TIỂU LUẬN QUẢN TRỊ RỦI RO TÀI CHÍNH XÁC ĐỊNH CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH PHÒNG NGỪA RỦI RO DOANH NGHIỆP BẰNG CHỨNG TẠI CÁC CÔNG TY CROATIAN VÀ SLOVENIANa

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

QUẢN TRỊ RỦI RO TÀI CHÍNH
XÁC ĐỊNH CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT
ĐỊNH PHÒNG NGỪA RỦI RO DOANH NGHIỆP:
BẰNG CHỨNG TẠI CÁC CÔNG TY
CROATIAN VÀ SLOVENIAN
GVHD : TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm : 4
Lớp : TCDN Đêm 3 _K22
Hệ : Sau đại học
TP Hồ Chí Minh, tháng 2 năm 2014
1
D.M.
Sprcic,
Z. Sevic /
Research
in
International
Business and Finance
26
(2012)
DANH SÁCH NHÓM 4
1. Hoàng Mạnh Hải
2. Vũ Thị Hoa
3. Trần Thị Họa Mi
2
MỤC LỤC
3
TÓM TẮT

Nghiên cứu này tiến hành xác định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định quản trị rủi ro
của các công ty phi tài chính lớn ở Croatian và Slovenia. Kết quả nghiên cứu cho thấy các lý
do phòng ngừa rủi ro có rất ít khả năng dự báo trong việc giải thích quyết định phòng ngừa rủi
ro của các công ty ở Croatian lẫn Slovenia. Các bằng chứng thực nghiệm dựa trên phân tích
đơn biến và đa biến, nhằm kiểm định mối quan hệ giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và chi phí
kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện, chi phí tài trợ từ bên ngoài, thuế, lợi ích của nhà quản lý và
các chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro trong các công ty phi tài chính Croatian, không ủng
hộ bất kỳ giả thuyết nào, ngoại trừ chi phí tài trợ từ bên ngoài đo bằng tỷ số chi tiêu đầu tư trên
tài sản. Các phân tích tương tự được tiến hành cho các công ty Slovenia chỉ ra rằng không có
biến giải thích nào có ý nghĩa thống kê cho quyết định phòng ngừa; vì vậy quyết định phòng
ngừa rủi ro không phụ thuộc vào bất kỳ lý thuyết dự báo nào.
1. GIỚI THIỆU
1.1. Lý do chọn đề tài
Rủi ro tài chính - rủi ro xuất phát từ sự biến động giá cả hàng hóa, tỷ giá, lãi suất - trực
tiếp hoặc gián tiếp ảnh hưởng đến giá trị của công ty. Cho dù các công ty hoạt động ở nhiều
lĩnh vực khác nhau đều bị ảnh hưởng bởi những biến động của thị trường tài chính. Chẳng hạn,
các công ty đa quốc gia phải đối mặt với rủi ro tỷ giá, các công ty vận tải bị ảnh hưởng bởi sự
biến động trong giá nhiên liệu, hoặc công ty có đòn bẩy cao phải gánh chịu rủi ro lãi suất…
Rủi ro được quản lý bằng cách nào, với mức độ bao nhiêu đóng một vai trò quan trọng trong sự
thành công hay thất bại của hoạt động kinh doanh. Do đó, quản trị rủi ro tài chính là một trong
những chức năng quan trọng nhất của doanh nghiệp vì nó góp phần vào việc thực hiện mục
tiêu chính – tối đa hóa giá trị của cổ đông.
Trước đây, quản trị rủi ro được cho là không tác động đến giá trị doanh nghiệp và lập
luận này dựa trên mô hình định giá tài sản vốn (CAPM) (Sharpe, 1964; Lintner, 1965; Mossin,
1966) và định đề MM (Modigliani và Miler, 1958). Theo lý thuyết tài chính doanh nghiệp và
danh mục đầu tư hiện đại, việc phòng ngừa rủi ro không làm thay đổi giá trị doanh nghiệp. Tuy
nhiên, thực tế các nhà quản lý tài chính khá quan tâm đến khả năng công ty đối mặt với rủi ro,
và các doanh nghiệp sử dụng các công cụ phái sinh như là công cụ quản trị rủi ro ngày càng
phổ biến. Để giải thích cho sự khác biệt giữa lý thuyết và thực tế, bất hảo thị trường vốn được
dùng để giải thích cho mối liên hệ đến chức năng quản trị rủi ro của doanh nghiệp.

Mối quan tâm của nhà quản lý đối với việc phòng ngừa rủi ro được xây dựng dựa trên
hai quan điểm. Đầu tiên, quản trị rủi ro như là một phương tiện để tối đa hóa giá trị cổ đông
thông qua việc giảm chi phí cũng như giảm biến động của dòng thu nhập, quan điểm thứ hai
tập trung vào quản trị rủi ro như là một phương tiện để tối đa hóa lợi ích của nhà quản lý.
Bài nghiên cứu này nhằm tìm ra bằng chứng thực nghiệm về lý do phòng ngừa rủi ro,
bằng cách tìm hiểu các hoạt động quản trị rủi ro tại các công ty ở Croatian và Slovenia. Kiểm
định giả thuyết giải thích quyết định phòng ngừa rủi ro của doanh nghiệp, và cung cấp bằng
chứng thực nghiệm về tầm quan trọng của những động cơ khiến công ty tiến hành phòng ngừa
rủi ro.
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 4
1.2. Mục tiêu nghiên cứu
Nghiên cứu thực nghiệm được tiến hành trên các công ty phi tài chính lớn nhất của
Croatian và Slovenia nhằm mục tiêu:
- Xác định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro của doanh nghiệp.
- So sánh các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định quản trị rủi ro tài chính ở Slovenia và
Croatian với những nghiên cứu trước đây ở các nước phương Tây.
2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
2.1. Kiệt quệ tài chính
Các nghiên cứu của Mayers và Smith (1982), Myers (1984), Stulz (1984), Smith và
Stulz (1985), Shapiro và Titman (1998) cho rằng các công ty có thể giảm chi phí kiệt quệ tài
chính bằng cách giảm sự biến động của dòng tiền. Trong thế giới của MM, kiệt quệ tài chính
được giả định là không tốn phí. Do đó, thay đổi trong xác suất xảy ra kiệt quệ tài chính không
ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp. Nếu kiệt quệ tài chính là tốn kém, các công ty có động cơ
để làm giảm xác suất của nó, và phòng ngừa rủi ro là một trong những phương pháp mà một
công ty có thể làm giảm sự biến động trong thu nhập. Bằng cách giảm độ biến động của dòng
tiền hoặc lợi nhuận kế toán, phòng ngừa rủi ro làm giảm xác suất, và chi phí dự kiến của kiệt
quệ tài chính.
Ngoài ra, các nghiên cứu của Smith và Stulz (1985) Campbell và Kracaw (1987),
Bessembinder (1991), Dolde (1995), Mian (1996) và Haushalter (2000) chỉ ra rằng, trong khi
giảm chi phí kiệt quệ tài chính làm tăng giá trị công ty đồng thời cũng làm tăng giá trị cổ đông

bằng cách gia tăng khả năng vay nợ của công ty. Quản trị rủi ro của công ty làm giảm chi phí
kiệt quệ tài chính, dẫn đến tỷ lệ nợ tối ưu cao hơn và lá chắn thuế của vốn vay bổ sung làm
tăng thêm giá trị của công ty.
2.2. Chi phí đại diện
Theo Jensen và Meckling (1976) các doanh nghiệp có thể giảm chi phí đại diện bằng
cách giảm độ biến động của dòng tiền.
Jensen và Smith (1985), một công ty vay nợ có thể từ bỏ các dự án có NPV dương nếu
các lợi ích từ việc phân chia dòng tiền của dự án dồn về cho các trái chủ. Các nhà quản lý của
công ty vay nợ cũng có động cơ hạn chế đầu tư vào các dự án có NPV dương vì giá trị thu
được từ dự án phần lớn chảy vào túi các trái chủ.
Dobson và Soenen (1993) đưa ra ba lý do dựa trên chi phí đại diện giải thích tại sao nên
phòng ngừa rủi ro của công ty: Đầu tiên, phòng ngừa rủi ro làm giảm sự không chắc chắn bằng
cách làm giảm độ biến động của dòng tiền do đó làm giảm chi phí vay nợ. Chi phí đại diện của
nợ nảy sinh do quản lý, phòng ngừa rủi ro làm giảm bất cân xứng thông tin giữa nhà quản lý và
trái chủ. Vì thế, phòng ngừa rủi ro sẽ là lựa chọn hợp lý để gia tăng giá trị của công ty. Thứ hai,
do sự tồn tại của vay nợ, việc giảm biến động của dòng tiền thông qua phòng ngừa rủi ro tỷ giá
sẽ có xu hướng giảm rủi ro chuyển đổi cũng như vấn đề đầu tư dưới mức. Cuối cùng, phòng
ngừa rủi ro làm giảm xác suất của kiệt quệ tài chính và do đó làm tăng thời gian nắm giữ của
các cổ đông. Bằng cách thúc đẩy việc mua lại công ty danh tiếng, phòng ngừa rủi ro đóng góp
trực tiếp vào cải thiện các vấn đề rủi ro đạo đức.
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 5
MacMinn (1987), MacMinn và Han (1990) cũng cho rằng, bằng việc điều chỉnh dòng
tiền, phòng ngừa rủi ro sẽ cải thiện được các vấn đề về dịch chuyển rủi ro. Vì vậy, các trái chủ
với trái quyền hiện hữu của mình sẽ có động cơ thêm vào các hợp đồng cho vay những điều
khoản để hạn chế khả năng chuyển đổi tài sản từ trái chủ sang cho cổ đông.
Bessembinder (1991) cho rằng việc phòng ngừa rủi ro làm giảm động cơ đầu tư dưới
mức, nhất là liên quan đến việc thực hiện các dự án có NPV dương của các chủ sở hữu doanh
nghiệp. Vì vậy mức độ nhạy cảm của giá trị các trái quyền với các dự án đầu tư sinh lợi được
giảm đi.
Theo Minton và Schrand (1999), sự biến động dòng tiền càng lớn gắn liền với mức

