Đ TI:
Quản trị về hoạt động trong rủi ro và vấn đề kiệt quệ
tài chính
Ging viên: PGS.TS Nguyn Th Ngc Trang
Nhm 16
1. Giới thiệu
Paper này kiểm tra và phát triển lý thuyết qun tr rủi ro doanh nghiệp bằng cách
trình bày chi phí kiệt quệ tài chính. Các lý thuyết hiện tại cho thấy rằng bo hiểm rủi
ro c thể làm tối đa ha giá tr doanh nghiệp. Những mô hình này chỉ nghiên cứu hành
vi qun tr rủi ro trước. Tác gi mở rộng lý thuyết bằng cách gii thích động lực qun
tr rủi ro sau của doanh nghiệp. Tác gi thực hiện bằng mô hình dự đoán dữ liệu chéo
gồm các yếu tố: đòn bẩy, chi phí kiệt quệ tài chính và kỳ hạn dự án tới các động cơ
qun tr rủi ro. Sử dụng dữ liệu của các công ty COMPUSTAT - CRSP.
Gi đnh chủ chốt trong lý thuyết là phân biệt giữa chi phí kiệt quệ tài chính và
rủi ro thanh toán. Tác gi gi đnh rằng ngoài tình trạng thanh toán và mất kh năng
thanh toán thì công ty rơi vào trạng thái kiệt quệ tài chính. Kiệt quệ tài chính là tình
trạng dòng tiền thấp dẫn đến công ty xuất hiện thua lỗ mà không c kh năng chi tr.
Titman (1984) sử dụng gi đnh tương tự để nghiên cứu sự hiệu qu của cấu trúc vốn
đến quyết đnh thanh khon của doanh nghiệp.
C ba nguồn quan trng của chi phí kiệt quệ tài chính. Đầu tiên, công ty kiệt quệ
tài chính c thể mất khách hàng, nhà cung cấp và nhân viên chủ chốt. Thứ hai, công
kiệt quệ tài chính c kh năng vi phạm các giao ước nợ. Cuối cùng, c kh năng phi
từ bỏ các dự án NPV dương.
Tác gi phát triển mô hình động của một công ty phát hành vốn chủ sở hữu và
trái phiếu zero-coupon để đầu tư vào tài sn rủi ro. Công ty đầu tư lúc đầu với sự đồng
ý của các trái chủ. Sau đ, các cổ đông c thể điều chỉnh rủi ro đầu tư của công ty
bằng cách thay thế các tài sn hiện tại bởi tài sn khác.
Dựa vào mô hình của Smith và Stulz, 1985, tác gi cho thấy các công ty c đòn
bẩy cao thì c động lực cao hơn để tham gia hoạt động bo hiểm rủi ro . Tuy nhiên,
động lực qun tr rủi ro biến mất đối với các công ty c đòn bẩy cực cao.
Nghiên cứu thực nghiệm của Opler và Titman (1994) và Chevalier (1995a, b)
cho thấy nợ làm suy yếu v thế cạnh tranh của doanh nghiệp trong ngành.
Nếu như không c chi phí kiệt quệ tài chính, động lực qun tr rủi ro biến mất.
Mặt khác, nếu chi phí này quá cao, sự khác biệt giữa kiệt quệ tài chính và mất kh
năng thanh toán gim xuống. Vì vậy, mô hình của tác gi dự đoán một mối quan hệ
hình chữ U giữa chi phí kiệt quệ tài chính và bo hiểm rủi ro.
Những dự báo trong mô hình c mức độ nh hưởng cho các nghiên cứu thực
nghiệm. Để kiểm tra lý thuyết đã c, bài nghiên cứu thực hiện hồi quy một số thước
đo kiệt quệ tài chính lên hoạt động qun tr rủi ro của doanh nghiệp.
Dữ liệu được lấy từ hơn 2000 công ty trong năm tài chính 1996-1997. Tác gi
tìm được bằng chứng đáng tin cậy về việc các công ty c đòn bẩy cao thì bo hiểm rủi
ro cao hơn, mặc dù các công ty c đòn bẩy quá cao thì bo hiểm rủi ro biến mất. Tác
gi cũng tìm ra rằng các công ty kiệt quệ tài chính thì bo hiểm rủi ro nhiều hơn. Tác
gi lấy thêm số liệu từ 1997 - 1998 và 1998 - 1999 thì kết qu vẫn như vậy.
2. Cơ sở lý thuyết
2.1. Một số khái niệm trong bài nghiên cứu
- Kiệt quệ tài chính là tình trạng dòng tiền thấp dẫn đến công ty xuất hiện thua lỗ
mà không c kh năng chi tr.
- Các ký hiệu sử dụng trong bài nghiên cứu
• A
i
(i là viết tắt của đầu tư ban đầu)
• L là mệnh giá của các khon nợ không tr lãi đnh kỳ, thanh toán tại thời
điểm T. (mệnh giá trái phiếu)
• K mức rào cn kiệt quệ tài chính
• ﻉt là vốn chủ sở hữu của công ty tại thời điểm t.
• τ là lợi ích về thuế
• δt dòng tiền
• A
t
là giá tr của một công ty không vay nợ.
• V
t
giá tr còn lại của công ty
• m
T
giá tr tài sn tối thiểu trong thời gian (t1; T)
• f(V
T
) giá tr cuối cùng của Ai nếu đường giới hạn kiệt quệ b cắt
2.2. Tổng quan các bài nghiên cứu trước đây
- Opler và Titman (1994) cho thấy rằng các công ty kiệt quệ tài chính (đòn bẩy
cao) b mất th phần đáng kể vào đối thủ mạnh trong thời kỳ suy thoái của
ngành. Sự sụt gim doanh số bán hàng mà Apple và Chrysler phi đối mặt trong
thời kỳ kh khăn tài chính sẽ cho ta bằng chứng về những thiệt hại nặng nề như
vậy.
- Trong một mẫu của 31 giao dch c đòn bẩy cao (HLTs), Andrade và Kaplan
(1998) minh ha nh hưởng của kiệt quệ kinh tế bắt nguồn từ kiệt quệ tài chính
và ước tính chi phí kiệt quệ tài chính khong 10-20% giá tr công ty.
- Asquith, Gertner và Scharfstein (1994 ) cho rằng trung bình các công ty kiệt quệ
về tài chính bán 12% tài sn của h như một phần trong những kế hoạch tái cấu
của h.
