phí đại diện của nợ cho thấy các lợi ích từ phòng ngừa rủi ro càng cao khi công ty có đòn
bẩy càng cao và vấn đề bất cân xứng thông tin càng lớn (Mayer và Smith, 1982, 1987;
MacMinn, 1987; MacMinn và Han, 1990; Bessembinder, 1991; Dobson và Soenen, 1993;
Minton và Srand, 1999; Haushalter và cộng sự, 2000). Những tranh luận về tài trợ chi phí
bên ngoài ngụ ý cho thấy lợi ích từ phòng ngừa rủi ro sẽ càng cao nếu có nhiều cơ hội tăng
trưởng trong các chiến lược cơ hội đầu tư của công ty hơn (Froot và cộng sự,1993; Getzy
và cộng sự, 1997; Gay và Nam, 1998; Minton và Schrand, 1999; Allayannis và Ofek, 2001;
Haushater và cộng sự, 2002). Các giả thiết về thuế cho rằng lợi ích từ phòng ngừa rủi ro
càng cao nếu có khả năng rằng thu nhập trước thuế cho công ty nằm trong khoảng lũy tiến
thuế trong cấu trúc thuế càng cao, và giá trị các khoản chuyển lỗ kì sau, mức giảm thuế đầu
tư và các quy định khác trong bộ luật thuế càng lớn (Froot và cộng sự, 1993; Nance và
cộng sự, 1993; Mian, 1996; Graham và Smith, 1996). Ngoài ra, tranh luận về lợi thế quy
mô kinh tế về giao dịch và thông tin ám chỉ rằng các công ty càng lớn thì có khả năng
phòng ngừa nhiều hơn (Nance và cộng sự, 1993; Dolde, 1995; Mian, 1996; Getzy và cộng
sự, 1997; Haushalter, 2000). Do đó, tác giả dự báo có một mối tương quan dương giữa
quyết định phòng ngừa rủi ro và quy mô, đòn bẩy, vấn đề bất cân xứng thông tin, cơ hội
đầu tư (tăng trưởng) và khoản thuế dự kiến của công ty.
Nhóm giả định tiếp theo liên quan tới giả thiết tối đa hóa độ thỏa dụng trong quản lý.

Tác giả cho rằng các nhà quản lý của một công ty có khả năng bị giới hạn khi tiến hành đa
dạng hóa tài sản cá nhân liên quan đến việc nắm giữ cổ phần và quá trình vốn hóa sản
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 13
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
nghiệp của họ, họ sẽ có những động cơ mạnh mẽ để phòng ngừa rủi ro. (Được thấy trong:
Amihud và Lev, 1981; Stulz, 1984; Smith và Stulz, 1985; Tufano, 1996; Fatemi và Luft,
2002). Tác giả đã kiểm định giả thuyết rằng các nhà quản trị nắm giữ cổ phần nhiều hơn thì
họ thích quản trị rủi ro nhiều hơn, trong khi những người nắm giữ quyền chọn càng nhiều
thì thích quản trị rủi ro ít hơn. Ngoài ra, những công ty với những nhà quản trị trẻ hơn,
nhiệm kỳ ngắn hơn thì có khuynh hướng thích quản trị rủi ro hơn. (Breeden và
Viswanathan, 1996; DeMarzo và Duffie, 1995; Tufano, 1996).
Tác giả đã kiểm định các giả thiết về các chính sách tài chính khác mà được xem xét
để thay thế cho phòng ngừa rủi ro công ty bởi vì chúng làm giảm thuế dự tính phải nộp, các
chi phí giao dịch hay các 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 có khả năng những công ty
sử dụng công cụ quản trị rủi ro ít hơn thì tính thanh khoản của tài sản càng cao và khoản
chi trả cổ tức của công ty càng lớn.