trung bình chi tiêu vốn đầu tư, R&D, và quảng cáo càng thấp. Các công ty không sử dụng
nguồn tài trợ bên ngoài để bù đắp cho những thiếu hụt trong dòng tiền mà từ bỏ luôn cơ hội
đầu tư. Dòng tiền biến động nhiều dẫn đến việc tiếp cận nguồn vốn bên ngoài tốn kém chi phí
hơn. Hơn nữa, chi phí cao hơn còn hàm ý đầu tư nhạy cảm hơn đối với sự biến động dòng tiền.
Do đó, sự biến động dòng tiền không chỉ làm tăng khả năng một công ty cần phải tiếp cận với
thị trường vốn, mà nó còn làm tăng chi phí tiếp cận.
2.3. Thuế
Một lý thuyết khác tập trung vào quản trị rủi ro như là một phương tiện để tối đa hóa
giá trị cổ đông cho rằng, bằng cách giảm sự biến động của dòng tiền, các công ty có thể giảm
thuế dự kiến. Lý thuyết này được đưa ra bởi Smith và Stulz (1985), cho rằng cấu trúc của biểu
thuế có thể mang lại vị thế thuận lợi đối với các công ty trong thị trường giao sau, kỳ hạn, hoặc
quyền chọn. Nếu một công ty phải đối mặt với một hàm thuế lồi, thì giá trị sau thuế của công ty
là một hàm lõm của giá trị trước thuế. Nếu phòng ngừa rủi ro làm giảm sự thay đổi giá trị trước
thuế, nghĩa vụ thuế dự kiến giảm và giá trị sau thuế dự kiến của công ty được tăng lên, miễn là
chi phí của việc phòng ngừa không phải là quá lớn. Bằng cách giảm thuế suất trung bình dài
hạn có hiệu lực, các hoạt động mà giảm biến động trong báo cáo thu nhập sẽ nâng cao giá trị cổ
đông. Biểu thuế hiệu lực càng lồi thì thuế dự kiến càng giảm.
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 6
V
j
[V
k
] : giá trị công ty trước thuế không phòng ngừa rủi ro nếu tình huống j[k] xảy ra.
E(V) : giá trị kỳ vọng của công ty trước thuế nếu không phòng ngừa.
E(T) : nghĩa vụ thuế kỳ vọng của công ty nếu không phòng ngừa.
E(T:H) : nghĩa vụ thuế của công ty nếu phòng ngừa hoàn toàn không tốn chi phí.
E(V – T) : giá trị kỳ vọng của công ty sau thuế nếu không phòng ngừa.
E(V – T:H) : giá trị công ty sau thuế nếu phòng ngừa không tốn chi phí.
C* : chi phí phòng ngừa tối đa nếu phòng ngừa là có lợi.
Nguồn: Smith và Stulz (1985)

Froot và cộng sự (1993), Nance và cộng sự (1993), Mian (1996), Graham và Smith
(1996) cho rằng nếu công ty đối mặt với hàm thuế lồi, phòng ngừa rủi ro làm giảm nghĩa vụ
thuế kỳ vọng bằng cách làm giảm sự biến động của thu nhập chịu thuế. Đối với công ty phải
chịu biểu thuế suất lũy tiến, khi thu nhập chịu thuế giảm dẫn đến tỷ lệ thuế suất biên hiệu lực sẽ
giảm, nhưng khi thu nhập tăng, thuế suất sẽ tăng. Nếu một công ty phòng ngừa rủi ro, việc thuế
tăng trong trường hợp thu nhập ở mức thấp sẽ nhỏ hơn so với thuế giảm trong trường hợp thu
nhập ở mức cao do đó làm giảm các loại thuế dự kiến. Vì thế thuế được coi như một động cơ
để phòng ngừa rủi ro.
2.4. Chi phí tài trợ bên ngoài
Ngoài ra, giảm biến động dòng tiền có thể cải thiện khả năng có nguồn tài trợ nội bộ
cho kế hoạch đầu tư, loại bỏ việc cần thiết phải hoặc cắt giảm các dự án có lợi nhuận hoặc chịu
chi phí giao dịch để có được nguồn tài trợ bên ngoài. Giả thuyết chính là, nếu tiếp cận tài trợ từ
bên ngoài (nợ và/hoặc phát hành vốn cổ phần) là tốn kém, các công ty có dự án đầu tư đòi hỏi
kinh phí sẽ phòng ngừa dòng tiền của họ để tránh tình trạng thiếu hụt nguồn tài trợ nội bộ, có
thể giảm chi phí tiếp cận thị trường vốn. Một quan điểm thực nghiệm thú vị dựa trên lý do này
là các công ty có cơ hội tăng trưởng cao và phải chịu chi phí cao khi huy động vốn dưới mức
kiệt quệ tài chính sẽ có động cơ phòng ngừa rủi ro nhiều so với doanh nghiệp trung bình.
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 7
Gay và Nam (1998) nghiên cứu vấn đề đầu tư dưới mức như là một yếu tố quyết định
chính sách phòng ngừa rủi ro của doanh nghiệp, tìm thấy bằng chứng về mối tương quan
dương giữa việc sử dụng công cụ phái sinh và cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp. Đối với
các doanh nghiệp có nhiều cơ hội đầu tư, việc sử dụng các công cụ phái sinh tốt hơn khi có thu
nhập cổ phiếu bằng tiền mặt tương đối thấp. Các doanh nghiệp có chi tiêu đầu tư tương quan
thuận với dòng tiền nội bộ có xu hướng sử dụng công cụ phái sinh ít hơn. Điều này ủng hộ lập
luận rằng việc sử dụng các công cụ phái sinh có thể bị điều chỉnh bởi nhu cầu tránh những vấn
đề đầu tư dưới mức.
Haushalter (2000), nghiên cứu về các chính sách phòng ngừa rủi ro của các nhà sản
xuất dầu và khí đốt đã tìm thấy bằng chứng về mức độ phòng ngừa gắn liền với chi phí tài trợ.
Đặc biệt, các công ty có đòn bẩy tài chính càng cao thì quản trị rủi ro về giá càng nhiều hơn.
Khả năng phòng ngừa rủi ro có liên quan đến quy mô kinh tế của chi phí phòng ngừa và rủi ro

cơ sở gắn liền với các công cụ phòng ngừa rủi ro. Các công ty lớn và các công ty sản xuất mà
giá cả có một mối tương quan cao với giá của các công cụ phái sinh thì quản trị rủi ro nhiều
hơn.
Mello và Parsons (2000), đánh giá các chiến lược phòng ngừa rủi ro thay thế đối với
các công ty bị hạn chế tài chính. Một loạt các chiến lược phòng ngừa rủi ro khác nhau được xác
định xem xét trong mỗi trường hợp nếu chiến lược phòng ngừa rủi ro làm tăng hoặc làm giảm
giá trị công ty, kết quả thấy rẳng mỗi chiến lược phòng ngừa rủi ro đi kèm với một chiến lược
vay nợ cần phải xem xét kỹ lưỡng.
Allayannis và Ofek (2001) cho thấy các công ty sử dụng công cụ phái sinh tiền tệ để
phòng ngừa rủi ro làm giảm đáng kể tỷ lệ thiệt hại do tỷ giá hối đoái. Trong khi quyết định sử
dụng các công vụ phái sinh phụ thuộc vào các yếu tố bên ngoài và các yếu tố liên quan đến lý
thuyết phòng ngừa rủi ro tối ưu (quy mô và chi phí R&D…), thì mức độ các công cụ phái sinh
được sử dụng chỉ phụ thuộc mức thiệt hại của công ty thông qua doanh số bán hàng và thương
mại.
Haushalter và cộng sự (2002) chỉ ra rằng các công ty có xác suất kiệt quệ tài chính cao
hoặc đầu tư dưới mức bị ảnh hưởng bất lợi bởi sự gia tăng tính không chắc chắn của dòng tiền
trong tương lai. Quản trị rủi ro có thể làm tăng giá trị cổ đông bằng cách giảm chi phí dự kiến
của kiệt quệ tài chính và đầu tư dưới mức.
2.5. Lợi ích của nhà quản lý
Một lý luận khác với giả thuyết tối đa hóa giá trị cổ đông, đề cập đến giả thuyết tối đa
hóa lợi ích nhà quản lý. Nó được lập luận rằng các nhà quản lý công ty bị hạn chế khả năng đa
dạng hóa vị thế tài sản cá nhân, nắm giữ cổ phiếu kết hợp với vốn hóa các khoản thu nhập gắn
liền với vị trí việc làm của họ. Do đó, họ sẽ có động cơ để phòng ngừa rủi ro cho tài sản riêng
của họ bằng chi phí của các cổ đông. Thường thì loại phòng ngừa rủi ro này không được thực
hiện để cải thiện giá trị của các cổ đông nhưng để cải thiện tài sản của nhà quản lý. Để tránh
vấn đề này, ràng buộc pháp lý cho nhà quản lý phải được thiết kế để khi các nhà quản lý làm
tăng giá trị của công ty, họ cũng tăng lợi ích kỳ vọng của họ. Điều này thường có thể thực hiện
bằng cách đưa ra các điều khoản giống quyền chọn để ràng buộc nhà quản lý. Lý do này lần
đầu tiên được đề xuất bởi Stulz (1984) và đã được phát triển hơn nữa bởi Smith và Stulz
(1985). Kết quả của một số nghiên cứu thực nghiệm ủng hộ giả thuyết này (như: Tufano, 1996;