- Chevalier (1995a,b) sử dụng thông tin chi tiết từ các ngành siêu th đa phương
để cung cấp bằng chứng để hỗ trợ cho hành vi thâu tm trên th trường. Bà cho
rằng tiếp theo sau hành động mua và sáp nhập các siêu th bằng vốn vay (LBOs),
giá sẽ gim tại các th trường đa phương nơi mà các công ty đối thủ c đòn bẩy
thấp và tập trung. Hơn nữa, sự gim giá này liên quan đến việc các công ty LBO
thoát khỏi th trường đa phương. Những phát hiện này cho thấy rằng các đối thủ
nỗ lực để săn mồi trên dây chuyền LBO.
- Phillips (1995) nghiên cứu sự tương tác giữa th trường sn phẩm và cơ cấu tài
chính ở bốn ngành công nghiệp và tìm thấy bằng chứng nhất quán rằng nợ sẽ
làm suy yếu v trí cạnh tranh của các công ty (xem thêm Kovenock và Phillips -
1997; Arping - 2000).
- Bằng việc sử dụng các bãi bỏ quy đnh của ngành vận ti đường bộ như là một
cú sốc ngoại sinh, Zingales (1998 ) nghiên cứu sự tương tác giữa cấu trúc tài
chính và sự cạnh tranh ở th trường sn phẩm và cho thấy rằng đòn bẩy làm gim
kh năng sống st của công ty sau khi c sự gia tăng trong cạnh tranh.
Thông điệp chung từ các bài nghiên cứu trên là kiệt quệ tài chính c thể phát sinh chi
phí thực tế tại công ty bằng việc suy yếu v thế cạnh tranh của h trên th trường sn
phẩm.
3. Dữ liệu và Phương pháp nghiên cứu
3.1. Dữ liệu nghiên cứu
- Dữ liệu được lấy từ hơn 2000 công ty trong năm tài chính 1996-1999.
- Dữ liệu CRSP và Compustat c sẵn trên trang web của SEC.
3.2. Phương pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu phát triển mô hình lý thuyết dựa trên các nghiên cứu trước đây.
Sau đ thực hiện hồi quy một số thước đo kiệt quệ tài chính lên hoạt động qun tr rủi
ro của doanh nghiệp để kiểm đnh các gi thuyết đưa ra trong mô hình.
4. Kết luận
4.1. Mô hình
Tác gi xem xét một mô hình minh ha cho một nền kinh tế giao dch liên tục
với vùng thời gian [t
0
, T]. C ba thời điểm quan trng trong mô hình sẽ được tho luận
dưới đây. Mặc dù mô hình thời gian rời rạc cũng c thể được sử dụng để ghi nhận các
đặc điểm quan trng của mô hình này, mô hình thời gian liên tục sẽ cho phép một gii
pháp phân tích d dàng hơn. Ngoài ra, mô hình thời gian liên tục cung cấp thêm dự
báo liên quan của thời gian đáo hạn dự án đến động cơ phòng ngừa rủi ro của công ty.
Tại t = t
0
, công ty quyết đnh cấu trúc vốn và đầu tư vào tài sn rủi ro A
i
(i là viết
tắt của đầu tư ban đầu), mà tác gi gi là một ''cỗ máy tạo EBIT'' (Goldstein, Ju và
Leland - 2001). Những quyết đnh này c thể c hoặc c thể không được thực hiện với
sự đồng ý của các trái chủ của công ty. Các tài sn rủi ro A
i
được mua lại theo giá th
trường và tài trợ thông qua một kết hợp giữa nợ không tr lãi đnh kỳ và vốn chủ sở
hữu. Cho L là mệnh giá của các khon nợ không tr lãi đnh kỳ, thanh toán tại thời
điểm T, và ﻉt là vốn chủ sở hữu của công ty tại thời điểm t. C một lợi ích về thuế từ
nợ, xuất hiện động cơ phát hành nợ trong mô hình. Để đơn gin, lợi ích về thuế được
gi đnh là một tỷ lệ τ trên mệnh giá L của nợ. Cơ cấu vốn tối ưu được xác đnh bằng
việc cân đối giữa các lợi ích về thuế từ nợ và chi phí phá sn. Để đơn gin, tác gi
không xét nội sinh đối với các quyết đnh cấu trúc vốn. Tuy nhiên, những dự đoán
chính của mô hình vẫn được duy trì tương tự như một mô hình tổng quát hơn (không
được báo cáo), điều đ sẽ tốt cho việc gii quyết các quyết đnh cấu trúc vốn. Tiền
được tạo ra từ các cỗ máy và giá tr của n A
i
t
được điều khiển bởi mô hình chuyển
động Brown với các thuộc tính thông thường.
Tại một số thời điểm sau đ t = t
1
(t
1
Є (t
0
,T)), các cổ đông (hoặc người qun lý
đại diện cho h) đưa ra quyết đnh qun tr rủi ro. Khi đ, c thể ngay lập tức hoặc vài
ngày hoặc vài tháng sau khi quyết đnh cơ cấu vốn, h c cơ hội thay đổi rủi ro của tài
sn mà không cần c sự chấp thuận của trái chủ. Để nắm bắt được động cơ hoán
chuyển rủi ro này, tác gi gi đnh các trái chủ không thể thỏa thuận lại với các cổ
đông tại t = t
1
. Mở rộng ra, tác gi gi đnh hai bên không thể thỏa thuận với nhau về
lựa chn đối với các vấn đề qun tr rủi ro tại thời điểm t
0
thông qua điều khon trong
hợp đồng mua trái phiếu. Gi đnh sau đây sẽ cho thấy sự gia tăng động cơ hoán
chuyển rủi ro trong mô hình của tác gi. Gi đnh này là vấn đề căn bn trong các
nghiên cứu lớn đối với thỏa thuận bất hoàn ho trong kinh tế và tài chính (xem ví dụ ở
Bolton và Dewatripont - 2005). Vấn đề ở đây là quá tốn kém để nêu ra tất c các tình
huống và ghi lại điều khon nợ để hạn chế hành vi của cổ đông c thể gây rủi ro cho
công ty. Ngay c khi c thể thực hiện được điều đ, n sẽ là quá tốn kém để thực hiện
chúng đặc biệt đối với tình huống đòn bẩy rất cao khi cổ đông c một động lực mạnh
mẽ trong việc không thực hiện các điều khon như đã thỏa thuận.
