Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Các nhân tố tác động đến quyết định phòng ngừa rủi ro tài chính của các doanh nghiệp Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM --------------------

TRẦN THẢO DUYÊN

CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH PHÒNG NGỪA RỦI RO TÀI CHÍNH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2014

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH

--------------------

TRẦN THẢO DUYÊN

CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH

PHÒNG NGỪA RỦI RO TÀI CHÍNH CỦA

CÁC DOANH NGHIỆP VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính- Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

GS.TS TRẦN NGỌC THƠ

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2014

MỤC LỤC DANH MỤC HÌNH VẼ BẢNG BIỂU

MỤC LỤC

TÓM TẮT

1. GIỚI THIỆU ........................................................................................ 2

2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY ........................ 5

2.1. Cơ sở lý thuyết ........................................................................................ 5

2.1.1. Rủi ro tài chính ............................................................................... 5

2.1.2. Phòng ngừa rủi ro ........................................................................... 7

2.1.3. Quản trị rủi ro và hoạt động quản trị rủi ro .................................... 7

2.1.4. Mục tiêu phòng ngừa rủi ro. ......................................................... 12

2.1.5. Các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro .......... 13

2.2. Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm ............................................... 20

3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU..................................................... 25

3.1. Giả thiết nghiên cứu .............................................................................. 25

3.2. Dữ liệu .................................................................................................. 27

3.3. Phương pháp nghiên cứu ...................................................................... 28

3.4. Các biến nghiên cứu ............................................................................. 30

4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU. ............................................................... 37

4.1. Thống kê mô tả. .................................................................................... 37

4.2. Kết quả nghiên cứu. .............................................................................. 46

4.2.1. Phân tích đơn biến. ....................................................................... 46

4.2.2. Phân tích đa biến. ......................................................................... 48

5. KẾT LUẬN ......................................................................................... 55

5.1. Kết luận bài nghiên cứu ........................................................................ 55

5.2. Hạn chế của bài nghiên cứu .................................................................. 57

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

TÓM TẮT

Bài viết trình bày kết quả nghiên cứu về các nhân tố tác động đến các quyết

định phòng ngừa rủi ro của các công ty phi tài chính ở Việt Nam. Mẫu dữ liệu thu thập bao gồm báo cáo tài chính của 103 doanh nghiệp lớn trong năm 2013(1) ước

lượng bằng mô hình hồi quy logictis nhị thức. Kết quả dựa trên mối quan hệ thực

nghiệm đơn biến và đa biến của quyết định tự phòng ngừa trong các công ty phi tài

chính ở Việt Nam là chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí tài trợ bên ngoài, lợi ích về

thuế, sở hữu của nhà quản lý, chi trả cổ tức, chính sách phòng ngừa rủi ro thay thế,

bất cân xứng thông tin và quy mô doanh nghiệp.

Kết quả cho ba biến quy mô công ty, chi phí tài trợ bên ngoài và chính sách tài

chính thay thế cung cấp ý nghĩa thống kê tuy nhiên chỉ có quy mô doanh nghiệp đủ

bằng chứng thực nghiệm giải thích cho quyết định phòng ngừa hàm ý rằng khi quy

mô doanh nghiệp càng lớn lại càng chú trọng đến hoạt động phòng ngừa rủi ro

nhiều hơn.

Bên cạnh đó, biến được kỳ vọng – công cụ phòng ngừa rủi ro thay thế mà cụ thể

là tỷ lệ thanh toán bằng tiền mặt có mối tương quan dương với hoạt động quản trị

rủi ro hàm ý việc duy trì thanh khoản là một thước đo cho tính khả dụng của quỹ

(1) Nguồn: VNR500-Top 500 doanh nghiệp lớn nhất Việt Nam www.vnr500.com.vn/bang-

xep-hang?ref=vnr500-top-500-doanh-nghiep-tu-nhan-lon-nhat-viet-nam

nội bộ để ứng phó với những tình huống không thể lường trước.

1. GIỚI THIỆU

Rủi ro tài chính - rủi ro đối với một công ty xuất phát từ biến động các nhân tố

giá cả thị trường - trực tiếp hoặc gián tiếp ảnh hưởng đến giá trị của một công ty.