Gay và Nam, 1998). Ngược lại, Getzy và cộng sự (1997) và Haushalter (2000) đã không tìm
được bằng chứng cho thấy phòng ngừa rủi ro công ty bị ảnh hưởng bởi việc nắm giữ cổ phần
của nhà quản lý.
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 8
Một lý thuyết quản trị rất khác của phòng ngừa rủi ro, dựa trên bất cân xứng thông tin,
được đưa ra bởi Breeden và Viswanathan (1996) và DeMarzo và Duffie (1995), đã tập trung
vào danh tiếng của người quản lý. Cho rằng các nhà quản lý có thể thích tham gia vào các hoạt
động quản trị rủi ro để chứng tỏ kỹ năng của họ trên thị trường lao động. Họ đã lập luận rằng
giám đốc điều hành trẻ tuổi và những người có nhiệm kỳ ngắn hơn có ít danh tiếng hơn so với
các nhà quản lý có tuổi hoặc nhiệm kỳ dài hơn. Vì vậy, họ sẵn sàng nắm lấy các khái niệm mới
như quản trị rủi ro với mục đích để thể hiện chất lượng quản lý của mình. Tufano (1996) đã
kiểm định các giả định và thấy rằng không có mối quan hệ có ý nghĩa giữa tuổi tác của CEO &
CFO và mức độ hoạt động quản lý rủi ro. Tuy nhiên, ông đã chứng minh rằng các công ty mà
CFO có ít thâm niên trong công việc hiện tại của họ có nhiều khả năng tham gia vào các hoạt
động quản trị rủi ro hơn, khẳng định giả thuyết rằng giám đốc điều hành mới hơn thì sẵn sàng
để tham gia vào các hoạt động quản trị rủi ro hơn các nhà quản lý với nhiệm kỳ dài hạn. Như
vậy, kết quả có thể được xem như phù hợp với lý thuyết của Breeden và Viswanathan (1996) và
DeMarzo và Duffie (1995).
2.6. Quy mô công ty
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cũng đã chứng minh rằng lợi ích của chương trình
quản trị rủi ro phụ thuộc vào quy mô công ty. Nance và cộng sự (1993), Dolde (1995), Mian
(1996), Getzy và cộng sự (1997) và Haushalter (2000) đã chỉ ra rằng các công ty lớn hơn có thể
phòng ngừa rủi ro nhiều hơn. Một trong những yếu tố quan trọng trong các lý do quản trị rủi ro
gắn liền với chi phí tham gia vào các hoạt động quản lý rủi ro. Chi phí phòng ngừa rủi ro bao
gồm các chi phí giao dịch trực tiếp cũng như các chi phí đại diện đảm bảo rằng các nhà quản lý
giao dịch một cách hợp lý. Chi phí giao dịch bao gồm các chi phí cho việc thực hiện giao dịch,
các chi phí tăng thêm của hệ thống thông tin cần thiết để cung cấp các dữ liệu cho việc đưa ra
quyết định thực hiện các vị thế phòng ngừa rủi ro một cách thích hợp. Chi phí đại diện bao
gồm các chi phí của hệ thống kiểm soát nội bộ để điều hành các chương trình phòng ngừa rủi
ro. Các chi phí này liên quan đến cơ hội đầu cơ mà cụ thể là cho phép tham gia thị trường phái

sinh. Giả định cơ bản của lý do này ám chỉ việc có lợi thế kinh tế về quy mô hay chi phí có liên
quan đến phòng ngừa rủi ro. Đối với nhiều công ty (đặc biệt là các công ty nhỏ), lợi ích biên
của một chương trình phòng ngừa rủi ro có thể xấp xỉ bằng chi phí biên (có thể chi phí thiết lập
và điều hành một chương trình quản trị rủi ro của công ty quá lớn). Vì vậy, nhiều công ty có thể
không phòng ngừa tất cả mọi rủi ro, ngay cả khi họ phải chịu các rủi ro tài chính, đơn giản chỉ
vì nó không phải là một hoạt động mang lại giá trị kinh tế. Trên cơ sở kết quả thực nghiệm, có
thể lập luận rằng chỉ có các công ty lớn với rủi ro đủ lớn thì mới có thể hưởng lợi từ một
chương trình phòng ngừa rủi ro.
2.7. Chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro
Các nghiên cứu về hoạt động thay thế quản trị rủi ro của Froot và cộng sự (1993),
Nance và cộng sự (1993) chỉ ra rằng, thay vì quản trị rủi ro thông qua phòng ngừa rủi ro, các
công ty có thể theo đuổi các hoạt động mà nó thay thế cho chiến lược quản trị rủi ro tài chính.
Các công ty có thể áp dụng chính sách tài chính bảo thủ như duy trì đòn bẩy thấp hoặc giữ một
lượng tiền mặt lớn để bảo vệ họ chống lại những khó khăn tài chính tiềm ẩn. Sử dụng nhiều
hơn các hoạt động thay thế phòng ngừa rủi ro sẽ có ít hơn các hoạt động quản trị rủi ro tài
chính hơn.
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 9
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1. Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu thực nghiệm được tiến hành trên các công ty phi tài chính lớn nhất Croatian
và Slovenia, tiêu chí lựa chọn các công ty trong mẫu tương tự cho cả hai quốc gia. Các công ty
được chọn cần đáp ứng hai trong số ba điều kiện theo yêu cầu của Luật kế toán Croatian và
Luật công ty Slovenia liên quan đến các công ty lớn.
Tiêu chí Crotian Slovenia
Giá trị tổng tài sản ≥ 108 triệu kuna ≥ 3400 triệu tolars
Thu nhập năm trước ≥ 216 triệu kuna ≥ 6800 triệu tolars
Số lao động ≥ 250 người ≥ 250 người
Có 157 công ty đáp ứng được các tiêu chí bắt buộc trong tổng số 400 công ty lớn nhất
Croatian trong năm 2005. Trong trường hợp Slovenia, cơ sở dữ liệu điện tử GVIN đã được sử
dụng và trên cơ sở các tiêu chí, 189 công ty được lựa chọn để phân tích. Ưu điểm chính của

mẫu là có thể tổng quát hóa cho một phân lớp rộng các công ty trong các ngành khác nhau. Các
công ty tài chính bị loại khỏi mẫu bởi vì các tổ chức này đồng thời là các nhà tạo lập thị
trường, nên động cơ của họ trong việc sử dụng các công cụ phái sinh có thể khác so với các
công ty phi tài chính.
Dữ liệu được thu thập từ hai nguồn: báo cáo thường niên và báo cáo tài chính cho năm
2005, và thông qua điều tra khảo sát. Bảng câu hỏi được gửi vào đầu tháng 9/2006 đến các nhà
quản lý tham gia vào các quyết định quản trị rủi ro tài chính ở Croatian và Slovenia. Bảng câu
hỏi được thiết kế để khám phá có bao nhiêu công ty quản trị rủi ro tài chính bằng cách sử dụng
các công cụ phái sinh và các công cụ quản trị rủi ro khác, cũng như để tìm xem liệu quyết định
quản trị rủi ro có bị ảnh hưởng bởi các lý do khác nhau đã giải thích trong phần trước.
Các công ty phòng ngừa rủi ro bao gồm công ty sử dụng công cụ phái sinh, công ty sử
dụng các công cụ khác cho chiến lược phòng ngừa rủi ro như phòng ngừa rủi ro hoạt động,
phòng ngừa rủi ro thiên tai, đa dạng hóa kinh doanh quốc tế, vv. Đại diện cho phòng ngừa rủi
ro của công ty, biến phụ thuộc nhị phân được sử dụng có một số vấn đề bởi vì nó không hoàn
toàn mô tả mức độ hoạt động phòng ngừa rủi ro của một công ty. Nếu một công ty phòng ngừa
rủi ro 1% hay 100% thì rủi ro của nó cũng được xử lý như nhau trong mô hình khi một biến nhị
phân được sử dụng. Do đó, tác giả đã dự định sử dụng một thước đo liên tục để khắc phục
những nhược điểm của biến phụ thuộc nhị phân. Tác giả muốn sử dụng vốn khái toán của tất cả
các hợp đồng kỳ hạn, quyền chọn và các phái sinh khác… chia cho giá trị thị trường của tài sản
công ty vào đầu năm khi mà thông tin phái sinh được thu thập. Lợi thế của thước đo này là
xem xét các yếu tố quyết định quy mô phòng ngừa rủi ro, và xem xét tác động của việc sử dụng
phái sinh trên rủi ro của một công ty. Tuy nhiên, tác giả không thể thu thập dữ liệu về giá trị
vốn khái toán các phái sinh của công ty được sử dụng trong phân tích. Vì vậy, trong phân tích
của tác giả, tác giả chỉ sử dụng thước đo nhị phân cho biến phụ thuộc
Để kiểm tra các giả thuyết nghiên cứu về khả năng kiệt quệ tài chính và quy mô kinh tế
liên quan đến hoạt động quản lý rủi ro, tác giả đã thu thập dữ liệu về quy mô và đòn bẩy của
công ty bao gồm giá trị sổ sách của tài sản, giá trị sổ sách tổng doanh thu bán hàng, tỷ lệ giá trị
sổ sách của nợ dài hạn trên giá trị sổ sách của tài sản, tỷ lệ giá trị sổ sách của nợ dài hạn trên
giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu và tỷ số khả năng thanh toán lãi vay.
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 10