Gi đnh trên là điểm cơ bn trong tranh luận của !"#$%&, cho rằng
''Để bo vệ hoàn toàn các trái chủ trước những tác động của động cơ hoán chuyển rủi
ro, các quy đnh phi cực kỳ chi tiết và đề cập đến hầu hết các khía cạnh hoạt động
của công ty bao gồm c những hạn chế về độ rủi ro của các dự án thực hiện. Các chi
phí liên quan đến việc nêu ra các quy đnh, các chi phí thực thi chúng và khon lợi
nhuận sụt gim (bởi vì đôi khi các điều khon hạn chế kh năng qun lý để c những
hành động tối ưu trong một số vấn đề nhất đnh) c thể sẽ đáng kể. Trong thực tế, bởi
vì việc qun tr là một quá trình ra quyết đnh liên tục nên sẽ gần như không thể xác
đnh một các hoàn toàn các điều kiện mà trái chủ không thực hiện chức năng qun tr
thật sự.''
Sau khi các quyết đnh qun tr rủi ro được đưa ra, công ty mua một cỗ máy tạo
EBIT mới. Cỗ máy tạo EBIT này sẽ tạo ra dòng tiền δt mãi mãi, phát triển theo
chuyển động hình hc Brown. Giá tr của cổ máy tạo EBIT này, tức là giá tr của một
công ty không vay nợ tương tự, được ký hiệu là A
t
. Người ta c thể nghĩ về δ
t
như dãy
số đại diện cho tình trạng của ngành mà công ty thuộc về. Tác gi cho rằng sự thay đổi
trong rủi ro đầu tư tài sn (từ A
i
đến A) không tác động đến dòng tiền của công ty tại
thời điểm t = t
1
. Điều này cho thấy điều kiện giới hạn ban đầu của mô hình, đ là A
t1
=
A
i
t1
. Mở rộng hơn, để đơn gin phân tích, tác gi gi đnh rằng tổng số thanh toán (cho
trái chủ và ông chủ) của công ty bằng không trong thời gian (t
0
,T); và việc thanh toán
được thực hiện tại thời điểm t = T. Ông chủ nhận được giá tr vốn chủ sở hữu còn lại
cuối cùng của công ty. Trái chủ nhận được mệnh giá trái phiếu (L) nếu công ty vẫn
còn kh năng thanh toán vào ngày đáo hạn t = T; nếu không h nhận được giá tr còn
lại của công ty. Mô hình này c thể được biểu din bởi dòng thời gian như sau:
Trong khuôn khổ mô hình này sẽ cho phép tác gi nêu ra vấn đề hành vi qun tr
rủi ro của công ty trước so với sau sự hiện diện của động cơ hoán chuyển rủi ro của
các cổ đông. Sau đây, tác gi tho luận về gi đnh chính của bài nghiên cứu, đ là sự
phân biệt giữa kiệt quệ tài chính và mất kh năng thanh toán.
4.1.1. Kiệt quệ tài chính và mất khả năng thanh toán
Nếu trong khon thời gian (t
0
,T), giá tr tài sn của công ty A
t
sụt gim dưới mức
giới hạn K(L), công ty sẽ rơi vào tình trạng kiệt quệ tài chính. Mặt khác, mất kh năng
thanh toán sẽ xy ra tại thời điểm T nếu giá tr cuối cùng của công ty (V
T
) thấp hơn
các nghĩa vụ nợ. Vì vậy, trong tình trạng kiệt quệ tài chính, việc kiểm soát công ty
chưa chuyển sang cho trái chủ ngay lập tức, nhưng công ty sẽ phát sinh các chi phí gia
tăng cùng với đòn bẩy nợ.
Hình.1 Con số này vẽ ba đường minh họa sự biến thiên của giá trị tài sản của công
ty. Tác giả giả sử không có lá chắn thuế của nợ ở đây. Ba đường tương ứng với ba
trạng thái của công ty trong mô hình của tác giả. Đường trên cùng, giá trị tài sản
không bao giờ cắt rào cản kiệt quệ tài chính (K). Điều này tương ứng với trạng thái
'khỏe mạnh'. Đường giữa mô tả trạng thái mà rào cản kiệt quệ bị cắt (thời điểm τ),
nhưng công ty vẫn còn khả năng thanh toán tại thời điểm T. Đây là trạng thái kiệt quệ
tài chính. Trong trạng thái này, giá trị cuối cùng của công ty, giá trị thuần giữa tổn
thất (f(A
t
)), phần còn lại trên mệnh giá trái phiếu (L). Do đó, đây là trạng thái trong
đó (f(A
t
))>L hoặc A
t
>f
-1
(L) như mô tả trong hình. Cuối cùng, đường phía dưới cùng
nhất tương ứng với trạng thái "mất khả năng thanh toán".
Từ kết qu thực nghiệm của các bài nghiên cứu đã đề cập và bằng chứng, tác gi
gi đnh rằng một công ty trong kiệt quệ tài chính sẽ đánh mất một phần th phần của
mình cho các đối thủ cạnh tranh mạnh hơn. Trong mô hình của tác gi, điều đ c
được bằng cách gi đnh rằng cỗ máy tạo EBIT của các công ty kiệt quệ tài chính tạo
ra dòng tiền ít hơn dẫn đến một giá tr thấp hơn cho các công ty kiệt quệ. Nếu công ty
không xy ra kiệt quệ tài chính trong thời gian t Є [t
1
,T], giá tr cuối cùng của công ty
là V
T
. Tuy nhiên, nếu đường giới hạn b cắt, giá tr cuối cùng sẽ rơi xuống f(V
T
), trong
đ f(V
T
)<V
T
(xem Hình.1). Hàm f đại diện cho các thiệt hại do kiệt quệ tài chính.
4.1.2. Xác định giá trị vốn chủ sở hữu
Các cổ đông nhận thanh toán cổ tức tại T. Do trách nhiệm hữu hạn của cổ phần,
phần thanh toán sau cùng cho các cổ đông (ε
T
) là 0 nếu giá tr công ty cuối cùng là
thấp hơn L. Hãy để chúng tôi xác đnh inf
t1 ≤ t ≤ T
A
t
≡ m
T
cho giá tr tài sn tối thiểu
trong thời gian (t
1
; T). Trong trường hợp không c kiệt quệ (tức là, m
T
> K) và kh
năng thanh toán vào ngày đầu cuối (ví dụ, V
T
> L), các cổ đông nhận thanh toán cổ
tức (V
T
- L). Nếu khủng hong tài chính đã xy ra (tức là, m
T
< K), nhưng vào ngày
cuối kh năng thanh toán công ty vẫn còn (ví dụ, f(V
T
) > L, các cổ đông nhận thanh
toán cổ tức f(V
T
)- L. Trong trường hợp phá sn, cổ đông không nhận được gì và giá tr
công ty gim xuống bằng các phần nhỏ γ∈[0,1]?. Tiền chi tr các cổ đông dưới trạng
thái khác nhau được tm tắt như sau:
'()*+. Trong điều kiện kỹ thuật đơn gin, việc đnh giá vốn chủ sở hữu tại thời
điểm t = t
1
được tính bằng:
Bằng chứng. Xem Phụ lục A.1.