Cho dù đó là một công ty đa quốc gia với rủi ro tỷ giá hối đoái, công ty vận tải với

rủi ro giá nhiên liệu, hay công ty có đòn bẩy tài chính cao với rủi ro lãi suất, cách

thức quản lý và mức độ giảm thiểu các rủi ro này hiện nay thường đóng một vai trò

quan trọng trong sự thành công hay sự thất bại của một doanh nghiệp. Do đó,

chúng ta có thể coi rằng quản lý rủi ro tài chính là một trong những chức năng

quan trọng nhất của công ty vì nó góp phần vào việc thực hiện các mục tiêu chính

– tối đa hóa sự giàu có của cổ đông công ty. Vì vậy tôi quyết định chọn đề tài

nghiên cứu “Các nhân tố tác động đến quyết định phòng ngừa rủi ro tài chính

của các doanh nghiệp Việt Nam” để thực hiện luận văn của mình.

Trong một thời gian dài người ta tin rằng quản trị rủi ro của công ty không tác

động đến giá trị doanh nghiệp và tranh luận các ý kiến đó dựa vào mô hình định

giá tài sản vốn (Sharpe, 1964; Lintner, 1965; Mossin, 1966) và định đề MM

(Modigliani và Miler, 1958). Mặc dù thực tế rằng, theo danh mục đầu tư hiện đại

và lý thuyết tài chính doanh nghiệp, phòng ngừa rủi ro không làm thay đổi giá trị

của công ty nhưng các nhà quản lý tài chính rất quan tâm đến tổn thất của công ty

xuất phát từ những rủi ro. Để giải thích cho sự không thống nhất giữa lý thuyết và

thực tiễn, thị trường vốn không hoàn hảo được sử dụng để biện luận cho tính liên

quan của chức năng quản lý rủi ro doanh nghiệp đến giá trị doanh nghiệp. Hai

hướng giải thích cho mối quan tâm của các nhà quản lý với việc quản trị rủi ro

doanh nghiệp được xây dựng. Giải thích đầu tiên tập trung vào quản lý rủi ro là

một phương pháp để tối đa hóa giá trị cổ đông, trong khi hướng thứ hai tập trung

vào quản lý rủi ro là một phương pháp để tối đa hóa lợi ích cá nhân của nhà quản

lý.

Mục tiêu của bài nghiên cứu đưa ra bằng chứng thực nghiệm mới về các yếu tố

tác động đến phòng ngừa rủi ro thông qua thực tiễn về hoạt động quản lý rủi ro tại

các công ty ở Việt Nam, hỗ trợ cho việc giải thích mâu thuẫn giữa lý thuyết và

thực tiễn. Giả thuyết giải thích quyết định phòng ngừa rủi ro được kiểm định thông

qua mối tương quan với các yếu tố trong công ty được đưa ra.

Dựa vào kết quả nghiên cứu thực nghiệm của D.M Sprcic, Z.Sevic (2011) (2) câu

hỏi nghiên cứu được đưa ra: Liệu quyết định phòng ngừa rủi ro có bị ảnh hưởng

bởi quy mô doanh nghiệp, chi phí đầu tư bên ngoài, chính sách cổ tức, mức độ

thanh khoản, tình trạng bất cân xứng thông tin, tỷ lệ cổ phiếu của nhà quản lý, chi

phí kiệt quệ tài chính và các ưu đãi về thuế hay không?

Nghiên cứu thực nghiệm tiến hành trên mẫu gồm 103 công ty phi tài chính theo

bảng xếp hạng 500 doanh nghiệp lớn nhất Việt Nam-VNR500 đã đáp ứng đầy đủ

các tiêu chí cần thiết của biến độc lập. Dữ liệu cần thiết để khám phá thực trạng

phòng ngừa rủi ro tại các công ty phân tích được thu thập từ hai nguồn: từ báo cáo

thường niên và thuyết minh báo cáo tài chính trong năm 2013 được phân tích bằng

cách sử dụng kiểm định t-test, hồi quy logistic nhị thức (hồi quy logit) được thực

hiện để xác định các biến giải thích có khả năng giải thích cho quyết định phòng

ngừa rủi ro.