Kiểm tra giả thuyết liên quan đến vấn đề bất cân xứng thông tin, tác giả thu thập thông
tin về tỷ lệ phần trăm cổ phiếu công ty thuộc sở hữu của các nhà đầu tư tổ chức và xếp hạng tín
nhiệm của công ty. Cơ hội đầu tư (tăng trưởng) được đo bằng tỷ số chi tiêu đầu tư trên giá trị sổ
sách của tài sản và tỷ lệ chi tiêu đầu tư trên giá trị tổng doanh thu.
Để kiểm tra giả thuyết thuế, tác giả sử dụng dữ liệu liên quan đến các thước đo hàm
thuế hiệu lực của công ty bao gồm tổng giá trị của khoản thuế do thua lỗ mang sang và mang
lui, tổng giá trị của khoản thuế do thua lỗ mang sang và mang lui trên tổng tài sản, các khoản
tín dụng thuế đầu tư sử dụng để bù đắp thuế thu nhập phải nộp.
Giả thuyết lợi ích của nhà quản lý, dữ liệu về mức tài sản của họ được đo bằng giá trị sổ
sách vốn chủ sở hữu của công ty thuộc sở hữu của ban quản lý và tỷ lệ cổ phiếu đang lưu hành
của công ty được nắm giữ bởi ban quản lý. Hai thước đo đại diện cho sự ghét rủi ro của người
quản lý – tuổi của nhà quản lý và nhiệm kỳ, hoặc vốn nhân lực được giao phó cho công ty.
Để kiểm tra giả thuyết về chiến lược thay thế cho phòng ngừa rủi ro, tác giả sử dụng
một số thước đo như tỷ số thanh toán nhanh và tỷ số thanh khoản của công ty đại diện cho tính
thanh khoản của công ty, cổ tức hàng năm chi trả cho các cổ đông thường đại diện cho chính
sách cổ tức, dữ liệu về công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán được sử dụng để phân biệt
giữa công ty đại chúng và công ty nội bộ.
3.2. Mô hình nghiên cứu
Số liệu điều tra được phân tích bằng cách sử dụng cả phân tích đơn biến và đa biến.
Trước tiên, thống kê mô tả được trình bày để có cái nhìn tổng quát về các đặc tính của
các công ty trong cả hai mẫu. Sau đó, sử dụng kiểm định t cho mẫu độc lập để so sánh sự khác
biệt giữa giá trị trung bình của các biến ở “những công ty có phòng ngừa rủi ro” và “những
công ty không phòng ngừa rủi ro”. Kiểm định t cho mẫu độc lập cho phép tính toán sự khác
biệt có ý nghĩa thống kê giữa các mẫu có tham số nhỏ và không liên quan với nhau (Bryman và
Cramer, 1997) phù hợp cho dữ liệu ở Crotian và Slovenia. Ngoài ra, dữ liệu nghiên cứu có tính
chất không phân loại (dữ liệu khoảng/tỷ lệ), nên kiểm định t được cho là thích hợp nhất cho
phân tích đơn biến. Phân tích tương quan được tiến hành bằng cách tính toán hệ số tương quan
Pearson vì các biến có tính chất khoảng/tỷ lệ.
Việc phân tích đa biến, hồi quy logistic nhị thức được ước lượng để tìm hiểu sự khác
biệt giữa những lý thuyết giải thích cho quyết định phòng ngừa rủi ro. Hồi quy logistic nhị thức

được sử dụng bởi vì nó là một hình thức hồi quy được sử dụng khi các biến phụ thuộc có dạng
phân đôi (giới hạn, rời rạc và không liên tục) và các biến độc lập là bất kỳ dạng nào (Hosmer
và Lemeshow, 1989; Allison năm 1999; Menard, 2001). Ngoài ra, hồi quy logistic được lựa
chọn bởi vì nó khắc phục rất nhiều giả định hạn chế của hồi quy OLS.
Phân tích so sánh cũng được sử dụng như là một phương pháp để so sánh các kết quả
nghiên cứu thực nghiệm được tiến hành trên các công ty Croatian và Slovenia. Phân tích so
sánh theo kiểu so sánh và tương phản, trong đó các kết quả cho cả hai nước đều có trọng số
như nhau, nhằm tìm ra sự khác biệt quan trọng cũng như sự tương đồng trong các hoạt động
quản trị rủi ro tài chính và các lý thuyết phòng ngừa rủi ro được thông qua bởi các công ty
Croatian và Slovenia.
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 11
4. NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Giả thuyết nghiên cứu
Đầu tiên tác giả cho rằng phòng ngừa rủi ro có thể làm tăng giá trị của công ty bằng
cách giảm chi phí liên quan kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của nợ, thuế dự kiến và thị
trường vốn bất hảo. Tiền đề được biết đến như giả thuyết tối đa hóa lợi ích cổ đông và được
kiểm tra trong các giả định sau.
- Lập luận của việc giảm chi phí kiệt quệ tài chính có nghĩa là những lợi ích của
phòng ngừa rủi ro lớn hơn khi yêu cầu tài sản cố định cao hơn trong cơ cấu vốn của
công ty (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; Haushalter, 2000).
- Chi phí đại diện của nợ lập luận rằng các lợi ích của phòng ngừa rủi ro lớn hơn khi
đòn bẩy của công ty và vấn đề bất cân xứng thông tin cao hơn (Mayers và Smith,
1982, 1987; MacMinn, 1987; MacMinn và Han, 1990; Bessembinder, 1991;
Dobson và Soenen, 1993; Minton và Schrand, 1999; Haushalter và cộng sự, 2002).
- Những lý luận về nguồn tài trợ bên ngoài tốn kém ngụ ý rằng các lợi ích của phòng
ngừa rủi ro lớn hơn khi các quyền chọn tốc độ tăng trưởng nhiều hơn trong các cơ
hội đầu tư của công ty (Froot và cộng sự, 1993; Getzy và cộng sự, 1997; Gay và
Nam, 1998; Minton và Schrand, 1999; Allayannis và Ofek, 2001; Haushalter và

cộng sự, 2002).
- Giả thuyết thuế cho thấy những lợi ích của phòng ngừa rủi ro càng lớn khi mà xác
suất thu nhập trước thuế của công ty nằm trong vùng biểu thuế lũy tiến càng cao, và
giá trị tổn thất thuế mang sang của công ty, các khoản tín dụng thuế đầu tư và các
quy định khác của biểu thuế càng lớn (Froot và cộng sự, 1993; Nance và cộng sự,
1993; Mian, 1996; Graham và Smith, 1996).
- Ngoài ra, thông tin và chi phí giao dịch, quy mô kinh tế lập luận ngụ ý rằng các
công ty lớn hơn sẽ có nhiều khả năng để tự phòng ngừa rủi ro (Nance và cộng sự,
1993; Dolde, 1995; Mian, 1996; Getzy và cộng sự, 1997; Haushalter, 2000). Vì vậy,
một mối tương quan dương giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và quy mô công ty,
đòn bẩy tài chính, vấn đề bất cân xứng thông tin, cơ hội đầu tư (tăng trưởng) và
thuế dự kiến đã được dự đoán.
- Giả thuyết tối đa hóa lợi ích nhà quản lý. Tác giả cho rằng, do thực tế là các nhà
quản lý của một công ty bị giới hạn khả năng để đa dạng hóa các vị thế tài sản cá
nhân của mình, nắm giữ các chứng khoán và vốn hóa các khoản thu nhập từ nghề
nghiệp, họ có động cơ mạnh mẽ để tự phòng ngừa rủi ro (Amihud và Lev, 1981;
Stulz, 1984; Smith và Stulz, 1985; Tufano, 1996; Fatemi và Luft, 2002). Tác giả
kiểm tra giả thuyết rằng các nhà quản lý sở hữu lượng cổ phần lớn muốn quản trị
rủi ro hơn, trong khi những người có quyền chọn nắm giữ cổ phiếu muốn quản trị
rủi ro ít hơn. Ngoài ra, các công ty với các nhà quản lý trẻ tuổi và những công ty có
các nhà quản lý có nhiệm kỳ ngắn hơn trong công việc sẽ có xu hướng quản trị rủi
ro nhiều hơn (Breeden và Viswanathan, 1996; DeMarzo và Duffie, 1995; Tufano,
1996).
- Giả thuyết liên quan đến các chính sách tài chính thay thế được xem xét thay cho
phòng ngừa rủi ro công ty bởi vì chúng làm giảm thuế dự kiến, chi phí giao dịch,
hoặc chi phí đại diện (Froot và cộng sự, 1993, Smithson và Chew, 1992; Nance và
cộng sự, 1993). Tác giả đưa ra giả định rằng khả năng công ty sử dụng các công cụ
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 12
quản trị rủi ro thấp hơn khi tài sản của công ty có tính lỏng nhiều hơn, và trả cổ tức
của công ty là cao hơn.

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

Xếp hạng tín nhiệm của một công ty được đánh giá bởi các cơ quan xếp hạng đại diện
cho vấn đề bất cân xứng thông tin. Biến đã được mã hoá là “1” cho các công ty có xếp hạng tín
nhiệm và “0” nếu không có. Các doanh nghiệp có xếp hạng tín nhiệm đã chịu sự giám sát nhiều
hơn của thị trường vốn và do đó được giả định đối mặt với sự bất cân xứng thông tin ít hơn
những công ty không có xếp hạng nợ (Barclay và Smith, 1995b). Các công ty có xếp hạng tín
nhiệm được dự đoán sẽ phòng ngừa rủi ro ít hơn, trong khi các công ty có sự bất cân xứng
thông tin lớn hơn sẽ được hưởng lợi rất nhiều từ hoạt động quản trị rủi ro (DeMarzo và Duffie,
1995; Haushalter, 2000). Hệ số của biến này được dự đoán là mang dấu âm.
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 13
Đại diện khác sử dụng cho các vấn đề bất cân xứng thông tin là tỷ lệ phần trăm cổ
phiếu công ty thuộc sở hữu của nhà đầu tư của tổ chức. DeMarzo và Duffie (1995), Tufano
(1996) và Getzy (1997) đã dự đoán rằng số lượng cổ phần thuộc sở hữu của nhà đầu tư tổ chức
nhiều hơn có liên quan tích cực đến sự sẵn có của thông tin, và do đó liên quan tiêu cực đến
khả năng phòng ngừa rủi ro. Do đó, tác giả dự đoán rằng hệ số biến này là mang dấu âm với
quyết định phòng ngừa rủi ro.
c. Chi phí tài trợ bên ngoài
Cơ hội đầu tư (tăng trưởng) được đo bằng tỷ số chi tiêu đầu tư trên giá trị sổ sách của
tài sản (Haushalter, 2000; Froot và cộng sự, 1993; DeMarzo & Duffie, 1995; Getzy & cộng sự,
1997; Smith & Stulz, 1985), và tỷ lệ chi tiêu đầu tư so với giá trị tổng doanh thu (DeMarzo và
Duffie, 1995; Froot và cộng sự, 1993; Getzy và cộng sự, 1997; Smith và Stulz, 1985; Dolde,
1995). Các hệ số của các biến được dự báo sẽ là mang dấu dương.
d. Thuế
Để kiểm tra giả thuyết thuế, các thước đo hàm thuế hiệu lực của công ty được sử dụng
như: tổng giá trị thuế do thua lỗ mang sang và mang lui (Nance và cộng sự, 1993), tổng giá trị
thuế do thua lỗ mang sang và mang lui trên tổng tài sản (Smith & Stulz, 1985; Getzy & cộng
sự, 1997; Tufano, 1996) (Nance & cộng sự, 1993), các khoản tín dụng thuế đầu tư sử dụng để
bù đắp thuế thu nhập phải nộp. Nếu một công ty có thuế mang sang, thuế mang lui hoặc các
khoản tín dụng thuế đầu tư thì biến nhị phân sẽ nhận giá trị 1, và 0 nếu ngược lại (Allayannis
và Ofek, 2001). Các hệ số tất cả các biến trên được dự báo sẽ là mang dấu dương.
e. Lợi ích của nhà quản lý