Giá tr vốn chủ sở hữu, như thể hiện trong Đề xuất 1, c ba thành phần:
- Điều kiện đầu tiên (E
Q
[V
T
– L]) đại diện cho các giá tr vốn chủ sở hữu mà
không c chi phí kiệt quệ và đặc tính trách nhiệm hữu hạn.
- Điều kiện thứ hai E
Q
[(V
T
– f(V
T
))1
{f(VT)>L, mT ≤ K}
]) đại diện cho các chi phí kiệt
quệ tài chính. Bởi vì các cổ đông của một công ty kiệt quệ tài chính nhưng kh
năng thanh toán công ty chu được chi phí này, giá tr vốn chủ sở hữu gim bởi
số tiền này. Động cơ phòng tránh rủi ro là do từ chi phí này.
- Điều kiện thứ ba (E
Q
[(L - V
T
){1
{VT≤L}
+ 1
{f
-1
(L)>VT >L, m≤K}
đại diện cho các khon
tiết kiệm được hưởng bởi các cổ đông của một công ty sử dụng đòn bẩy do đặc
tính trách nhiệm hữu hạn của vốn chủ sở hữu. Điều kiện này thu hút động cơ
thay đổi rủi ro của các cổ đông. Bằng cách tăng rủi ro của tài sn, các cổ đông
c thể làm cho mình tốt hơn bằng cách tăng giá quyền chn (nhiệm kỳ thứ ba).
Tuy nhiên, đồng thời, mức lỗ kỳ vng trong trường hợp kiệt quệ tài chính cũng
tăng lên cùng với sự gia tăng tài sn rủi ro. Mức tối ưu của rủi ro đầu tư được
xác đnh rõ ràng bởi sự đánh đổi giữa rủi ro và sinh lợi.
4.1.3. Chi phí kiệt quệ tài chính
Đề xuất 1 cung cấp một công thức đnh giá chung trong mô hình của tác gi. Để
tiến hành thêm tác gi cần phi làm rõ ràng về các hình thức chi phí kiệt quệ tài chính
được tạo bởi các cổ đông của một công ty kiệt quệ tài chính. Ngoài ra, tác gi cho một
số gi đnh đơn gin hoá cho d kiểm soát phân tích. Tác gi gi đnh trong trường
hợp kiệt quệ (ví dụ , m
T
≤
K ), dòng tiền của công ty rơi vào khong lδ
t
, l ∈ (0,1) và
không bao giờ vượt quá một số tùy ý ràng buộc trên U<∞ tại thời điểm T (tức là , δ
t
<
U ). Vì vậy, những tổn thất mang hình thức lỗ tiềm năng. Đại diện của chi phí kiệt quệ
tài chính này được thúc đẩy bởi kết qu thực nghiệm hiện c và bằng chứng, và nắm
bắt trực giác rằng các công ty kiệt quệ tài chính mất dòng tiền do doanh số thua sút so
với đối thủ cạnh tranh. Nếu ngành c điều kiện ci thiện trong tương lai, các công ty
kiệt quệ tài chính tiếp tục cm thấy hiệu qu âm do b mất khách hàng. Đại diện kiệt
quệ này cũng phù hợp với quan điểm cho rằng khi các công ty kiệt quệ tài chính cơ
cấu lại bằng cách bán tài sn (Asquith , Gertner và Scharfstein , 1994), máy tạo ra
EBIT của h tạo ra dòng tiền đương thời thấp hơn và ngoài ra n hạn chế kh năng
vốn ha của h rong điều kiện ngành rất tốt trong tương lai. Tập trung vào tác động
của chi phí kiệt quệ tài chính (như trái với động cơ của lá chắn thuế của qun tr rủi ro
như trong Leland, 1998), trong phần còn lại của bài báo tác gi đặt τ = 0 .
18
Theo gi đnh này và gi đnh l = 1 , giá tr tài sn của công ty kiệt quệ c thể
được biểu din như là:
19
(18) Trong phân tích không được báo cáo, tác giả giải quyết các mô hình với lợi
ích về thuế và có được cấu trúc vốn tối ưu của công ty. Tuy nhiên, để giữ cho trọng
tâm của bài viết này trên các quyết định quản trị rủi ro, tác giả không trình bày các
kết quả này trong bài nghiên cứu. Với những lợi ích thuế, việc thanh toán của công ty
tăng �L mà không thay đổi chất lượng kết quả phân tích.
(19) Nếu l <1, sau đó chi phí kiệt quệ tài chính thậm chí còn cao hơn và kết quả
trở nên mạnh hơn. Giả định này chỉ được thực hiện phân tích đơn giản.
,-.%/)+-0&%1+20 3"-45-6)-789+-!83"4:&%1+20+!%;
")3%"<&"4:"=&+>.
Nhằm mục đích minh ha, tác gi thiết lập các mức thuế suất bằng không và γ=1
cho biểu đồ này. Giá tr vốn chủ sở hữu trong mô hình của tác gi được mô t bởi các
đường liền nét. Đường đứt khúc bên trên đại diện cho các giá tr vốn chủ sở hữu cho
trạng thái lành mạnh. Đường đứt khúc bên dưới mô t giá tr vốn chủ sở hữu trong
tình trạng kiệt quệ tài chính. Giá tr vốn chủ sở hữu trong mô hình của tác gi là bình
quân gia quyền (trng số được quyết đnh bởi kh năng tương đối của hai trạng thái)
của giá tr vốn chủ sở hữu trong hai trạng thái này
Chúng ta hãy biểu th giá tr tài sn (A
T
) tương ứng với δ
t
= U bằng L+M. Việc
thanh toán cổ tức của cổ đông được cho là
Chi phí kiệt quệ tài chính c thể được thể hiện như (A
T
-M).1
{ AT >L+M, mT ≤ K}
. Một
giá tr cao hơn của M tương ứng với thiệt hại gánh nặng thấp hơn trong mô hình. Phù
hợp với Đề xuất 1, giá tr vốn chủ sở hữu c thể được thể hiện như sau:
Như biểu đồ cho thấy, giá tr vốn chủ sở hữu không phi là một hàm số lồi ngặt
bên dưới giá tr công ty trong phương pháp cổ điển, nơi vốn chủ sở hữu c giá tr như
một quyền chn trên giá tr công ty. Sự tổn thất vô ích của kiệt quệ đưa ra một sự lõm
vào giá tr của Vốn chủ sở hữu, là kết qu của động cơ qun lý rủi ro.