Nghiên cứu này khác với nhiều nghiên cứu trước đó bằng cách áp dụng một

định nghĩa toàn diện hơn về phòng ngừa rủi ro cho các công ty ở Việt Nam. Hầu

hết các nghiên cứu trước đây, phòng ngừa rủi ro chỉ xoay quanh việc sử dụng công

cụ phái sinh và phớt lờ các phương pháp phòng ngừa rủi ro (Nance và cộng sự,

1993; Dolde, 1995; Geczy và cộng sự, 1997; Howton và Perfect, 1998; Graham và

Rogers, 2002), bài viết mở rộng phân tích các công cụ phòng ngừa rủi ro thay thế

(2) D.,M.,Sprcic, Z.,Sevic, 2011. Determinants of corporate hedging decision: Evidence from

Croatian and Slovenian companies. Research in International Business and Finance 26 (2012). (3) Trích dẫn từ: Kedia, S. and Mozumdar, A., ‘Foreign currency denominated debt: an empirical

investigation’, Journal of Business, Vol. 76, 2003.

sẽ được cụ thể ở phần sau.

Phù hợp với quan điểm này, nghiên cứu Kedia và Mozumdar (2003)(3) xác định

“hedgers” gồm các công ty sử dụng phương pháp phòng ngừa rủi ro phái sinh hoặc

phi phái sinh. Phòng ngừa rủi ro bằng công cụ phái sinh chủ yếu được tiến hành ở

các quốc gia phát triển, ở nước ta kỹ thuật này chưa được phổ biến; do đó các công

ty phòng ngừa bằng các biện pháp phi phái sinh. Kỹ thuật phòng ngừa rủi ro phi

phái sinh bao gồm việc sử dụng các khoản nợ ngoại tệ đóng vai trò như một hình

thức phòng ngừa tự nhiên cho doanh thu nước ngoài, phát hành các khoản nợ lãi

suất cố định để ổn định lãi suất thanh toán và việc duy trì lượng tiền mặt hoặc

tương đương tiền hợp lý…

Luận văn sẽ tiếp tục với các nội dung sau:

Phần 2: Tổng quan nghiên cứu trước đây bao gồm: cơ sở lý thuyết và các nghiên

cứu thực nghiệm về các yếu tố tác động quyết định phòng ngừa rủi ro doanh

nghiệp.

Phần 3: Phương pháp nghiên cứu gồm: giả thuyết nghiên cứu, dữ liệu nghiên

cứu, biến nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu.

Phần 4: Kết quả nghiên cứu.

(3) Trích dẫn từ: Kedia, S. and Mozumdar, A., ‘Foreign currency denominated debt: an empirical

investigation’, Journal of Business, Vol. 76, 2003.

Phần 5: Kết luận.

2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

2.1. Cơ sở lý thuyết

2.1.1. Rủi ro tài chính

Rủi ro tài chính là rủi ro phát sinh từ độ nhạy cảm của các nhân tố giá cả thị

trường như lãi suất, tỷ giá, giá cả hàng hóa, chứng khoán, đòn bẩy tài chính… tác

động đến thu nhập của doanh nghiệp.

Rủi ro thị trường

Rủi ro thị trường là rủi ro mà giá trị hợp lý của các luồng tiền trong tương lai

của một công cụ tài chính sẽ biến động theo những thay đổi của giá thị trường. Giá

thị trường có bốn loại rủi ro: rủi ro lãi suất, rủi ro tiền tệ, rủi ro giá hàng hóa và rủi

ro về giá khác, chẳng hạn như rủi ro về giá cổ phần. Công cụ tài chính bị ảnh

hưởng bởi rủi ro thị trường bao gồm các khoản vay và nợ, tiền gửi và các khoản

đầu tư sẵn sàng để bán.

Rủi ro lãi suất

Rủi ro lãi suất là rủi ro mà giá trị hợp lý hoặc các luồng tiền trong tương lai của

một công cụ tài chính sẽ biến động theo những thay đổi của lãi suất thị trường. Rủi

ro thị trường do thay đổi lãi suất của doanh nghiệp chủ yếu liên quan đến các

khoản nợ phải trả có lãi suất thả nổi của doanh nghiệp. Chẳng hạn khi lạm phát xảy

ra, lãi suất tiền vay tăng đột biến, những tính toán, dự kiến trong kế hoạch kinh

doanh ban đầu bị thay đổi. Tùy thuộc vào lượng tiền vay của doanh nghiệp, mức

độ ảnh hưởng của rủi ro lãi suất cũng sẽ khác nhau.