3.4 Các biến nghiên cứu
3.4.1 Biến phụ thuộc
Biến phụ thuộc được thiết kế theo hình thức phương pháp nhị phân và được gán là
“1” nếu nếu các công ty có thực hiện phòng ngừa rủi ro cho công ty của mình và gán là “0”
nếu không thực hiện phòng ngừa. Trong nhóm các công ty được đặt tên là “Những công ty
phòng ngừa” tác giả không chỉ có các công ty sử dụng các công cụ phái sinh như là một
công cụ quản trị rủi ro công ty, mà còn gồm các công ty sử dụng các loại chiến lược phòng
ngừa khác như phòng ngừa điều hành phòng ngừa tự nhiên,đa dạng hóa kinh doanh quốc
tế, … Đa số 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), Cummins và
cộng sự (2001) đã sử dụng biến nhị phân, bằng “1” nếu một công ty sử dụng có sử dụng

phái sinh và bằng “0” nếu ngược lại. Bởi vì quyết định liên quan đến tất cả các hoạt động
quản trị rủi ro công ty, biến nhị phân của tác giả không nên phụ thuộc vào sự phân loại
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 14
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
thiếu chính xác về tình hình tài chính. Điều này cho phép tác giả tách biệt hoạt động phái
sinh khỏi hoạt động quản trị rủi ro mà đó là lợi thuế chủ yếu trong hướng tiếp cận của tác
giả.
3.4.2 Biến độc lập
Để kiểm định giả thiết liên quan đến tranh luận về sự giảm thiểu chi phí kiệt quệ tài
chính và lợi thế kinh tế theo quy mô giao dịch và thông tin thì quy mô và đòn bẩy của công
ty được áp dụng. Quy mô của công ty được đo lường theo hai cách khác nhau – giá trị sổ
sách của tài sản (Haushalter, 2000; Hoyt và Khang, 2000; Allayannis và Weston, 2001;
Allayannis và Ofek, 2001) và giá trị sổ sách của tổng doanh thu (Allayannis và Weston,
2001). Đòn bẩy được sử dụng để đại diện cho tác động của các cam kết tài chính cố định
đối với quyết định phòng ngừa. Ba phương pháp đo lường khác nhau được xây dựng để đo
lường mức độ đòn bẩy tài chính của công ty. Đầu tiên, đòn bẩy tài chính được xác định
bằng tỷ lệ 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), trong khi những phương pháp đo lường
khác là tỷ số giá trị sổ sách của nợ dài hạn trên giá trị sổ sách của vốn cổ phần (Hoyt và
Khang, 2000; Allayannis và Weston, 2001; Mian, 1996) và tỷ số khả năng thanh toán lãi
vay được xác định bằng lợi nhuận trước lãi vay và thuế trên tổng chi phí lãi vay (Getzy và
cộng sự, 1997; Nance và cộng sự, 1993). Các hệ số của tất cả các biến được dự báo mang
dấu dương.
Biến nhị phân được sử dụng để cho biết rằng một công ty có được đánh giá bởi các tổ
chức đánh giá hay không, là cái mà đại diện cho vấn đề bất cân xứng thông tin. Biến được
gán là bằng “1” đối với các công ty được xếp hạng tín nhiệm và bằng “0” nếu ngược lại.
Các công ty với xếp hạng tín nhiệm vừa chịu sự dò xét từ thị trường vốn hơn và vì vậy
chúng được giả định là đối mặt vấn đề bất cân xứng thông tin ít hơn so với các công ty

không được đánh giá (Barclay và Smith, 1995b). Vì vậy, các công ty có xếp hạng tín nhiệm
được dự báo là phòng ngừa mức độ ít chuyên sâu hơn, trong khi các công ty với bất cân
xứng thông tin lớn hơn sẽ được lợi nhiều hơn từ hoạt động quản trị rủi ro (DeMarzo và
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 15
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
Duffie, 1995; Haushalter, 2000). Hệ số của biến này được dự báo là mang dấu âm. Biến đại
diện khác cho vấn đề bất cân xứng thông tin là tỷ lệ phần trăm cố phiếu công ty sử hữu bởi
các nhà đầu tư là tổ chức. DeMarzo và Duffie (1995), Tufano (1996), Getzy và cộng sự
(1997) dự báo là tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi các nhà đầu tư tổ chức càng làm tăng tính minh
bạch của thông tin, và vì vậy nó có tương quan âm đối với khả năng phòng ngừa rùi ro. Vì
vậy, tác giả dự báo rằng hệ số đối với biến này mang dấu âm ngược chiều đối với quyết
định phòng ngừa.