4.2. Lựa chn tối ưu của qun tr rủi ro
Mà không mất tính tổng quát, tác gi đặt lãi suất phi rủi ro bằng không trong phần
còn lại của phân tích. Tại t = t
1
, các cổ đông c quyết đnh về rủi ro đầu tư tối ưu của
công ty. C hai kh năng thay đổi rủi ro đầu tư: (a) công ty c thể trực tiếp lựa chn
một mức độ tối ưu của σ tại t = t
1
, hoặc (b) rủi ro của các tài sn, σ , c thể được cố
đnh và các công ty c thể thay đổi hồ sơ rủi ro của n bằng cách mua các hợp đồng
phái sinh như kỳ hạn và tùy chn. Tác gi phân tích vấn đề của việc tìm kiếm tối ưu
rằng rủi ro đầu tư c thể được sửa đổi .
'()*+? Cổ đông c động cơ xác đáng để tham gia vào hoạt động qun lý rủi ro sau
đ. Tại thời điểm t = t
1
, cổ đông đưa ra lựa chn tối ưu về mức độ rủi ro σ* trong tất
c những rủi ro c thể.
.@&"-A&? Như được thể hiện trong phụ lục A.2 và A.3, mức độ rủi ro đầu tư tối
ưu thu được bằng điều kiện đầu tiên sau:
(4)
với
và ɸ là viết tắt của hàm mật độ xác suất của phân phối chuẩn tiêu chuẩn.
Đơn gin ha hơn nữa dẫn đến các gii pháp đng hình thức sau đây:
(5)
Như một kết qu của sự đánh đổi giữa những động cơ hoán chuyển rủi ro và
động cơ tránh rủi ro, một gii pháp nội sinh thu được từ mô hình. Kết qu này khác
với các mô hình trước đ. Trong các mô hình hoán chuyển rủi ro như Jensen và
Meckling (1976), các cổ đông nắm giữ càng nhiều nguy cơ càng tốt, trong khi đ
trong các mô hình qun lý rủi ro như Smith và Stulz (1985), mức độ rủi ro tối ưu thu
được tại σ = 0. Bằng cách lấy một gii pháp nội sinh cho rủi ro đầu tư tối ưu của công
ty, mô hình của tác gi cung cấp cái nhìn sâu vào các chính sách qun lý rủi ro của
công ty, như được tho luận dưới đây.
'()*+B? Công ty chn một mức độ rủi ro đầu tư thấp nếu (a) công ty đối mặt với
rào cn kiệt quệ cao (K), và (b) c thời gian đáo hạn dự án lâu hơn (T’ = T – t
1
). Mối
quan hệ giữ tổn thất vô ích và và rủi ro đầu tư tối ưu là hình chữ U.
Để . Khi M > M
c
, rủi ro đầu tư tối ưu gim thì tổn thất vô
ích sẽ tăng, nếu không n tăng lên cùng với sự gia tăng của tổn thất vô ích.
Rủi ro đầu tư gim (ví dụ như động cơ qun tr rủi ro tăng) với rào cn kiệt quệ
(K). Như kỳ vng, một ranh giới cao hơn làm tăng kh năng kiệt quệ tài chính. Do đ
các công ty lựa chn tối ưu một mức độ rủi ro thấp hơn để tránh chi phí kiệt quệ tài
chính. Kết qu cho thấy công ty với khung hoạt động lâu hơn (T’ = T-t
1
) tìm thấy sự
tối ưu để tham gia vào các hoạt động tăng qun lý rủi ro. Với thời gian lâu hơn, xác
suất đạt tới rào cn thấp hơn sẽ tăng lên. Hơn nữa, hậu qu của việc rơi vào tình trạng
kiệt quệ, tổn thất dự kiến sẽ tăng lên cùng với thời gian đáo hạn bởi vì c một xác suất
cao hơn ci thiện điều kiện ngành công nghiệp và các công ty rơi vào tình trạng kiệt
quệ sẽ không thể tận dụng những cơ hội này. C bằng chứng thực nghiệm đáng kể mà
các công ty lớn tự bo hiểm nhiều hơn các công ty nhỏ. Sự theo đuổi của các nền kinh
tế quy mô được đề xuất như một lời gii thích cho thực nghiệm này. Mô hình của tác
gi cho thấy lời gii thích khác: khung thời gian hoạt động C+-+%8-D2%EDDF
DG2:+%DH. Nếu các doanh nghiệp khung thời gian dài hơn phát triển lớn hơn theo
thời gian, các nhà nghiên cứu sẽ tìm thấy một mối liên hệ giữa các hoạt động qun lý
rủi ro và quy mô doanh nghiệp tại bất kỳ điểm nào trong thời gian .
Cuối cùng, tác gi tìm thấy một mối quan hệ hình chữ U giữa động cơ qun lý
rủi ro và chi phí kiệt quệ tài chính .
Nhắc lại rằng tổn thất vô ích trong mô hình của tác gi được tham số bởi M (lỗ
được cho bởi . Trong trường hợp khủng hong tài chính,
công ty mất tiềm năng phát triển vượt quá (L+M). Do đ, với M cao hơn, tiềm năng
phát triển b mất sẽ thấp hơn, và do đ tổn thất vô ích cũng thấp hơn. Nếu tổn thất vô
ích biến mất (ví dụ, M = vô cùng) , các cổ đông không mất gì ngay c trong tình trạng
khủng hong tài chính và do đ không c động lực qun lý rủi ro. Mặt khác, nếu tổn
thất vô ích rất cao (ví dụ, M = 0) sự khác biệt giữa vỡ nợ và mất kh năng thanh toán
biến mất cùng với động cơ qun lý rủi ro.
Đ là trường hợp trung gian tạo ra động lực qun lý rủi ro trong mô hình. Hình 3 minh
ha mối quan hệ này .
Hình 3. Đồ thị này cho thấy rủi ro đầu tư tối ưu là một hàm của tổn thất vô ích. Mô
hình này được hiệu chỉnh với các giá trị tham số sau: A
t1
= 2, L = 1, T’ = 1 và K =
0.5. Trên trục x, tác giả biểu thị giá trị của M. M đo tiềm năng phát triển của công ty
bị mất trong trường hợp khủng hoảng tài chính. Tác giả biểu thị M từ giá trị cao đến
thấp và sự tổn thất vô ích gia tăng dọc theo trục x.
