CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG TỚI QUYẾT ĐỊNH PHÒNG NGỪA RỦI RO DOANH NGHIỆP BẰNG CHỨNG TỪ CÁC CÔNG TY CROATIA VÀ SLOVENIA

GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 1

Mục lục
TÓM TẮT 2
1. Giới thiệu 2
1.1 Lý do chọn đề tài 2
1.2 Mục tiêu nghiên cứu 3
2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây 3
2.1 Chi phí kiệt quệ tài chính 3
2.2 Chi phí đại diện 4
2.3 Thuế 5
2.4 Tài trợ chi phí bên ngoài 6
2.5. Lợi ích của nhà quản lý 7
2.6. Quy mô công ty 8
2.7.Chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro 8
3.PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 9
3.1.Dữ liệu nghiên cứu 9
3.2.Phương pháp nghiên cứu 11
4.NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 12
4.1 Giả thuyết nghiên cứu 12
4.2.Các biến nghiên cứu 13
4.3. Kết quả nghiên cứu 19
5.KẾT LUẬN 27
5.1.Kết quả nghiên cứu 27
5.2 Điểm mạnh của bài nghiên cứu 30
5.3.Hạn chế của bài nghiên cứu 30
TÀI LIỆU THAM KHẢO 36

GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 2


CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG TỚI QUYẾT ĐỊNH PHÒNG NGỪA RỦI RO DOANH
NGHIỆP: BẰNG CHỨNG TỪ CÁC CÔNG TY CROATIA VÀ SLOVENIA
TÓM TẮT
Bài nghiên cứu trình bày các kết quả về các yếu tố tác động tới các quyết định quản
trị rủi ro trong các công ty phi tài chính lớn tại Croatia và Slovenia. Nghiên cứu cho thấy
rằng những lý do cơ bản cho việc phòng ngừa rủi ro được nghiên cứu có khả năng giải
thích rất thấp đối với các quyết định quản trị rủi ro của các công ty tại Croatia và
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 các chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại
diện, chi phí tài trợ bên ngoài, thuế, độ thỏa dụng nhà quản lý và các chiến lược thay thế
phòng ngừa.
Trong các công ty phi tài chính Croatian, bằng chứng 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;
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 3

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.
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 kết quả nghiên cứu trước đây
2.1 Chi phí kiệt quệ tài chính
Lý thuyết đầu tiên cho rằng nhờ giảm tính bất ổn của dòng tiền, các công ty có thể giảm
chi kiệt quệ tài chính (Mayers và Smith, 1982; Myers, 1984; Stulz, 1984; Smith và Stulz,
1985; Shapiro và Titman, 1998). Trong định đề MM, chi phí kiệt quệ tài chính được giả
định là không tốn chi phí. Do đó, xác suất xảy ra kiệt quệ tài chính không ảnh hưởng giá
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 4

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.
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ

Nhóm 2– Cao học K23
Trang 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.
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
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 6

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 Tài trợ chi phí 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.
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
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 7

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.
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
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 8

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

GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 9

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.
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
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 10

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.
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
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 11

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.Phương pháp nghiên cứu
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
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 12

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.
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,

GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 13

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 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
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 14

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
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.
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
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 15

lợi rất nhiều từ hoạt động quản trị rủi ro (DeMarzo và Duffie, 1995; Haushalter,
2000). Hệ số của biến này được dự đoán là mang dấu âm.
Đại diện khác sử dụng cho các vấn đề bất cân xứng thông tin là tỷ lệ phần trăm cổ
phiếu công ty thuộc sở hữu của nhà đầu tư của tổ chức. DeMarzo và Duffie (1995),
Tufano (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.
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.
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.
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).
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 16

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.
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 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).
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 17

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
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
phòng
ngừa rủi ro
Công ty đại chúng
-
Tỷ lệ chi trả cổ tức
Tỷ số thanh toán nhanh
Tỷ số thanh khoản



GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ

Nhóm 2– Cao học K23
Trang 18

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.er
ror


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 quả
n

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.

GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ

Nhóm 2– Cao học K23
Trang 19

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


Analysed



Compani
es



Quick ratio


−1.473


Equal variances assumed

4.531

.039

.147

Nonhedger

s

13

.187749

.25
253
8

Equal variances not assumed


−2.317

.026

Hedgers

35

.681333

1.1
902
70


GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ

Nhóm 2– Cao học K23
Trang 20

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.
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

S
i
g

.

t

Sig. (2-
tailed)


Number of
analysed
companies

Me
an

Std.
deviation


Company listed on the stock-exchange


−1.406




Equal variances assumed

13.355

.
0
0
1

.168

Nonhedge
rs

9
.00

.00

Equal variances not assumed



−2.675

.012

Hedgers

32
.19

.40

GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 21

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
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 22

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


Significanc
e


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
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 23

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 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
GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 24

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.

GVHD: GS-TS.TRẦN NGỌC THƠ


Nhóm 2– Cao học K23
Trang 25

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


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).