Các cơ hội đầu tư (tăng trưởng) được đo lường bởi tỷ số chi tiêu đầu tư trên giá trị sổ
sách của tài sản (Haushalter, 2000; Froot và cộng sự, 1993; Demarzo và Duffie, 1995;
Getzy và cộng sự, 1997; Smith và Stulz, 1985). Các cơ hội đầu tư được đo lường bởi tỷ số
chi tiêu đầu tư trên giá trị sổ sách của 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 này được dự báo mang dấu dương. Để kiểm định giả thiết về thuế, tác giả đã sử
dụng một số phương pháp đo lường về hàm thuế hiệu quả của công ty - Tổng giá trị của
các khỏan chuyển lỗ sang kì sau và chuyển lỗ sang kì trước (Nance và cộng sự, 1993), tổng
giá trị của khoản chuyển lỗ cho kì sau cộng với khoản chuyển lỗ cho kì trước trên tổng tài
sản (Smith và Stulz, 1985; Getzy và cộng sự, 1997; Tufano, 1996), mức giảm trừ thuế đầu
tư được sử dụng để bù trừ với thuế thu nhập phải trả (Nance và cộng sự, 1993) và cuối
cùng là một biến giả được sử dụng bằng “1” nếu một công ty các khoản chuyển lỗ cho kì
sau, các khoản chuyển lỗ cho kì trước hay các khoản giảm trừ thuế đầu tư và bằng “0” nếu
ngược lại (Allayannis và Ofek, 2001). Các hệ số của tất cả các biến được dự báo mang dấu
dương.
Mức độ tài sản công ty sử hữu bởi các nhà quản lý được thể hiện theo hai hướng –

bằng giá trị sổ sách của vốn cổ phẩn sở hữu bởi các giám đốc và nhà điều hành (Tufano,
1996; Getzy và cộng sự, 1997) hoặc bằng tỉ lệ cổ phần thường của công ty nắm giữ bởi các
giám đốc và nhà điều hành (Hoyt và Khang, 2000; Haushalter, 2000). Động cơ của các nhà
quản lý khi phòng ngừa sẽ càng gia tăng trong cả hai biến này (Smith và Stulz, 1985), vì
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 16
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
thế các hệ số được dự báo mang dấu dương. Mức độ các quyền chọn quy định ở trong thù
lao cho nhà quản lý được xây dựng là một biến nhị phân trong đó bằng “1” nếu các nhà
quản lý sở hữu các quyền chọn cổ phần của công ty và bằng “0” nếu ngược lại. Tác giả dự
báo biến này có tương quan âm với mức độ của phòng ngừa. Họ tiến hành đưa thêm 2
phương pháp đo lường mà đại diện cho mức độ e ngại rủi ro của nhà quản trị - độ tuổi và
nhiệm kì nhà quản lý hay nó thuộc về nguồn vốn nhân lực trong công ty (Tufano, 1996).
Cuối cùng, tác giả dự báo rằng các nhà quản trị trẻ hơn và có nhiệm kì ngắn hơn đối với
công việc sẽ có chiều hướng thiền về quản trị rủi ro hơn.
Để kiểm định các giả thiết về những sự thay thế cho phòng ngừa, tác giả tiến hành
một số phương pháp đo lường được giới thiệu trong phần tổng quan nghiên cứu. Cummins
và cộng sự (2001) xem xét khả năng các công ty cổ phần giao dịch đại chúng và công ty cổ
phần nội bộ có thể có những hành vi khác nhau liên quan tới quản trị rủi ro. Các chủ sở
hữu của các công ty cổ phần nội bộ có mức độ kiểm soát hành vi của các nhà quản lý cao
và vì vậy, nên có thể đồng nhất lợi ích của các nhà quản lý cho phù hợp với lợi ích của họ.