Hình 4. Đồ thị cho thấy rủi ro đầu tư tối ưu nghịch biến với tỷ lệ tài sản-nợ. Trong đồ
thị này, tác giả giả định đường biên kiệt quệ và tổn thất vô ích như sau: K = 1 – exp
-
0.1*lev
và M = 7 – exp
2*lev
. Tổng nợ tăng từ thời điểm 0 đến 1.
Quản trị rủi ro và đòn bẩy: để nghiên cứu mối liên hệ giữa qun tr rủi ro và đòn bẩy,
tác gi phân biệt σ tối ưu với đòn bẩy công ty kỳ vng tại thời điểm 1 (lev = L/A). Chi
tiết trình bày trong Phụ lục 5. Sau khi đơn gin ha cho thấy rằng σ tối ưu gim (ví dụ
như động cơ qun tr rủi ro tăng) trong khi đòn bẩy gia tăng, với một loạt các thông số
tổn thất vô ích và ranh giới kiệt quệ. Mối quan hệ này đo ngược khi đòn bẩy tăng rất
cao do các động cơ hoán chuyển rủi ro. Khi đòn bẩy rất cao, giá tr liên quan đến
quyền mua vốn chủ sở hữu chi phối các chi phí phát sinh của các cổ đông và do đ h
mất động cơ qun lý rủi ro. Sử dụng một đặc điểm kỹ thuật tham số của K và M, tác
gi gii quyết rủi ro tối ưu như một hàm số của đòn bẩy và báo cáo kết qu trong Hình
4. Mối quan hệ được tm tắt như sau:
'()*+I? Động cơ qun tr rủi ro gia tăng với đòn bẩy của công ty; mối quan hệ này
đo ngược khi đòn bẩy cực kỳ cao.
J8+K+8=-,-$L+-)>M+
Trong phần này tác gi trình bày một bn tm tắt của phần lý thuyết của bài
nghiên cứu, đ là cơ sở cho các bài kiểm tra thực nghiệm sau này. Trong mô hình
cách điệu của tác gi , một công ty bắt đầu với một số kết hợp của nợ và vốn chủ sở
hữu tại thời điểm bằng không và mua một tài sn sn xuất . Tại thời điểm này cơ cấu
vốn của công ty được xác đnh bằng việc đánh đổi lợi ích về thuế của nợ với chi phí
phá sn và kiệt quệ tài chính. Tác gi không gii quyết các chính sách đòn bẩy tối ưu
trong mô hình lý thuyết mà tập trung phân tích về các quyết đnh qun lý rủi ro .
Tuy nhiên, quyết đnh cơ cấu vốn nội sinh không làm thay đổi kết qu quan trng của
bài nghiên cứu . Trong phân tích không được báo cáo, tác gi gii quyết đòn bẩy tối
ưu và như kỳ vng cho thấy tỷ lệ nợ tăng cùng với lợi ích về thuế và gim với chi phí
phá sn và kiệt quệ tài chính.
Đưa ra một mức độ nợ được xác đnh tại thời gian t
0
, các công ty c kinh
nghiệm lựa chn một vài cú sốc ngẫu nhiên đến giá tr của công ty tới thời điểm t
1
,
điều mà nh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy của công ty. Tại thời điểm này các cổ đông đưa
ra quyết đnh quan trng trong mô hình, như là một quyết đnh qun lý rủi ro, để tối đa
ha giá tr vốn chủ sở hữu. Cấu trúc mô hình này cho phép tác gi tập trung vào các
động cơ bo hiểm hậu rủi ro. Sau đ là quyết đnh qun lý rủi ro tại thời điểm t
1
, giá tr
tài sn phát triển theo một quá trình ngẫu nhiên từ t
1
đến T trong mô hình. Nếu giá tr
tài sn của công ty vi phạm một ngưỡng thấp hơn trước ngày đến hạn T, sau đ công
ty sẽ đi vào tình trạng kiệt quệ tài chính. Kiệt quệ tài chính gây ra chi phí cho công ty
như mất khách hàng cho đối thủ cạnh tranh, do đ cn trở tiềm năng phát triển của
công ty. Thúc đẩy bởi phát hiện thực nghiệm trước đ , tác cho rằng các công ty sử
dụng vốn vay cao sẽ thua lỗ nhiều hơn khi h lâm vào tình trạng kiệt quệ tài chính.
Sau khi đạt tới rào cn kiệt quệ, công ty c thể ở lại gii quyết vào ngày đến
hạn hoặc b phá sn, tùy thuộc vào việc giá tr của n khi trừ đi chi phí kiệt quệ, là trên
hoặc dưới giá tr nợ. Trạng thái trong đ công ty đi vào kiệt quệ tài chính nhưng vẫn
còn duy trì gii quyết tại thời gian T sẽ áp đặt một chi phí thực tế trên các cổ đông.
Trong trạng thái này h phi chu các chi phí kiệt quệ tài chính mà không thể sử dụng
quyền chn c giới hạn. Một sự tăng lên rủi ro của công ty làm tăng xác suất kiệt quệ
tài chính và tổn thất vô ích liên quan là do các cổ đông chứ không không phi của chủ
nợ. Mặt khác, bằng cách tăng rủi ro công ty h được hưởng lợi trên tài khon của tính
năng trách nhiệm hữu hạn thông thường. Chính sách qun lý rủi ro tối ưu đánh đổi hai
động cơ này. Khi mức độ của đòn bẩy vừa phi, động lực qun lý rủi ro chiếm ưu thế.
Nhưng khi đòn bẩy trở nên quá cao tại thời gian t
1
, giá tr liên quan với các quyền
chn của vốn chủ sở hữu chi phối chi phí kiệt quệ tài chính kỳ vng, và các cổ đông
thấy tốt hơn là không tham gia vào các hoạt động qun lý rủi ro. Như vậy, mô hình dự
đoán một mối quan hệ giữa đòn bẩy và bo hiểm rủi ro. Hơn nữa, mối quan hệ tích
cực giữa đòn bẩy và bo hiểm rủi ro được kỳ vng sẽ mạnh mẽ hơn cho các công ty
hoạt động trong ngành công nghiệp với một tỷ lệ cao hơn như ngành công nghiệp tập
trung. Tác gi kiểm tra những dự đoán của mô hình trong phần còn lại của bài báo .
5. Bằng chứng thực nghiệm
C ba thách thức quan trng trong thực nghiệm kiểm tra lý thuyết ni trên:
• Đầu tiên, dữ liệu về quyết đnh của một công ty bo hiểm rủi ro là rất hạn chế.
• Thứ hai, đòn bẩy và bo hiểm rủi ro c kh năng được xác đnh bởi công ty, dẫn đến
một vấn đề nội sinh.