Rủi ro tỷ giá

Rủi ro tỷ giá là sự thay đổi tỷ giá ngoại tệ mà doanh nghiệp không thể dự báo

trước. Mô hình phát triển kinh tế nước ta hiện nay hướng mạnh về xuất khẩu, do

vậy rủi ro tỷ giá có tác động rất lớn đến hoạt động của các doanh nghiệp. Đối với

các công ty Việt Nam, rủi ro tỷ giá càng đáng ngại hơn do thị trường tài chính

chưa phát triển những công cụ phòng ngừa rủi ro đủ mạnh. Đặc biệt các doanh

nghiệp Việt Nam lại không có thói quen phòng ngừa rủi ro tỷ giá, bất chấp những

biến động mạnh trong trong tỷ giá USD/VND kể từ cuộc khủng hoảng kinh tế toàn

cầu.

Rủi ro giá hàng hóa

Khi các doanh nghiệp mua, bán hàng hóa theo hợp đồng cố định giá trong một

thời gian dài, nền kinh tế có tỷ lệ lạm phát cao, giá cả hàng hóa thay đổi hàng ngày

sẽ là một rủi ro đáng quan tâm. Đối với đa số doanh nghiệp sản xuất, sản phẩm đầu

ra thường ký hợp đồng theo đơn hàng trước khi sản xuất, giá cả đầu vào tăng,

nhưng giá bán cố định trước, nguy cơ thua lỗ là rất lớn.

Cùng với quá trình mở cửa thị trường theo các cam kết gia nhập WTO, biến

động giá cả hàng hóa ở nước ta ngày càng trở nên khó lường. Thực tế trong các

năm 2007, 2008 vừa qua, giá cả của nhiều loại hàng hóa có sự biến động rất mạnh,

điển hình như: giá xăng dầu, giá các mặt hàng nông hải sản xuất khẩu (cá basa,

tôm, gạo, cà phê, tiêu, hạt điều, cao su...), giá vật liệu xây dựng (thép, xi măng,

gạch ngói, cát, đá...) và giá cả nhiều loại hàng hóa khác.

Rủi ro tín dụng

Rủi ro tín dụng là rủi ro mà một bên tham gia trong một công cụ tài chính hoặc

hợp đồng khách hàng không thực hiện các nghĩa vụ của mình, dẫn đến tổn thất về

tài chính. Doanh nghiệp có rủi ro tín dụng từ các hoạt động kinh doanh của mình

chủ yếu đối với các khoản phải thu khách hàng và từ hoạt động tài chính của mình,

bao gồm tiền gửi ngân hàng, nghiệp vụ ngoại hối và các công cụ tài chính khác.

Rủi ro thanh khoản

Rủi ro thanh khoản đề cập đến những tổn thất khi doanh nghiệp tiến hành

chuyển đổi tài sản thành các công cụ tài chính dựa trên định giá của thị trường.

Việc chuyển đổi này có thể bao gồm việc bán tài sản cố định, hoặc sử dụng tài sản

cố định vào các hợp đồng thế chấp cho các khoản vay từ ngân hàng. Rủi ro thanh

khoản trong các quyết định tài chính này phần lớn phát sinh từ sự thiếu nắm bắt về

thị trường.

2.1.2. Phòng ngừa rủi ro

Là việc công ty nào đó sử dụng các công cụ phái sinh để làm giảm độ bất ổn của

giá cả, biến rủi ro kém chấp nhận được thành rủi ro có thể chấp nhận.

Phòng ngừa rủi ro phi phái sinh bao gồm việc sử dụng các khoản nợ ngoại tệ

đóng vai trò như một hình thức phòng ngừa tự nhiên cho doanh thu nước ngoài,

phát hành các khoản nợ lãi suất cố định để ổn định lãi suất thanh toán và việc duy

trì lượng tiền mặt hoặc tương đương tiền hợp lý…

2.1.3. Quản trị rủi ro và hoạt động quản trị rủi ro

Quản trị rủi ro là khái niệm rộng hơn phòng ngừa rủi ro. Không chỉ dừng ở việc

sử dụng công cụ phái sinh để giảm thiểu rủi ro giống với phòng ngừa rủi ro, quản

trị rủi ro còn nhận diện được mức độ rủi ro công ty đang gánh chịu để điều chỉnh

rủi ro theo mong muốn.