Nhìn chung, các tác giả kì vọng người chủ sở hữu các công ty như vậy có khuynh hướng
thích tối ưu hóa giá trị hơn. Tuy nhiên, cũng có khả năng là họ có thể thể hiện một mức độ
e ngại rủi ro, tới một chừng mực mà tài sản của các cổ đông được đa dạng hóa dưới
ngưỡng tối ưu bởi vì sự nắm giữ cổ phần của họ trong công ty. Để kiểm định sự khác nhau
giữa các công ty cổ phần đại chúng và công ty cổ phần nội bộ, tác giả xây dựng một biến
giả bằng “1” nếu công ty là một doanh nghiệp giao dịch đại chúng và bằng “0” nếu ngược
lại. Nếu các công ty cổ phần nội bộ có khuynh hướng e ngại rủi ro, hệ số của biến giả công
ty nội bộ được dự báo là mang dấu âm. Tuy nhiên, nếu các công ty cổ phần nội bộ theo

đuổi khuynh hướng tối ưu hóa giá trị, biến này sẽ không có ý nghĩa thống kê.
Tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty thể hiện trong các hồi quy là một đại diên cho chính
sách cổ tức. Biến này được xác định đó là cổ tức hàng năm chi trả cho các cổ đông thường
theo một tỷ lệ phầm trăm của thu nhập sau lãi vay và thuế (Haushalter, 2000; Getzy và
cộng sự, 1997). Tác giả giả định rằng tỷ lệ chi trả cổ tức công ty càng cao, thì nhu cầu
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 17
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
phòng ngừa càng thấp vì công ty không rơi vào tình trạng thiếu tiền mặt (Nance và cộng
sự, 1993). Ngoài ra, hệ số khả năng thanh toán nhanh công ty được sử dụng như là đại diện
cho tính thanh khoản của công ty, được xác định là tiền và các chứng khoán ngắn hạn chia
cho nợ ngắn hạn (Smith và Stulz, 1985; Froot và cộng sự, 1993). Phương pháp đo lường
khác về tính thanh khoản công ty đó là tỷ số thanh khoản được tính bằng tài sản ngắn hạn
chia cho nợ ngắn hạn (Nance và cộng sự, 1993). Hệ số của tất cả ba biến được dự báo
mang dấu âm. Trong bảng dưới đây tác giả trình bày thống kê mô tả các biến được sử dụng
trong phân tích đơn biến cũng như mô hình hồi quy logistic đối với mẫu tại Croatia và
Slovenia (Bảng 1 và 2).
Bảng 1: Thống kê mô tả biến độc lập với mẫu tại Croatia
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 18
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
4. Nội dung và kết quả nghiên cứu
4.1 Phân tích đơn biến
Theo kiểm định so sánh trung bình đối với các công ty phòng ngừa và không phòng
ngừa ở Croatia, các công ty phòng ngừa về mặt thống kê khác với các công ty không phòng
ngừa liên quan tới biến mà đại diện cho chính sách tài chính khác dùng làm chiến lược để
thay thế cho phòng ngừa. Các nhà phòng ngừa có tỷ số thanh toán nhanh cao hơn như là
một phương pháp đo lường tính thanh khoản ngắn hạn. Tác giả cho rằng dù các phương

pháp chiến lược thay thế phòng ngừa không được xem như là một loại đặc biệt chiến lược
phòng ngừa rủi ro, nhưng các chính sách tài chính khác cũng có khả năng làm giảm rủi ro
công ty mà không yêu cầu công ty phải tiến hành các hoạt động quản trị rủi ro (trong
Nance và cộng sự, 1993; Tufano, 1996; Getzy và cộng sự, 1997). Trái với dự đoán của tác
giả cũng như các kết luận của các nghiên cứu được trích dẫn, kết quả của tác giả cho thấy
có một mối tương quan dương giữa quyết định phòng ngừa và biến giải thích này, nghĩa là
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 19
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
các công ty mà có thanh khoản càng cao thì có khả năng thích thực hiện phòng ngừa hơn
(bảng 3). Vì vậy, giả định của tác giả liên quan tới các chiếc lược thay thể phòng ngừa nên
bị bác bỏ ra đối với trường hợp các công ty Croatia. Tuy nhiên, cần phải nhấn mạnh rằng
kết quả này không được hỗ trợ bởi phương pháp phân tích tương quan mà nó chỉ ra không
có bằng chứng có ý nghĩa về mối quan hệ giữa tỷ số thanh toán nhanh và quyết định phòng
ngừa.