• Thứ ba, để biết rõ là BHRR trước hay sau, tác gi cần dữ liệu về thời gian của các vấn
đề nợ và quyết đnh bo hiểm rủi ro, mà tiếc là không c sẵn. Dưới đây chúng tác gi
bắt đầu với tho luận về các mẫu và thu thập dữ liệu cho vấn đề nội sinh. Sau đ tác
gi tho luận về các vấn đề liên quan đến tác động trước và sau trong phần sau. (Thực
hiện chn mẫu và dùng pp kinh tế lượng để xử lý vấn đề nội sinh. Sau đ tho luận
mối quan hệ giữa ex-ant và expost.)
5.1. Dữ liệu mẫu
Tác gi kiểm tra các dự đoán chính của mô hình của tác gi bằng cách sử dụng
ngoại tệ và hàng ha phái sinh và dữ liệu chéo các doanh nghiệp trong năm tài chính
1996 và 1997.
Trước đ nghiên cứu thực nghiệm và bằng chứng kho sát cho thấy rằng các
công ty nhỏ như vậy là rất kh để sử dụng sn phẩm phái sinh cho mục đích bo hiểm
rủi ro (Dolde, 1993), c thể là do thiếu sự cân bằng các nền kinh tế.
Bài này tập trung vào 200 công ty sn xuất để mẫu nhỏ hơn cho phép liên hệ các
liên kết trong các hoạt động bo hiểm rủi ro của công ty đến hoạt động tài chính để
hiểu sâu sắc hơn.
5.1.1. Nguy cơ rủi ro về ngoại hối
Xem công ty c rủi ro ngoại tệ không, xem xét c doanh số, thuế, sự điều chỉnh,
công cụ phái sinh c liên quan/ bằng ngoại tệ .
5.1.2. Nguy cơ rủi ro về giá hàng hoá
So với rủi ro ngoại tệ thì rủi ro hàng hoá kh đo lường hơn, vì những yêu cầu của
kế toán không yêu cầu phi ghi chi tiết, do đ tác gi chỉ ước lượng và Thu thập theo
EBIT hàng quý, lấy trên 60 quý và sai số 10%.
Trong đ, tác gi thoái thu nhập hàng quý trước lãi vay và thuế thu được từ các
tập tin quý Compustat về những thay đổi hàng quý ở một số chỉ số giá hàng ha và
phân loại một công ty là c một tiếp xúc với rủi ro về giá hàng ha nếu hệ số kết qu
rất c ý nghĩa ở mức 10% hoặc tốt hơn. Tác gi lấy dữ liệu từ 60 quý cuối cùng (hoặc
tối đa c sẵn) để ước lượng mô hình này. Hầu hết các tác động của biến động giá hàng
ha được phn ánh doanh số bán hàng của một công ty hoặc chi phí sn xuất của
mình, chẳng hạn như nguyên liệu hoặc chi phí năng lượng. Vì vậy, tác gi c EBIT là
biện pháp c liên quan của lợi nhuận với mục đích phân tích độ nhạy.
C 2 yếu tố quan trng liên quan đến phương pháp ước lượng này:
Thứ 1, sợ thu thập trúng vào công ty ít nhạy cm với biến động giá c hàng hoá làm
gim hiệu qu của phương pháp nên tác gi thu thập các công ty c sử dụng công cụ
hàng hoá phái sinh để phòng ngừa.
Thứ 2, rủi ro hàng hoá của các công ty phi tài chính là giá dầu, giá nông sn, giá kim
loại và hoá chất
M+N);$!? c 1.238 công ty c nguy cơ rủi ro giá c hàng hoá trong mẫu. Và 2.256
công ty c ít nhất 1 nguy cơ về rủi ro.
5.1.3. Công cụ phái sinh được sử dụng để bảo hiểm rủi ro
Dùng biến nh phân để ký hiệu công ty c sử dụng bo hiểm rủi ro hay không
(biến gi). Nghiên cứu trước đây chứng minh rằng dùng công cụ phái sinh để bo
hiểm rủi ro chứ không nhằm mục đích đầu cơ. Công cụ phái sinh nh hưởng đến dòng
tiền tổng thể của công ty và làm gia tăng giá tr doanh nghiệp cũng như kh năng vay
nợ là tốt hơn.
Bài này dùng robust test để kiểm đnh cho phương pháp bo hiểm rủi ro không sử
dụng công cụ phái sinh.
5.1.4. Thống kê mô tả của biến bảo hiểm rủi ro
O8.;&
5.1.5. Biến kiểm soát
Biến quy mô: log doanh thu kŸm Biến giá thi trường/ sổ sách nhưng không đưa vào.
Biến đòn bẩy nội sinh kŸm kh năng thanh toán nhanh đo thanh khon tài sn.
Biến inst : âm : đo bất cân xứng thông tin của công ty. Thuế lồi: thuế luỹ tiến, chỉnh
dòng tiền trước thuế bằng công cụ phái sinh. Doanh số ngoại tệ là 1 biến bổ sung (liên
quan tỷ giá hối đoái). Gim rủi ro bằng nhiều cơ sở ở nhiều nơi trên thế giới.
5.2. Mô hình nội sinh của đòn bẩy và bo hiểm rủi ro.
Mô hình dự báo quan hệ thuận giữa đòn bẩy và bo hiểm và tương quan nghch nếu
đòn bẩy cao. Ngành công nghiệp thì sẽ c nh hưởng mạnh hơn ngành khác.
Vào thời điểm t
1
: mức nợ được xác đnh trước
BHRR gim kh năng phá sn, gim kh năng biến động giá tr công ty, vay với chi
vốn thấp hơn, kh năng vay cao hơn dẫn đến nội sinh giữa đòn bẩy và BHRR
Do đ ước lượng bởi mô hình gồm 2 phương trình sau: pt7 và pt8
Ước lượng 2 giai đoạn:
1. Dùng OLS cho biến Đòn bẩy và OLD cho BHRR
2. Ước lượng Logit và Tobit
Ở PT (8): Mong đợi kết qu thu được là anpha1 sẽ dương và anpha 2 sẽ âm
Vì: Đòn bẩy cao thì mất v thế cạnh tranh của công ty và Tương quan cùng chiều giữa
BHRR và mức độ tập trung. Với Biến gi concd =1 khi mức độ tập trung trên trung
bình, ngược là 0.