Quản trị rủi ro chiến thuật

Quản trị rủi ro chiến thuật là cách mà doanh nghiệp dựa trên quan điểm của

mình hoặc thực hiện các hoạt động kinh doanh chênh lệch, hoặc sử dụng các công

cụ các công cụ phái sinh cao cấp như hợp đồng quyền chọn lãi suất để thực hiện

các chiến thuật nhằm làm giảm chi phí tài trợ. Ở điều kiện như Việt Nam như hiện

nay, chủ yếu cách thức quản trị rủi ro chiến thuật theo quan điểm để làm giảm chi

phí tài trợ.

Ví dụ: Nếu chúng ta dự đoán cấu trúc kỳ hạn của lãi suất là dốc lên, tức là lãi

suất dài hạn cao hơn ngắn hạn, chúng ta nên đi vay ở ở ngắn hạn và cho vay kỳ

hạn dài hơn. Trên thực tế cấu trúc kỳ hạn dốc lên. Khi đó, chúng ta nên có thể

tham gia vào một hợp đồng hoán đổi để nhận được khoản thanh toán với lãi suất

thả nổi liên quan đến một loại trái phiếu dài hạn và sau đó tiếp tục tham gia vào

một hợp đồng hoán đổi liên quan đến loại trái phiếu ngắn hạn để thanh toán lãi

suất thả nổi ngắn hạn.

Quản trị rủi ro chiến lược

Quản lý rủi ro làm giảm chi phí kiệt quệ tài chính thông qua giảm biến

động dòng tiền

Quản trị rủi ro làm giảm biến động của dòng tiền kỳ vọng và do đó cũng làm

giảm độ bất ổn trong giá trị công ty. Điều này cũng có nghĩa quản trị rủi ro sẽ làm

giảm xác suất mà công ty phải đối mặt với khả năng kiệt quệ tài chính.

Vấn đề chi phí kiệt quệ tài chính sẽ giảm tới mức độ nào phụ thuộc hoàn toàn

vào xác suất xuất hiện kiệt quệ tài chính và độ lớn của kiệt quệ tài chính. Nếu xác

suất kiệt quệ tài chính càng cao hoặc chi phí kiệt quệ tài chính gây ra càng lớn,

điều hiển nhiên là công ty của bạn sẽ càng nhận được nhiều lợi ích từ việc quản trị

rủi ro.

Chi phí kiệt quệ tài chính có hai thành phần chính. Thành phần thứ nhất là các

chi phí liên quan đến việc mất khả năng chi trả, phá sản, tái cấu trúc hoặc thanh lý

tài sản. Thành phần thứ hai là các chi phí gián tiếp do những thay đổi trong động

cơ hoặc những đòi hỏi mang tính áp đặt của các chủ nợ làm ảnh hưởng đến các

hoạt động của công ty.

Nhưng ngay cả khi không xin phá sản, tình trạng kiệt quệ tài chính cũng có thể

áp đặt chi phí kiệt quệ tài chính gián tiếp lên công ty một cách đáng kể. Các chi phí

gián tiếp này bao gồm chi phí cao hơn để công ty ký kết hợp đồng với khách hàng,

nhân viên và nhà cung ứng, từ đó nhấn mạnh quản trị rủi ro làm tăng giá trị công

ty.

Dễ thấy nhất khi chúng ta nhìn vào chi phí mà công ty phải ký kết với khách

hàng khi nhìn vào tác động của chi phí kiệt quệ tài chính. Nếu khách hàng giảm sút

niềm tin vào công ty do lo ngại xác suất xảy ra kiệt quệ tài chính, họ sẽ từ bỏ công

ty để tìm đến đối thủ cạnh tranh.

Tác động của kiệt quệ tài chính đối với chi phí ký kết hợp đồng với khách hàng

là dễ nhìn thấy nhất. Các công ty cung cấp các hợp đồng về dịch vụ hoặc bảo trì

thường ký kết hợp đồng dài hạn hơn với khách hàng. Nếu khả năng tồn tại của

công ty giảm đi, các khách hàng thường giảm bớt giá trị các hợp đồng và gần như

họ sẽ từ bỏ công ty và tìm đến các đối thủ cạnh tranh.