Bảng 2: Thống kê mô tả biến độc lập với mẫu tại Slovenia
Các kết quả của tác giả về các kiểm định đơn biến chỉ ra rằng các công ty phòng ngừa
khác biệt với các công ty không phòng ngừa liên quan tới chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí
đại diện của nợ, sự bất hoàn hảo thị trường vốn, các công cụ ưu đãi thuế hay độ thỏa dụng
quản lý. Vì thế, tác giả nên bác bỏ tất cả các giả thiết nghiên cứu liên quan tới sự tối đa hóa
giá trị cho cổ đông cũng như tối ưu hóa độ thỏa dụng trong quản lý đối với trường hợp tại
Croatia. Hơn nữa, tác giả cũng nên bác bỏ các giả thiết của mình liên quan tới các chính
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 20
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
sách tài chính khác mà thay thế cho các chiến lược quản trị rủi ro. Kết quả của tác giả dự
báo tín hiệu ngược với những gì tác giả đã giả định, cho thấy rằng các công ty Croatia có
thanh khoản càng cao thì càng có nhiều động cơ để phòng ngừa hơn. Liên quan tới các kết

quả này, Froot và cộng sự (1993) cũng đã dự báo có một mối tương quan cùng chiều giữa
tính thanh khoản và sự phòng ngừa, đó là kết quả từ sự giải thích của tính thanh khoản
không phải là chiến lược thay thế cho phòng ngừa, nhưng theo đó nó là một phương pháp
đo lường cho tính sẵn có của nguồn vốn nội bộ. Cũng có một sự tranh luận cho rằng có mối
tương quan cùng chiều giữa quyết định phòng ngừa và tỷ số thanh toán nhanh mà có thể
được giải thích bởi sự bất hoàn hảo của thị trường vốn và giả thiết tài trợ chi phí bên ngoài
và không phải được giải thích bởi nhân tố các chiến lược thay thế phòng ngừa.
So sánh các kết quả phân tích đơn biến Croatia với các kết quả của phân tích tương tự
tiến hành đối với mẫu công ty tại Slovenia cho thấy rằng các lý thuyết phòng ngừa được
kiểm định có khả năng giải thích khá yếu đối với các hoạt động quản trị rủi ro ở cả hai
quốc gia (bảng 4). Các kiểm định đơn biến cho thấy rằng những công ty phòng ngừa ở
Slovenia khác biệt về mặt thống kê với các công ty không phòng ngừa liên quan tới hệ số
biến giả công ty cổ phần đại chúng mà nó đại diện chính sách tài chính khác làm các chiến
lược thay thế cho phòng ngừa. Mối tương quan cùng chiều giữa quyết định phòng ngừa và
hệ số biến giả công ty đại chúng đưa tới kết quận rằng các công ty niêm yết cổ phần của họ
trên thị trường giao dịch chứng khoán có nhiều động cơ để phòng ngừa hơn trong khi các
công ty cổ phần nội bộ không thể hiện thái độ e ngại rủi ro và không thực hiện phòng ngừa.
Điều này trái với những gì tác giả dự báo trong giả định của mình liên quan tới cách hành
xử khác nhau giữa các công ty cô phần đại chúng và nội bộ về quản trị rủi ro. (Được thể
hiện trong Stulz, 1984; Smith và Stulz, 1985; Froot và cộng sự, 1993; Cummins và cộng
sự, 2001). Kết quả này không hỗ trợ trong phân tích tương quan. Các kết quả đơn biến
khác cho thấy rằng các công ty phòng ngừa ở Slovenia khác biệt về mặt thống kê với các
công ty không phòng ngừa theo khía cạnh chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của
nợ, sự bất hoàn hảo của thị trường vốn, các công cụ ưu đãi thuế và độ thỏa dụng quản lý.
Vì vậy, tác giả loại bỏ tất cả các giả định liên quan tới giả thiết tối đa hóa giá trị các cổ
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 21
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
đông và giả thiết tối ưu hóa độ thỏa dụng trong quản lý với trường hợp các công ty tại

Slovenia.