5.2.1. Phương pháp xác định
Giai đoạn 1: đòn bẩy: quy mô, TS hữu hình, tỷ lệ giá tr sổ sách/GT th trường, biến
động thu nhập và thuế suất cận biên
(Thời điểm T0: ex-ante và T1: post-ante)
¢nh hưởng quan trng nhất đến BHRR là nợ. Tác động của Nợ vì n nh hưởng đến
thuế cận biên. Lấy trung bình 5 năm, 10 năm chứ không phi trung bình tất c.
Công cụ thứ 2 là lá chắn thuế phi nợ (khấu hao) (MTR và DA/TA) và chi tiết các biến
trong mô hình chi tiết
5.3. Kiểm tra đơn biến
Xem Bng 2
5.4. Phân tích hồi quy
Hồi quy độ nhạy của BHRR với đòn bẩy và biến kiểm soát
5.4.1. Ước lượng giai đoạn 1
Xem Bng 3
MRT dương chỉ ra rằng Nợ càng cao thì lợi ích thuế càng cao.
DA: lá chắn thuế phi nợ, dấu âm, là biến quan trng.
NI/Sales: cao thì c đòn bẩy thấp , mang dấu âm
5.4.2. Bảo hiểm rủi ro ngoại tệ
Biến phụ thuộc =1 nếu c dùng công cụ phái sinh ngoại tệ, còn lại không dùng
sẽ là 0. Đòn bẩy dương, mức ý nghĩa 1%; Đòn bẩy bình phương mang dấu âm. Kết
qu vẫn đúng khi thay đổi mức ý nghĩa là 5%, và đúng với mô hình.
M+$)P? Doanh số ngoại tệ cao thì càng sử dụng bo hiểm nhiều hơn. Không
c mối quan hệ nào giữa chi phí nghiên cứu phát triển và bo hiểm. C mối quan hệ
thuận giữa thuận giữa BHRR và inst holdingshare
Mô hình cuối, gồm thêm 3 biến: độ lồi của thuế, giá tr th trường/Gía tr sổ
sách và số lượng chi nhánh ở các quốc gia. Các kết qu cho ra tương tự trên. Không
tìm ra được bằng chứng nào sử dụng BHRR dựa trên thuế. Cuối cùng, kết qu chỉ ra
rằng công cụ phái sinh sẽ bổ sung cho BHRR tự nhiên của công ty.
Mở rộng, bng 4: ước lượng TOBIT
Biến phụ thuộc là cột bên trái. Kết qu cho ra phù hợp mô hình trước và phù
hợp lý thuyết. Nếu công ty tăng đòn bẩy từ 10% đến 20% thì nắm giữ công cụ phái
sinh tăng 6,4% (là 60%).
Chưa thấy liên quan chi phí kiệt quệ tài chính nếu thực hiện trên mẫu nhỏ thì
thất bại tìm mối quan hệ giữa kiệt quệ tài chính và hoạt động phái sinh giành cho công
ty c đòn bẩy trung bình
Để hiểu mối quan hệ không đơn gin giữa đòn bẩy và BHRR, thực hiện một
kiểm tra bán tham số. Bằng cách tách 2 nhm nhỏ hơn, kết luận là hiệu ứng đòn bẩy
lên BHRR là không đơn điệu.
5.4.3. Bảo hiểm hàng hoá
Xem Bng 5, hồi quy log cho các quyết đnh BHRR về hàng hoá.
Thấy mối quan hệ dương với đòn bẩy và âm với đòn bẩy bình phương 1% hay
6%. Đúng dự báo lý thuyết: công ty lớn dùng công cụ phái sinh hàng hoá tuy nhiên,
hệ số kh năng thanh toán nhanh là dương và nh hưởng quan trng. Tham gia BHRR
làm cho tài sn c thanh khon cao hơn.
Khác biệt chính giữa 2 mô hình là biến RD, dương và quan trng trong mô
hình logarit. Tuy nhiên n lại mang dấu âm và không đng vai trò quan trng trong
BHRR hàng hoá. Trong khi các công ty phát triển cao sẽ BHRR hàng hoá nhiều thì lại
ít sử dụng BHRR hàng hoá hơn.
Tác gi không tìm các động lực khác sử dụng BHRR vì là ngoài đề tài nghiên
cứu này. Nhưng thấy sự khác nhau giữa BHRR và cơ hội tăng trưởng công ty. Công ty
tăng trưởng cần dòng tiền cao để c nhiều cơ hội đầu tư, ngược lại sẽ ít cơ hội đầu tư.
5.5. Thông số mô hình thay thế
a/ Tỷ lệ đòn bẩy điều chỉnh công nghiệp
b/ Điểm số Z: chi phí kiệt quệ tài chính
c/ Sai số tiêu chuẩn:
Xem chi tiết kết qu tại bng 6
5.6. Phân tích sự thay đổi
Xem Bng 7
a/ Thay đổi hồi quy:
Chạy trong 3 năm và 200 công ty, cho kết qu phù hợp với mô hình của tác gi.
Chn lc mẫu nhỏ ra kết qu phù hợp với mẫu chung của COMPUSAT gồm c: 42
quan sát tăng BHRR, 39 quan sát gim BHRR, còn lại là không thay đổi rõ ràng.
Phân tích này chỉ tập trung và phần tăng và gim để bỏ qua những yếu tố không c tác
động. Chạy hồi quy logit cũng cho như kết qủa OLS. Biến BHRR là 1 khi tăng
BHRR; và là 0 khi gim BHRR. Tăng đòn bẩy thì tăng BHRR. Tăng rất mạnh trong
đòn bẩy thì BHRR gim.
b/ Động cơ BHRR trước và BHRR sau
Hạn chế về dữ liệu, mô hình ước lượng dữ liệu chéo và kết qu c luôn là sự
tác động giữa ex-ant và ex-post: ex-ante: dự đoán sự kết hợp thuận chiều giữa đòn bẩy
và BHRR trong khi, ex-post: dự đoán mối quan hệ không đơn điệu. Vì thế, trong cơ sở
dữ liệu chéo thấy ex-ante dự đoán sự không đơn điệu.
Xem Bng 8
Tuy nhiên, các kết qu từ các cột 2 và 4 trong Bng 8 cho thấy sự thay đổi đòn
bẩy của năm trước là một yếu tố dự báo quan trng của hoạt động bo hiểm rủi ro của
năm sau. Hệ số giá tr tr của biến đổi đòn bẩy (Dlaglev) là tích cực và ý nghĩa ở mức
2%. Điều này được khuyến khích vì do trình tự của việc ra quyết đnh, đặc điểm kỹ
thuật này rất c kh năng để phát hiện nguyên nhân giữa bo hiểm rủi ro và biến đòn
bẩy.