Mức độ tài sản của công ty được sở hữu bởi các nhà quản lý đại diện cho lợi ích của
nhà quản lý được đo lường theo hai cách: Giá trị sổ sách vốn chủ sở hữu của công ty thuộc sở
hữu của ban quản lý (Tufano, 1996; Getzy & cộng sự, 1997). Tỷ lệ cổ phiếu của công ty được
nắm giữ bởi ban quản lý (Hoyt và Khang, 2000; Haushalter, 2000). Các ưu đãi cho các nhà
quản lý để phòng ngừa rủi ro nên được tăng trong cả hai biến (Smith & Stulz, 1985), do đó các
hệ số được dự báo sẽ là mang dấu dương.
Mức độ mà quyền chọn được sử dụng để thưởng các nhà quản lý được đo bằng một
biến nhị phân nhận giá trị 1 nếu các nhà quản lý của công ty sở hữu quyền chọn cổ phiếu và 0
nếu ngược lại. Tác giả đã dự đoán đại lượng này tương quan âm với quy mô phòng ngừa rủi ro.
Thước đo đại diện cho sự ghét rủi ro của người quản lý – tuổi nhà quản lý và nhiệm kỳ
hoặc vốn nhân lực trao cho công ty (Tufano, 1996). Tác giả đã dự đoán rằng các nhà quản lý
trẻ tuổi và các nhà quản lý có nhiệm kỳ ngắn hơn trong công việc sẽ có xu hướng quản trị rủi
ro nhiều hơn.
f. Chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro
Để kiểm tra giả thuyết về chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro, tác giả đã sử dụng một
số thước đo được đề xuất bởi các tài liệu Cummins và cộng sự (2001) xem xét các khả năng mà
công ty đại chúng và công ty nội bộ có thể hành xử khác nhau liên quan đến quản lý rủi ro. Các
chủ sở hữu của các công ty nội bộ có thể có mức độ kiểm soát hành vi quản lý cao, và do đó, sẽ
có thể gắn kết lợi ích của các nhà quản lý với lợi ích của công ty. Tác giả kỳ vọng các chủ sở
hữu của các công ty nội bộ thích tối đa hóa giá trị. Tuy nhiên, cũng có thể là biểu hiện một mức
độ lo ngại rủi ro, dẫn đến tài sản của cổ đông được đa dạng hóa dưới mức tối ưu vì sự nắm giữ
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 14
của họ trong công ty. Để kiểm tra sự khác biệt giữa các công ty đại chúng và công ty nội bộ,
biến giả bằng 1 nếu là công ty đại chúng và 0 nếu khác. Nếu các công ty nội bộ có xu hướng sợ
rủi ro, hệ số của biến giả công ty đại chúng được dự đoán là mang dấu dương. Tuy nhiên, nếu
các công ty nội bộ chủ yếu theo đuổi tối đa hóa giá trị, biến này sẽ không có ý nghĩa về mặt
thống kê.
Đại diện cho chính sách cổ tức là tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty bằng cổ tức hàng năm
chi trả cho các cổ đông thường như một phần thu nhập sau thuế và lãi (Haushalter năm 2000;
Getzy & cộng sự, 1997). Tác giả đã giả định rằng tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty cao hơn thì

nhu cầu của công ty để phòng ngừa rủi ro là thấp hơn, bởi vì công ty không phải chịu thiếu hụt
tiền mặt (Nance & cộng sự, 1993).
Tỷ số thanh toán nhanh của công ty được coi là đại diện cho tính thanh khoản của công
ty, được xác định là tiền và chứng khoán ngắn hạn chia cho nợ ngắn hạn (Smith và Stulz, 1985;
Froot & cộng sự, 1993). Một thước đo thanh khoản của một công ty là tỷ lệ thanh khoản bằng
tài sản ngắn hạn chia nợ ngắn hạn (Nance & cộng sự, 1993). Hệ số cả ba biến được dự đoán là
mang dấu âm.
BẢNG TÓM TẮT KỲ VỌNG DẤU CỦA CÁC BIẾN NGHIÊN CỨU
Biến nghiên
cứu
Biến đại diện
Kỳ vọng dấu tác
động lên quyết định
phòng ngừa rủi ro
Chi phí kiệt
quệ tài chính
Tổng tài sản
+
Tổng doanh thu
Nợ dài hạn/Tổng tài sản
Nợ dài hạn/ VCSH
EBIT/I
Chi phí đại
diện
Xếp hạng tín nhiệm
+
TL cổ phiếu thuộc sở hữu NĐT tổ chức
Chi phí tài trợ
bên ngoài
Chi tiêu đầu tư/Tổng tài sản

+
Chi tiêu đầu tư/Tổng doanh thu
Thuế
Tổng giá trị thuế do thua lỗ mang sang và mang lui
+
Tổng giá trị thuế do thua lỗ mang sang và mang lui/
Tổng tài sản
Tín dụng thuế đầu tư
Lợi ích nhà
quản lý
Giá trị VCSH thuộc NQL
+
TL cổ phiếu thuộc sở hữu NQL
Quyền chọn mua CP
Tuổi quản lý
Số nhiệm kỳ quản lý
Chiến lược
thay thế
Công ty đại chúng
-
Tỷ lệ chi trả cổ tức
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 15
phòng ngừa
rủi ro
Tỷ số thanh toán nhanh
Tỷ số thanh khoản
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 16
Trong bảng dưới đây tác giả trình bày thống kê mô tả các biến, sử dụng trong phân tích
đơn biến trong mô hình hồi quy logistic cho mẫu Croatian và Slovenia.
Bảng 1

Thống kê mô tả các biến độc lập –Mẫu Croatian.
N Minimum Maximum Mean Std. deviation Skewness Std.error
Statistic Statistic Statistic Statistic Statistic Statistic
Tổng tài sản 49 3117 3,796,086 262,189.67 599,929.59 4.848 .340
Tổng doanh thu bán hàng 49 162 1,304,680 129,032.61 213,620.29 4.321 .340
Nợ/tổng tài sản 49 .0569 1.6767 .536147 .310749 1.001 .340
Nợ dài hạn/Tổng tài sản 48 .0000 .7240 .217236 .182465 1.112 .343
Nợ dài hạn/Vốn CSH 48 −3.1860 22.9220 1.592013 4.072219 4.042 .343
Tỷ số thanh toán lãi vay 44 −13.7689 120.2259 9.966513 23.660138 3.692 .357
Tỷ lệ cổ phần thuộc sở hữu bởi NĐT tổ chức 48 .0000 .7250 0.06776 .145301 2.983 .343
Tiền và tương đương tiền/Tổng tài sản 48 .0006 .3599 0.07488 0.0874973 1.522 .343
Chi tiêu đầu tư/Tổng tài sản 49 .0000 .5642 0.0885203 0.0105411 2.501 .340
Chi tiêu đầu tư/Tổng doanh thu 49 .0000 4.1468 .229198 .609356 5.830 .340
Chi phí R&D/ Tổng tài sản 47 .0000 .0546 0.0454177 0.0109967 3.030 .347
Tổng giá trị thuế do thua lỗ mang sang và
mang lui 49 .00 988,041 41,355.8980 159,879.3119 5.029 .340
Tổng giá trị thuế do thua lỗ mang sang và
mang lui/Tổng tài sản 49 .0000 31.1823 .714151 4.451312 6.962 .340
Tín dụng thuế đầu tư 48 .00 9660 298.3125 1438.9671 6.187 .343
VCSH thuộc sở hữu của nhà quản lý 49 .0 108,566.0 7010.596 18,523.473 4.239 .340
Tỷ lệ cổ phần thuộc sở hữu của nhà quản lý 49 .000 1.000 .19263 .33858 1.775 .340
Số nhiệm kỳ nhà quản lý 49 2 38 12.35 10.36 1.095 .340
Tỷ lệ chi trả cổ tức 43 .00 .98 .1550 .2663 1.605 .361
Tỷ số thanh toán nhanh 48 .0009 6.2500 .547654 1.044173 3.947 .343
Tỷ số thanh khoản 49 .0216 25.6076 2.680185 3.959613 4.443 .340
Tỷ lệ cổ phần thuộc sở hữu của nhà đầu tư
nước ngoài 49 .0000 1.0000 .245890 .370236 1.171 .340
Nguồn: dữ liệu khảo sát ở Croatian.
Các biến được trình bày theo giá trị tuyệt đối có đơn vị tính là 1000 Euro.
Bảng 2