4.2 Phân tích đa biến
Hồi quy nhị phân logistic được ước lượng để xem xét sự khác nhau giữa các nhân tố
giải thích cho quyết định phòng ngừa. Các biến được kiểm định trong phân tích đa biến
được dựa trên các nhân tố tác động được tác giả trình bày trong tổng quan nghiên cứu như
là những nhân tố căn bản của quyết định phòng ngừa doanh nghiệp. Trong mô hình logistic
của tác giả, tác giả kiểm định quyết định phòng ngừa có phải là một phương trình gồm sáu
nhân tố - các chi phí kiệt quệ tài chính, các chi phí đại diện, các bất hoàn hảo thị trường
vốn, thuế, độ thỏa dụng trong quản lý và các chiến lược thay thế phòng ngừa. Bởi vì có
nhiều đại diện sẵn có để đo lường cho một số đặc điểm công ty, tác giả ước lượng các hồi
quy logistic riêng biệt, sử dụng tất cả các kết hợp có thể có của các biến đại diện ứng mỗi
giả thiết dự báo. Trong số các nhân tố chính này, năm nhân tố đầu tiên được kì vọng có tác
động ngược chiều đối với quyết định phòng ngừa của công ty. Đó là, các giá trị càng cao
với các nhân tố liên quan tới các chi phí tài chính, các chi phí đại diện, các bất hoàn hảo thị
trường vốn, thuế và thỏa dụng quản trị được kì vọng có mối quan hệ với khả năng càng cao
khi công ty tham gia các hoạt động phòng ngừa. Tuy nhiên, nhân tố thứ sáu được kì vọng
có một mối quan hệ ngược chiều đối với quyết định phòng ngừa của công ty. Biến phụ
thuộc bằng “1” nếu công ty thực hiện phòng ngừa rủi ro doanh nghiệp, bằng “0” nếu ngược
lại. Mối quan hệ giữa quyết định phòng ngừa và các nhân tố tiềm tàng của nó có thể được
thể hiện theo công thức như sau:
Hedge = f (FC, AC, CEF, T, MU, HS) (1)
Trong đó biến phòng ngừa là biến nhị phân, bằng 1 nếu công ty phòng ngừa và bằng 0
nếu công ty không thực hiện phòng ngừa; FC: khả năng kiệt quệ tài chính hoặc phá sản của
công ty; AC: các chi phí đại diện của nợ mà công ty phải đối mặt; CEF: tài trợ chi phí bên
ngoài; T: độ lồi trong hàm thuế của công ty; MU: quy mô tài sản của nhà quản lý đầu tư
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 22
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
trong công ty; HS: mức độ của các chính sách tài chính khác liên quan tới phòng ngừa hoặc

các chiến lược thay thế phòng ngừa được sử dụng bởi công ty.
Bảng 3: Phân tích t-test mẫu độc lập với trường hợp Croatia
Bảng 4: Phân tích t-test mẫu độc lập với trường hợp Slovenia
Bảng 5 thể hiện các kết quả phân tích đa biến liên quan tới khả năng phòng ngừa đối
với các nhân tố tác động tới phòng ngừa cho các công ty ở Croatia. Các biến độc lập được
xác định bao gồm tổng doanh thu kinh doanh đại diện cho quy mô và các chi phí tài chính,
xếp hạng tín nhiệm đại diện cho chi phí đại diện của nợ, các chi tiêu đầu tư trên tài sản đại
diện cho tài trợ chi phí bên ngoài, tổng các khoản chuyển lỗ qua kì sau đại diện cho sự ưu
đãi thuế, tỷ lệ giá trị công ty sở hữu ban quản lý là đại diện cho độ thỏa dụng quản lý, và tỷ
số thanh toán nhanh là đại diện cho các chiến lược thay thế phòng ngừa. Các biến này đại
diện cho các biến độc lập mà phù hợp nhất trong báo cáo thống kê ý nghĩa các giá trị t-
value, đạt độ bền và thích hợp nhất trong khi xây dựng các mô hình hồi quy logistic. Ngoài
mô hình được trình bày ra, khi tác giả tạo ra một số biến để đo lường cho một số đặc điểm
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 23
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
công ty, tác giả ước lượng các hồi quy logistic riêng biệt mà sử dụng tất cả các kết hợp có
thể có của các biến này.