Nếu có thể thuyết phục khách hàng tiềm năng rằng khả năng xảy ra kiệt quệ tài

chính đã được giảm bớt, công ty có thể làm tăng giá trị các hợp đồng dịch vụ và

bảo trì ký kết với khách hàng. Quá trình làm tăng giá trị như thế được phản ánh

vào dòng tiền của công ty và trong mức giá cả mà khách hàng sẵn sàng trả cho sản

phẩm. Những lợi ích tiềm tàng này dường như lớn hơn với các công ty sản xuất

sản phầm dựa trên lòng tin liên quan đến các lĩnh vực cung cấp dịch vụ, bảo trì

máy móc thiết bị, kinh doanh bất động sản cao cấp, tài chính ngân hàng, dược

phẩm. Vì nếu các công ty trên rơi vào tình trạng kiệt quệ tài chính họ sẽ có xu

hướng gian lận về chất lượng hơn các công ty có tình hình tài chính lành mạnh. Do

đó khả năng kiệt quệ tài chính cao hơn.

Trong nghiên cứu của MM, kiệt quệ tài chính được giả định là không có. Do đó,

làm thay đổi khả năng kiệt quệ tài chính không tác động đến giá trị công ty. Nếu

kiệt quệ tài chính là tốn kém, các doanh nghiệp có động lực 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 lợi nhuận doanh nghiệp. Bằng cách giảm sự thay

đổi của dòng tiền của một công ty hay lợi nhuận kế toán, phòng ngừa rủi ro làm

giảm xác suất, và nhờ đó làm giảm chi phí kiệt quệ tài chính. Ngoài ra, Smith và

Stulz (1985) đã lập luận rằng, trong khi việc giảm chi phí kiệt quệ tài chính làm

tăng giá trị công ty, nó làm tăng giá trị cổ đông hơn nữa bằng cách nâng cao khả

năng vay nợ của công ty. Quản trị rủi ro của công ty giảm chi phí kiệt quệ tài

chính, dẫn đến tỷ lệ nợ tối ưu cao hơn và tấm chắn thuế của vốn vay bổ sung làm

tăng thêm giá trị của công ty. Lý thuyết này đã được thực nghiệm chứng minh bởi

rất nhiều tác giả, Campbell và Kracaw (1987), Bessembinder (1991), Dolde

(1995), Mian (1996) và Haushalter (2000).

Quản lý rủi ro làm tăng giá trị công ty thông qua tác động làm giảm thuế

Nếu hàm thuế công ty có dạng lồi, quản trị rủi ro có thể làm giảm thuế kỳ vọng

của công ty. Hàm thuế có dạng lồi khi ở mức thu nhập cao hơn, doanh nghiệp chịu

thuế suất biên hiệu lực cao hơn. Và đường biểu diễn thuế càng lồi thì lợi ích về

thuế càng lớn. Có nhiều nguyên nhân dẫn đến hàm thuế lồi. Thứ nhất, tính lũy tiến

của thuế thu nhập doanh nghiệp theo luật định tạo ra độ lồi hàm số thuế. Thứ hai là

sự tồn tại của các khoản mục ưu đãi thuế. Các khoản này bao gồm khoản lỗ được

khấu trừ thuế mang sang và mang lui, các khoản nợ thuế đầu tư (ưu đãi đầu tư

được khấu trừ trực tiếp vào thuế). Vì doanh nghiệp luôn muốn tận dụng các khoản

mục ưu đãi về thuế này nên tấm chắn thuế là nguyên nhân chính dẫn đến hàm số

thuế có dạng lồi. Hoạt động phòng ngừa rủi ro có khả năng làm giảm biến động

của thu nhập trước thuế, từ đó làm giảm mức thuế phải nộp của doanh nghiệp vì

tận dụng được ưu thế của hàm thuế lồi, từ đó làm giá trị sau thuế của doanh nghiệp

tăng lên.

Nếu hàm thuế hiệu lực của doanh nghiệp có dạng lồi, phòng ngừa rủi ro có thể

làm cho dòng tiền hay lợi nhuận trước thuế cao hay thấp có dụng ý để ứng biến với

tiền thuế phải nộp. Ví dụ nếu cơ quan thuế quy định thu nhập trước thuế của công

ty A từ 50 triệu đến 90 triệu đồng, thuế suất là 10% và trên 90 triệu đồng thì thuế

suất lũy tiến là 20%. Nếu nền kinh tế suy thoái thì có 50% khả năng công ty có thu

nhập trước thuế là 50 triệu đồng (THẤP) và nếu nền kinh tế bùng nổ thì có 50%

khả năng công ty có thu nhập trước thuế 150 triệu (CAO).