Thống kê mô tả các biến độc lập –Mẫu Slovenian.
N Minimum Maximum Mean Std. deviation Skewness Std. error
Statistic Statistic Statistic Statistic Statistic Statistic
Tổng tài sản 41 12,194 1,179,145 151,221.51 236,982.42 3.089 .369
Tổng doanh thu bán hàng 41 14,094 1,754,016 141,072.39 275,470.64 5.286 .369
Nợ/tổng tài sản 41 .0456 .9967 .406892 .206677 .284 .369
Nợ dài hạn/Tổng tài sản
41 .0000 .3069 .121320 9.21496E−02 .407 .369
Nợ dài hạn/Vốn CSH 41 .0000 .8407 .280353 .261797 .861 .369
Tỷ số thanh toán lãi vay 40 −95.0833 564.3571 19.742316 91.284027 5.677 .374
Tỷ lệ cổ phần thuộc sở hữu bởi NĐT tổ chức 40 .00 100.00 17.6833 28.3987 1.786 .374
Tiền và tương đương tiền/Tổng tài sản 41 .0003 .2499 3.62719E-02 5.23842E-02 2.480 .369
Chi tiêu đầu tư/Tổng tài sản 41 .0000 .2336 7.19644E−02 5.62824E−02 .744 .369
Chi tiêu đầu tư/Tổng doanh thu 41 .0000 .7295 8.43506E-02 .119113 4.251 .369
Chi phí R&D/ Tổng tài sản 35 .0000 .0591 1.19042E−02 1.65807E−02 1.422 .398
Tổng giá trị thuế do thua lỗ mang sang và
mang lui 40 .00 1696.00 42.4400 268.1548 6.325 .374
Tổng giá trị thuế do thua lỗ mang sang và
mang lui/Tổng tài sản 40 .0000 .0500 1.25292E−03 7.90787E−03 6.325 .374
Tín dụng thuế đầu tư 38 .00 26,978.00 2656.2105 5196.7128 3.571 .383
VCSH thuộc sở hữu của nhà quản lý 41 .0 78,375.0 2505.265 12,247.611 6.244 .369
Tỷ lệ cổ phần thuộc sở hữu của nhà quản lý 39 .00 100.00 4.8815 17.9650 4.705 .378
Tuổi của quản lý 40 2 5 3.25 .95 .023 .374
Số nhiệm kỳ quản lý 38 3 37 15.14 9.73 .675 .383
Tỷ lệ chi trả cổ tức 38 .00 160.00 23.7161 38.0949 1.873 .383
Tỷ số thanh toán nhanh 41 −.5976 3.0000 .221750 .534335 3.828 .369
Tỷ số thanh khoản 41 −10.8570 20.0000 1.896927 3.696341 2.075 .369
Tỷ lệ cổ phần thuộc sở hữu của nhà đầu tư
nước ngoài 40 .00 100.00 23.0070 40.1712 1.291 .374
Nguồn: dữ liệu khảo sát ở Slovenian

Các biến được trình bày theo giá trị tuyệt đối có đơn vị tính là 1000 Euro.
4.3. Kết quả nghiên cứu
4.3.1. Phân tích đơn biến
Theo kiểm định so sánh giá trị trung bình của những công ty có và không có phòng
ngừa rủi ro ở Crotian, thì chúng khác nhau ở biến đại diện cho chính sách tài chính thay thế
chiến lược phòng ngừa rủi ro. Những công ty phòng ngừa rủi ro có tỷ số thanh toán nhanh lớn
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 17
hơn, tức là khả năng thanh khoản ngắn hạn của những công ty này cao hơn những công ty
không phòng ngừa rủi ro. Tác giả cho rằng chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro không được
xem như một chiến lược quản trị rủi ro đặc biệt, nhưng các chính sách tài chính thay thế cũng
có thể làm giảm rủi ro cho doanh nghiệp mà không cần phải tiến hành các hoạt động quản trị
rủi ro (Nance 1993, Tufano 1996, Getzy 1997). Do đó, khi công ty có các chính sách tài chính
thay thế, nó sẽ ít thực hiện phòng ngừa rủi ro. Trái với dự báo, kết quả đã chỉ ra một mối tương
quan dương giữa quyết định phòng ngừa và biến giải thích đại diện cho chính sách tài chính
thay thế, những công ty càng có khả năng thanh khoản cao thì càng có động cơ phòng ngừa rủi
ro nhiều. Cùng kết quả, Froot và cộng sự (1993) đã dự đoán một mối tương quan dương giữa
khả năng thanh khoản và việc phòng ngừa rủi ro, lý giải rằng tính thanh khoản không phải là
chiến lược thay thế phòng ngừa mà là thước đo của các nguồn tài trợ nội bộ sẵn có. Người ta
cũng cho rằng mối tương quan dương giữa quyết định phòng ngừa và tỷ số thanh toán nhanh là
do giả thiết về những bất hảo của thị trường vốn và nguồn tài trợ đắt đỏ bên ngoài chứ không
phải bởi nhân tố chiến lược thay thế phòng ngừa. Do đó giả định về chiến lược thay thế phòng
ngừa nên bị bác bỏ trong trường hợp của những công ty ở Croatian. Tuy nhiên kết quả này
không được ủng hộ bởi phân tích tương quan (không có ý nghĩa thống kê).
Bảng 3
Kiểm định t cho mẫu độc lập – Croatian hedgers/non-hedgers.
Levene’s test for
equality of
Variances
t-Test for equality
of means

Group statistics
F Sig. T Sig. (2-tailed) Number of Mean Std. deviation
Analysed
Companies
Quick ratio
−1.473
Equal variances assumed 4.531 .039 .147 Nonhedgers 13 .187749 .252538
Equal variances not assumed −2.317 .026 Hedgers 35 .681333 1.190270
Kết quả kiểm định đơn biến cho rằng những công ty phòng ngừa rủi ro không có khác
biệt với những công ty không phòng ngừa về chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của vay
nợ, thị trường vốn bất hảo, các khoản mục ưu đãi về thuế hoặc lợi ích nhà quản lý. Do đó,
nghiên cứu này bác bỏ tất cả những giả thiết nghiên cứu về tối đa hóa giá trị cổ đông cũng như
tối đa hóa lợi ích của nhà quản lý đối với nhưng công ty ở Croatian.
So sánh kết quả phân tích đơn biến của Croatian với kết quả của phân tích khám phá ở
Slovenian thì thấy rằng những lý thuyết phòng ngừa được kiểm định có ít khả năng dự báo về
chương trình quản trị rủi ro ở cả 2 quốc gia. Kiểm định đơn biến thấy rằng các công ty có
phòng ngừa ở Slovenian khác với những công ty không phòng ngừa ở hệ số của biến giả công
ty đại chúng, đại diện cho chiến lược thay thế phòng ngừa. Mối tương quan dương giữa quyết
định phòng ngừa và hệ số biến giả của những công ty đại chúng đưa đến kết luận rằng những
công ty có cổ phiếu được niêm yết trên sàn sẽ có nhiều động cơ để phòng ngừa trong khi
những công ty nội bộ thì không lo ngại rủi ro nên không phòng ngừa. Điều này trái với dự báo
của tác giả trong giả định về hành vi khác nhau của những công ty đại chúng và công ty nội bộ
liên quan tới quản trị rủi ro (Stulz 1984, Smith và Stulz 1985, Froot 1993, Cummins 2001). Kết
quả này không được ủng hộ bằng phân tích tương quan. Những kết quả khác chỉ ra rằng những
công ty phòng ngừa ở Slovenian không khác so với những công ty không phòng ngừa về chi
phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của vay nợ, bất hảo của thị trường vốn, các khoản mục
ưu đãi về thuế hoặc lợi ích nhà quản lý. Do đó bài nghiên cứu bác bỏ tất cả những giả định
nghiên cứu liên quan tới giả thuyết tối đa hóa giá trị cổ đông và giả thuyết tối đa hóa lợi ích
nhà quản lý cho những công ty ở Slovenian.
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 18

Bảng 4
Kiểm định t cho mẫu độc lập – Slovenian hedgers/non-hedgers.
Levene’s test for
t-Test for equality of
means Group statistics
equality of
variances
F Sig. t Sig. (2-tailed)
Number of
analysed
companies Mean Std. deviation
Company
listed on the
stock-
exchange
−1.406
Equal
variances
assumed 13.355 .001 .168 Nonhedgers 9 .00 .00
Equal
variances not
assumed −2.675 .012 Hedgers
32
.19 .40
4.3.2. Phân tích đa biến
Ước lượng hồi quy logistic nhị thức để phân biệt giữa các biến giải thích cho quyết định
phòng ngừa rủi ro. Những biến được kiểm định trong phân tích đa biến dựa trên những yếu tố
đã trình bày trong mục 2. Trong mô hình logistic, để kiểm định liệu quyết định có phòng ngừa
hay không, tác giả sử dụng một hàm gồm 6 nhân tố: chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện,
bất hoàn hảo của thị trường vốn, thuế, lợi ích nhà quản lý và những thay thế phòng ngừa. Bởi