Mô hình hồi quy đa biến cho các công ty Croatia cho thấy rằng quyết định doanh
nghiệp phòng ngừa liên quan từ việc đánh giá tín nhiệm của công ty, tỷ số chi tiêu đầu tư
trên tài sản và tỷ lệ cổ phần của công ty sở hữu bởi ban quản lý. Đánh giá tín nhiệm công ty
là một đại diện cho chi phí đại diện của nợ. Trong các giả định nghiên cứu, các công ty mà
có đánh giá tín nhiệm thì ít phòng ngừa hơn. Mà chi phí đại diện của nợ liên quan tới
cường độ của các bất cân xứng thông tin hiện diện trong công ty và được kì vọng rằng các
công ty với những vấn đề bất cân xứng thông tin lớn thì có khả năng càng có nhiều động cơ
tham gia trong các hành vi dịch chuyển rủi ro và đầu tư dưới mức. Bằng chứng của tác giả
không bền với những dự báo xuất phát từ mô hình chi phí đại diện của nợ, bởi vì mối quan
hệ giữa biến phụ thuộc và đánh giá tín nhiệm trong mô hình của tác giả là cùng chiều, đưa
tới kết luận rằng các công ty mà có đánh giá tín nhiệm thì thực hiện phòng ngừa càng

chuyên sâu hơn. Điều này trái với kết quả của DeMarzo và Duffie (1995) và Haushalter
(2000), những người đã chứng minh rằng các công ty có đánh giá tín nhiệm thì phòng ngừa
ít chuyên sâu hơn, trong khi các công ty không có đánh giá tín nhiệm tình trạng bất cân
xứng thông tin càng lớn thì càng có lợi hơn từ hoạt động quản trị rủi ro. Một biến khác
được sử dụng đại diện cho chi phí đại diện (tỷ lệ cổ phần công ty sở hữu bởi các nhà đầu tư
là tổ chức) không có tương quan đối với quá trình ra quyết định phòng ngừa.
Tỷ số chi tiêu đầu tư trên tài sản, dùng để kiểm soát các cơ hội đầu tư (tăng trưởng)
công ty, kiểm định dự báo của tác giả cho rằng các công ty phòng ngừa có khả năng đang
có các cơ hội đầu tư lớn hơn (Froot và cộng sự, 1993; Getzy và cộng sự, 1997; Allayannis
và Ofek, 2001 với bằng chứng thực nghiệm). Giả thiết chính đó là, nếu sự tiếp cận với tài
trợ bên ngoài (Nợ và/hoặc vốn cổ phần) là tốn kém thì các công ty với các dự án đầu tư đòi
hỏi cung cấp vốn sẽ phòng ngừa dòng tiền của họ nhằm tránh một sự thiếu hụt trong nguồn
vốn của họ, điều này có thể vội vàng dẫn tới sự tham gia tốn kém vào thị trường vốn. Các
kết quả trong mô hình logistic của tác giả hỗ trợ dự báo này và chỉ ra một mối tương quan
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 24
03.2014
[GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO]
cùng chiều có ý nghĩa thống kê giữa quyết định phòng ngừa và tỷ số chi tiêu đầu tư trên tài
sản. Tuy nhiên, kiểm định độ bền thực hiện bằng cách thay thế tỷ số chi tiêu đầu tư trên tài
sản bằng các biến khác được sử dụng làm đại diện cho các bất hoàn hảo thị trường vốn và
lý thuyết tài trợ bên ngoài tốn kém không đưa ra các kết quả có ý nghĩa thống kê. Các kết
quả này cho ta thấy rằng mối tương quan giữa phòng ngừa và các bất hoàn hảo thị trường
vốn là không bền vững.
Bảng 5: Các kết quả đa biến – Mẫu Croatia
Nhóm 12- Lớp tài chính doanh nghiệp ngày – Cao học K22
Trang 25