Trong trường hợp phân phối xác suất đơn giản mà chúng ta thường thấy, thu

nhập trước thuế THẤP và thu nhập trước thuế CAO sẽ di chuyển về giá trị

TRUNG BÌNH là 100 triệu đồng. Nếu không phòng ngừa rủi ro, công ty sẽ phải

nộp khoản thuế trung bình hàng năm là 100 triệu đồng nhân cho thuế suất 20% là

20 triệu đồng.

Giả sử công ty A có chương trình phòng ngừa rủi ro hiệu quả và liên tục trong

nhiều thời kỳ, độ bất ổn giá cả sẽ giảm đi. Kết cục của một chương trình phòng

ngừa rủi ro như thế có khả năng làm cho thu nhập trước thuế của công ty A thấp

hơn mức trung bình 100 triệu đồng. Giả dụ thu nhập trước thuế nếu có phòng ngừa

rủi ro là 90 triệu (có thể hiểu một quyền chọn mua với phí quyền chọn có thể làm

cho thu nhập trước thuế năm nào đó diễn ra theo ý đồ của công ty là 90 triệu).

Công ty A chỉ phải nộp thuế ở mức 10% tức là chỉ nộp thuế 9 triệu đồng thay vì

nộp 20 triệu ở mức thu nhập trước thuế trung bình 100 triệu đồng với mức thuế lũy

tiến 20%.

Trong thực tế, nhiều công ty phòng ngừa rủi ro khéo léo để tính vào chi phí hợp

lý các khoản phí quyền chọn để làm cho thu nhập trước thuế của một thời điểm cụ

thể nào đó không vượt quá mức thuế lũy tiến cao.

Hình 2.1: Lợi ích về thuế và hoạt động phòng ngừa rủi ro

Quản trị rủi ro có thể làm tăng giá trị thông qua việc né tránh các trò chơi

Khi một công ty rơi vào tình trạng kiệt quệ tài chính thì các trò chơi sẽ xuất

hiện. Chẳng hạn trò chơi các cổ đông công ty từ bỏ những dự án có NPV dương -

trò chơi chuyển dịch rủi ro (sang cho trái chủ). Những dự án này tuy có NPV

dương nhưng vẫn không đủ dòng tiền để trả nợ, vì vậy các cổ đông sẽ chọn các dự

án có độ rủi ro cao hơn, lợi nhuận lớn nhưng xác suất thảnh công chỉ 1%. Và một

số trò chơi khác như thả mồi bắt bóng, thu tiền bỏ chạy, kéo dài thời gian, từ chối

góp vốn dù điều này làm cho giá trị doanh nghiệp tăng lên. Khi đó, các trái chủ đòi

hỏi phần bù rủi ro khi mua trái phiếu. Để thuyết phục trái chủ trả giá cao hơn cho

trái phiếu của công ty, cổ đông phải đảm bảo các trò chơi này sẽ không diễn ra.

Việc đảm bảo này thường được thực hiện bằng cách đính kèm những điều khoản

hạn chế với việc phát hành trái phiếu (hạn chế về cổ tức và các tỷ số nợ), phát hành

trái phiếu có tài sản đảm bảo (mở đường cho việc thay thế bằng tài sản), làm cho

các khoản nợ có tính chuyển đổi (để lợi ích cổ đông và trái chủ ngang hàng nhau),

phát hành cổ phiếu ưu đãi thay vì nợ (làm giảm xác suất mà các điều kiện trong

tương lai của thị trường dẫn đến không có khả năng chi trả).

Mâu thuẫn giữa trái chủ và cổ đông cũng có thể được giảm bớt nhờ hoạt động

quản trị rủi ro. Quản trị rủi ro làm giảm xác suất mất khả năng chi trả, vì vậy các

trái chủ tiềm năng sẽ sẵn sàng chi nhiều hơn để mua trái phiếu. Vì vậy, quản trị rủi

ro làm tăng thêm khả năng sử dụng nợ của công ty, hoặc làm giảm lãi vay mà công

ty gánh chịu.