vì những yếu tố này thích hợp để đo lường một số đặc tính của doanh nghiệp nên tác giả sẽ ước
lượng hồi quy logistic riêng cho tất cả những kết hợp có thể được của những biến này cho mỗi
giả thiết dự báo. Trong các yếu tố chính, năm yếu tố đầu tiên được dự báo là có mối tương
quan dương với quyết định phòng ngừa của công ty. Đó là, chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí
đại diện, những bất hoàn hảo của thị trường vốn, thuế, lợi ích nhà quản lý càng lớn thì khả
năng doanh nghiệp tham gia vào các hoạt động phòng ngừa rủi ro càng cao. Yếu tố thứ sáu là
chiến lược thay thế phòng ngừa được kỳ vọng có mối tương quan âm với quyết định phòng
ngừa rủi ro. Biến phụ thuộc được mã hóa là “1” nếu công ty có phòng ngừa rủi ro và “0” cho
trường hợp ngược lại.
Mối quan hệ giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và các nhân tố ảnh hưởng có thể được
trình bày theo một hàm như sau:
Hedge = f(FC, AC, CEF, T, MU, HS)
Trong đó:
Hedge là biến nhị phân, bằng 1 nếu công ty có phòng ngừa và 0 nếu không phòng ngừa,
FC là xác suất kiệt quệ tài chính hoặc phá sản của công ty, AC là chi phí đại diện của vay nợ,
CEF là chi phí tài trợ bên ngoài, T là độ lồi của hàm thuế, MU là mức tài sản của các nhà quản
lý đầu tư vào công ty, HS là mức độ những chiến lược thay thế phòng ngừa được công ty sử
dụng.
Bảng 5 báo cáo kết quả phân tích đa biến liên quan đến khả năng phòng ngừa của
những công ty được phân tích ở Croatian. Những biến độc lập bao gồm: tổng doanh số bán
hàng đại diện cho quy mô và chi phí tài chính, xếp hạng nợ đại diện cho chi phí đại diện của
vay nợ, chi tiêu đầu tư trên tài sản đại diện cho chi phí tài trợ từ bên ngoài, tổng giá trị của
khoản thuế thua lỗ chuyển sang đại diện cho động cơ thuế, tỷ lệ cổ phần được sở hữu bởi các
nhà quản lý công ty đại diện cho lợi ích nhà quản lý và tỷ số thanh toán nhanh đại diện cho
những thay thế phòng ngừa. Các biến đại diện này đều có giá trị t có ý nghĩa thống kê và phù
hợp nhất với các ý tưởng xây dựng trong mô hình hồi quy logistic. Ngoài mô hình trên, tác giả
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 19
đã tạo ra được nhiều đại diện thích hợp để đo lường các đặc tính của công ty nên tất cả những
kết hợp có thể có của các biến này đều được ước lượng bằng hồi quy logistic riêng biệt.
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 20

Bảng 5
Kết quả phân tích đa biến – mẫu Croatian
Number of selected cases: 49
Number rejected because of missing data: 1
Number of cases included in the analysis: 48
Independent variables
FINCOST2 Total sales revenues
AGCOST1 Credit rating
CEF2 Investment expenditures-to-assets ratio
TAX1 Total value of tax loss carry-forward and carry backs
SUBSTIT3 Quick ratio
MNGUTIL2 Share of the company owned by management
Estimation terminated at iteration number 7 because
Log Likelihood decreased by less than .01 percent
−2 log likelihood 26.268
Goodness of Fit 26.163
Cox and Snell – R
2
.463
Nagelkerke – R
2
.671
Chi-square Df Significance
Model 29.805 6 .0000
Block 29.805 6 .0000
Step 29.805 6 .0000
Chi-square df Significance
Hosmer and Lemeshow Goodness-of-Fit Test
Goodness-of-fit test 5.1031 8 .7465
Variables in the equation

Variable B S.E. Wald df Sig R
FINCOST2 1.64E−05 1.162E−05 2.0035 1 .1569 .0079
AGCOST1 9.2589 4.3783 4.4721 1 .0345 .2100
CEF2 47.3943 22.4482 4.4575 1 .0347 .2093
TAX1 −1.1E−06 6.311E−06 .0278 1 .8675 .0000
SUBSTIT3 1.5195 1.2838 1.4008 1 .2366 .0000
MNGUTIL2 −8.5670 3.9033 4.8172 1 .0282 −.2241
Constant −2.5073 1.3908 3.2500 1 .0714
No ountliers found
Mô hình hồi quy đa biến những công ty ở Croatian cho thấy rằng quyết định phòng
ngừa của doanh nghiệp có liên quan đến xếp hạng tín nhiệm của công ty, tỷ lệ chi tiêu đầu tư
trên tài sản và tỷ lệ cổ phiếu của các công ty được nắm giữ bởi nhà quản lý. Xếp hạng tín
nhiệm biểu hiện cho chi phí đại diện của vay nợ. Trong giả thiết nghiên cứu, tác giả cho rằng
những công ty được xếp hạng tín nhiệm thì ít phòng ngừa. Mà chi phí đại diện của vay nợ liên
quan đến mức độ của bất cân xứng thông tin trong công ty, các công ty với mức độ bất cân
xứng thông tin lớn sẽ có nhiều động cơ phòng ngừa rủi ro bằng cách chuyển dịch rủi ro hoặc
đầu tư dưới mức. Bằng chứng tìm thấy không phù hợp với những dự báo liên quan đến chi phí
đại diện của vay nợ, bởi vì biến phụ thuộc có tương quan dương với xếp hạng tín nhiệm trong
mô hình của tác giả, dẫn đến kết luận rằng các công ty có xếp hạng tín nhiệm sẽ ưa thích phòng
ngừa rủi ro. Điều này trái với kết quả của DeMarzo và Duffie (1995) và Haushalter (2000), họ
đã chứng minh rằng các công ty với xếp hạng tín nhiệm sẽ phòng ngừa ít, trong khi đó những
công ty không có xếp hạng tín nhiệm thì bất cân xứng thông tin lớn sẽ có lợi hơn nếu thực hiện
quản trị rủi ro. Biến thay thế khác đại diện cho chi phí đại diện (tỷ lệ cổ phần được nắm giữ bởi
các nhà quản lý công ty) cũng không cho thấy sự tương thích nào với việc phòng ngừa rủi ro.
Tỷ số chi tiêu đầu tư trên tài sản cho thấy cơ hội đầu tư của công ty được dùng để kiểm
định giả thiết rằng các công ty có phòng ngừa rủi ro nhiều khả năng là đang có các cơ hội đầu
tư lớn (Froot 1993, Getzy 1997, Allayannis và Ofek 2001). Giả thuyết chính cho rằng khi
nguồn tài trợ bên ngoài (nợ và /hoặc vốn chủ sở hữu) trở nên đắt đỏ thì những công ty cần vốn
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 21
đầu tư sẽ phòng ngừa dòng tiền của họ để tránh sự thiếu hụt vốn, bởi tình trạng này có thể

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

các biến khác trong giả thiết là không mạnh.
Bảng 6 là kết quả của phân tích đa biến về khả năng phòng ngừa rủi ro và những nhân
tố ảnh hưởng của các công ty ở Slovenia. Các biến độc lập xác định trước gồm tổng doanh thu
đại diện cho quy mô và chi phí tài chính, xếp hạng tín nhiệm biểu thị cho chi phí đại diện, chi
tiêu đầu tư trên tài sản đại diện cho tài trợ bên ngoài, tổng lỗ thuế mang sang đại diện cho động
cơ về thuế, tỷ lệ số cổ phần trong công ty của nhà quản lý nắm giữ đại diện cho lợi ích nhà
quản lý, và khả năng thanh toán nhanh đại diện cho các chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro.
Những biến này được cho là phù hợp nhất với mô hình hồi quy logistic. Biến phụ thuộc được
gán giá trị “1” nếu doanh nghiệp có phòng ngừa rủi ro và giá trị “0” nếu ngược lại.
Bảng 6
Kết quả phân tích đa biến – mẫu Slovenian.
Number of selected cases: 40
Number rejected because of missing data: 2
Number of cases included in the analysis: 38
Independent variables
FINCOST2 Total sales revenues
AGCOST1 Credit rating
CEF2 Investment expenditures-to-assets ratio
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 22
TAX1 Total value of tax loss carry-forward and carry backs
MNGUTIL1 Value of equity owned by managers
SUBSTIT3 Quick ratio
Estimation terminated at iteration number 9 because
Log Likelihood decreased by less than .01 percent
−2 log likelihood 16.542
Goodness of Fit 15.928
Cox and Snell – R
2
.448
Nagelkerke – R

2
.697
Chi-square Df Significance
Model 22.571 6 .0010
Block 22.571 6 .0010
Step 22.571 6 .0010
Chi-square
df
Significance
Hosmer and Lemeshow Goodness-of-Fit Test
Goodness-of-fit test 1.7025 8 .9888
Variables in the equation
Variable B S.E. Wald df Sig R
FINCOST2 .0001 5.504E−05 3.7022 1 .0543 .2086
AGCOST1 1.1796 1.3441 .7701 1 .3802 .0000
CEF2 −32.6534 17.2962 3.5642 1 .0590 −.2000
TAX1 .0041 .0402 .0105 1 .9184 .0000
MNGUTIL1 .0002 .0007 .1312 1 .7172 .0000
SUBSTIT3 5.2395 3.3843 2.3968 1 .1216 .1007
Constant −2.7620 2.2990 1.4434 1 .2296
No outliers found
Kết quả mô hình hồi quy tại Slovenia cho thấy không có biến giải thích nào có ý nghĩa
thống kê, do đó kết luận rằng quyết định phòng ngừa rủi ro của các công ty ở Slovenia không
phụ thuộc vào bất kỳ lý thuyết dự đoán nào về quyết định phòng ngừa. Bằng chứng thực
nghiệm cũng thất bại trong việc kiểm định bất kỳ giả thiết nào. Tác giả kiểm định tính mạnh
mẽ của kết quả này bằng cách hồi quy logistic riêng biệt cho tất cả các kết hợp biến giải thích.
Cần nhấn mạnh rằng trong mô hình hồi quy mà các giá trị ngoại lai không được kiểm soát thì
tổng doanh thu đại diện cho quy mô gần như có ý nghĩa với p-value = 0.0503. Khi bỏ đi phần
dư được chuẩn hóa từ mô hình (đây là một trong những giả định quan trọng của mô hình hồi
quy logistic và độ tin cậy của kết quả) thì tổng doanh thu không còn có ý nghĩa (p=0.0543).

Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 23
5. KẾT LUẬN
5.1. Kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu đã đưa ra một kết luận quan trọng rằng, những nhân tố phòng ngừa
rủi ro được khai thác có ít khả năng lý giải việc quyết định quản trị rủi ro của các công ty phi
tài chính tại Slovenia và Croatian. Bằng chứng thực nghiệm dựa trên phân tích đơn biến và đa
biến giữa quyết định phòng ngừa và chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện, chi phí tài trợ
bên ngoài, thuế, lợi ích nhà quản lý và những chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro đã không
hỗ trợ cho bất kỳ giả thuyết kiểm định nào ngoại trừ giả thuyết sự bất hoàn hảo của thị trường
vốn và chi phí tài trợ bên ngoài có thể đo lường bằng tỷ số chi tiêu đầu tư trên tài sản. Kết quả
này nhất quán với những kết luận của Bessembinder (1991), Froot. (1993), Dobson & Soenen
(1993), Nance. (1993), Getzy. (1997) và Allayannis & Ofek (2001) và nghiên cứu dự đoán rằng
quyết định phòng ngừa rủi ro của công ty tương quan dương với việc đo lường các cơ hội đầu
tư (tăng trưởng). Nghiên cứu này đã chứng minh rằng lợi ích của việc phòng ngừa rủi ro càng
lớn khi các lựa chọn tăng trưởng trong các cơ hội đầu tư càng cao bởi vì việc giảm tính biến
động của dòng tiền bằng những biện pháp phòng ngừa rủi ro sẽ cải thiện khả năng có đủ nguồn
vốn nội bộ đáp ứng cho đầu tư mà không phải từ bỏ những dự án mang lại lợi nhuận hay phải
gánh chịu các chi phí giao dịch cho việc tiếp cận các nguồn vốn từ bên ngoài. Lưu ý rằng một
biến khác (tỷ lệ chi tiêu đầu tư trên tổng doanh thu) được sử dụng để kiểm định giả thiết thị
trường vốn bất hảo không có ý nghĩa thống kê trong việc phân tích sự khác biệt giữa những
công ty có sử dụng và không sử dụng phái sinh. Những kết quả này cho thấy mối quan hệ giữa
việc phòng ngừa rủi ro và sự bất hảo của thị trường vốn là không mạnh. Do đó, kết quả này nên
được xem xét một cách kỹ lưỡng. Nhìn chung, dữ liệu dù tốt nhất cũng chỉ giải thích được rất ít
cho các dự đoán của giả thuyết kiểm định. Những giả thuyết khác về quy mô doanh nghiệp và
chi phí kiệt quệ tài chính dự kiến không cho thấy sự tương thích nào trong việc giải thích các
quyết định phòng ngừa rủi ro của các công ty ở Croatian. Việc phân tích hồi quy đơn biến và đa
biến cho các công ty ở Slovenia không có ý nghĩa thống kê, vì vậy tác giả kết luận rằng không
có bất kỳ sự phụ thuộc nào vào các lý thuyết dự báo về phòng ngừa rủi ro.
Hơn nữa, các phân tích cũng đã chỉ ra mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa quyết định
phòng ngừa rủi ro và các lý thuyết phòng ngừa rủi ro khác, nhưng những mối quan hệ này lại

có dấu trái ngược với kỳ vọng. Tiến hành kiểm định đơn biến và đa biến đối với các giả thuyết
về những chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro nhận thấy rằng các công ty có phòng ngừa rủi
ro ở Croatian có tỷ số thanh toán nhanh lớn hơn. Do đó, tác giả không chỉ bác bỏ giả định rằng
những công ty có mức thanh khoản càng thấp thì càng có nhiều động cơ để thực hiện phòng
ngừa rủi ro, mà còn chứng minh các công ty có tính thanh khoản càng cao thì càng có khả năng
phòng ngừa rủi ro. Tuy nhiên, cũng có tranh luận là những công ty sử dụng các kỹ thuật phòng
ngừa rủi ro đã cải thiện được khả năng thanh khoản của mình. Rất khó để phân biệt mối quan
hệ nhân quả giữa tính thanh khoản và việc phòng ngừa rủi ro. Liệu tính thanh khoản ảnh hưởng
đến quyết định phòng ngừa rủi ro hay ngược lại. Cuối cùng, bởi vì phòng ngừa rủi ro có ảnh
hưởng cùng chiều với hiệu quả hoạt động của công ty nên cần xem xét kỹ kết quả này.
Tương quan dương giữa quyết định phòng ngừa rủi ro của các công ty ở Slovenia và hệ
số hồi quy của biến giả công ty đại chúng dẫn tới một kết luận rằng những công ty niêm yết cổ
phiếu trên sàn sẽ có nhiều động cơ để phòng ngừa rủi ro trong khi những công ty cổ phần nội
bộ thì không e ngại rủi ro nên hệ số của biến giả công ty cổ phần nội bộ sẽ mang dấu âm. Do
đó, những giả thuyết về hành vi khác nhau của những công ty đại chúng và công ty cổ phần nội
bộ đối với việc quản trị rủi ro đã được chứng minh là có liên quan nhưng nó bị bác bỏ vì mối
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 24
quan hệ này lại trái ngược. Đó là những công ty đại chúng lại có xu hướng e ngại rủi ro hơn
các công ty cổ phần nội bộ. Trong thực tế, bất chấp ý kiến cho rằng số lượng những cổ đông
của công ty đại chúng lớn, kết quả của nghiên cứu cho thấy có đến 64.7% những công ty
nghiên cứu tại Slovenia được sở hữu bởi những cổ đông lớn, có nghĩa là những cổ đông này
nắm giữ nhiều hơn 50% cổ phiếu công ty và có khả năng chi phối việc kinh doanh. Vì thế có
một tranh cãi rằng các cổ đông lớn của công ty có ít khả năng đa dạng tài sản và do đó biểu
hiện sự e ngại rủi ro. Một cách giải thích khác cho dấu dương của hệ số biến giả của công ty
đại chúng có thể cho thấy trong thực tế những công ty đại chúng mà e ngại rủi ro sẽ phát đi một
tín hiệu tốt cho nhà đầu tư trong thị trường tài chính cũng như những cổ đông bởi vì một công
ty quản lý tốt độ nhạy cảm rủi ro sẽ được xem như một khoản đầu tư ít rủi ro hoặc một đối tác
kinh doanh tốt hơn. Tuy nhiên, các lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm không ủng hộ cho
tranh luận này, có nghĩa là lý giải này hoàn toàn dựa trên ý kiến của tác giả.
Một giả thiết khác mà có dấu trái ngược giữa tối đa hóa lợi ích của nhà quản lý với giả

thuyết chi phí đại diện của nợ trong trường hợp công ty Croatian. Mô hình hồi quy đa biến cho
thấy quyết định phòng ngừa của công ty có tương quan dương với xếp hạng tín nhiệm và tương
quan âm với số lượng cổ phần mà nhà quản lý nắm giữ. Vì vậy kết luận rằng những công ty
Croatian được xếp hạng tín nhiệm sẽ ít có sự bất cân xứng thông tin và có xu hướng phòng
ngừa rủi ro hơn. Tác giả cho rằng mối tương quan dương của quyết định phòng ngừa và mức
độ xếp hạng tín nhiệm của công ty có thể giải thích trên thực tế hoạt động quản trị rủi ro có tác
động cùng chiều với xếp hạng tín nhiệm của công ty, bởi vì một công ty quản lý tốt độ nhạy
cảm rủi ro hiện hữu được xem như khoản đầu tư ít rủi ro hoặc một đối tác kinh doanh tốt hơn.
Tuy nhiên các lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm không ủng hộ cho tranh luận này, có nghĩa
là lý giải này hoàn toàn dựa trên ý kiến của tác giả và những nghiên cứu tiếp theo nên tiến hành
kiểm định giả truyết này.
Thêm nữa, những công ty mà các nhà quản lý càng nắm giữ nhiều cổ phiếu của công ty
thì càng ít có xu hướng phòng ngừa rủi ro. Tuy nhiên, cần nhấn mạnh rằng có một sự khó khăn
trong việc sử dụng các biến số của những bài nghiên cứu khác (Smith và Stulz, 1985; Tufano,
1996; Getzy và cộng sự, 1997; Gay và Nam, 1998; Haushalter, 2000) để đại diện cho mức độ
những quyền chọn được sử dụng trong các kế hoạch “thù lao” cho nhà quản lý, đã cản trở việc
kiểm tra liệu những quyền chọn được nắm giữ bởi nhà quản lý của các công ty ở Croatian thực
sự có ảnh hưởng không, vì trên thực tế những nhà quản lý nắm giữ cổ phần công ty sẽ không e
ngại rủi ro và ít thực hiện phòng ngừa rủi ro. Thông tin về việc nắm giữ các quyền chọn của
nhà quản lý không có sẵn trên thị trường như trường hợp các công ty ở Croatian và nhà quản lý
không sẵn lòng trả lời những thông tin này trong bản khảo sát. Do đó, tác giả cho rằng mối
quan hệ nghịch biến giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và số lượng cổ phần được nắm giữ bởi
nhà quản lý có thể được giải thích bằng thực tế, ngoài việc nắm giữ cổ phiếu, những nhà quản
lý tại Croatian cũng có thêm những điều khoản dạng như quyền chọn. Điều này đã được chứng
minh (Tufano, 1996; Gay and Nam, 1998) rằng những nhà quản lý có nhiều quyền chọn thì sẽ
ít phòng ngừa rủi ro hơn. Smith and Stuzl (1985) khẳng định rằng các kế hoạch thù lao cho nhà
quản lý có ảnh hưởng tới sự lựa chọn phòng ngừa rủi ro. Họ tranh luận rằng mức lợi ích kỳ
vọng của tài sản nhà quản lý có thể thể hiện bằng một hàm lồi của lợi nhuận dự kiến của công
ty khi nhà quản lý sở hữu những quyền chọn chưa thực hiện. Vì vậy, các kế hoạch thù lao càng
có nhiều quyền chọn thì nhà quản lý phòng ngừa rủi ro càng ít. Trong trường hợp này, những

nhà quản lý có thể lựa chọn tăng rủi ro của công ty để tăng giá trị quyền chọn của họ. Tranh
luận này chỉ dựa trên ý kiến của tác giả chứ không có bằng chứng thực nghiệm, những nghiên
cứu sau nên tiến hành xác nhận tranh luận này.
Tác giả cho rằng những đặc tính của các công ty ở Croatian và Slovenia có thể được
Nhóm 4 – TCDN Đêm 3 25