2.1.4. Mục tiêu phòng ngừa rủi ro.

Mục tiêu đầu tiên và quan trọng nhất của phòng ngừa rủi ro là phải kiểm soát

được rủi ro. Đối với một quyết định đầu tư hay giao dịch kinh doanh cụ thể, có

nhiều rủi ro tiềm tàng cùng đe dọa xảy ra. Các rủi ro này có thể xảy ra, nhưng cũng

có thể không xảy ra, tác động của chúng có thể dao động từ rất lớn đến rất nhỏ.

Chúng có thể chỉ là đe dọa, nhưng cũng có thể làm cho doanh nghiệp bị tổn thất

nặng nề. Do vậy vấn đề ở đây là làm thế nào kiểm soát được rủi ro, giới hạn tác

động của nó trong phạm vi cho phép.

Biến rủi ro thành lợi thế, cơ hội thành công. Rủi ro không hoàn toàn chỉ có

nghĩa là thua lỗ hoặc thất bại, mà rủi ro cũng có thể tạo ra cơ hội để kiếm được lợi

nhuận. Do vậy một mục tiêu quan trọng khác của quản trị rủi ro là cần phải giúp

doanh nghiệp nhận thức đúng thực trạng rủi ro và khả năng chuyển đổi rủi ro thành

lợi thế. Trên cơ sở nhận thức này, doanh nghiệp sẵn sàng sử dụng các nguồn lực để

biến các rủi ro thành lợi thế, cơ hội thành công. Để đạt được mục tiêu này, doanh

nghiệp phải nỗ lực nâng cao năng lực, chủ động xây dựng được dự án đầu tư phù

hợp với năng lực của mình và chủ động phòng ngừa rủi ro ngay từ khi bắt đầu triển

khai kế hoạch kinh doanh. Doanh nghiệp cần xây dựng nhiều kịch bản, từ tốt nhất

"Các công ty quản trị rủi ro để giảm thuế, giảm chi phí phá sản, bởi vì các nhà quản trị

quan tâm đến tài sản của riêng họ, để tránh đầu tư lệch lạc, để thực hiện vị thế đầu cơ khi có

dịp, để kiếm được lợi nhuận kinh doanh chênh lệch hoặc để giảm rủi ro tín dụng và từ đó làm

giảm chi phí đi vay". PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang, Quản trị rủi ro tài chính, Nhà xuất bản

Thống kê năm 2007 (547)”

đến xấu nhất, để luôn giữ được khả năng chủ động ứng phó trong mọi trường hợp.

2.1.5. Các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro

Phòng ngừa rủi ro và chi phí kiệt quệ tài chính

Bằng cách giảm sự biến động của dòng tiền, doanh nghiệp có thể giảm chi phí

kiệt quệ tài chính (Mayers và Smith, 1982; Myers, 1984; Stulz, 1984; Smith và

Stulz, 1985; Shapiro và Titman, 1998). Trong thế giới MM, kiệt quệ tài chính được

giả định là không có. Do đó, làm thay đổi khả năng kiệt quệ tài chính không ảnh

hưởng đến giá trị công ty. Nếu kiệt quệ tài chính là tốn kém, các doanh nghiệp có

động lực để làm giảm xác suất xảy ra của nó, và phòng ngừa rủi ro là một trong

những phương pháp mà một công ty có thể làm giảm sự biến động của lợi nhuận

doanh nghiệp. Bằng cách giảm sự thay đổi của dòng tiền của một công ty hay lợi

nhuận kế toán, phòng ngừa rủi ro làm giảm xác suất, và nhờ đó làm giảm chi phí

dự kiến của kiệt quệ tài chính. Ngoài ra, Smith và Stulz (1985) đã lập luận rằng,

việc giảm chi phí kiệt quệ tài chính làm tăng giá trị công ty, nó làm tăng giá trị cổ

đông hơn nữa bằng cách đồng thời nâng cao khả năng vay nợ của công ty. Quản lý

rủi ro của công ty 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. Lý thuyết

này đã được thực nghiệm chứng minh bởi rất nhiều tác giả, Campbell và Kracaw

(1987), Bessembinder (1991), Dolde (1995), Mian (1996) và Haushalter (2000).

Phòng ngừa rủi ro và chi phí đại diện của nợ

Lý do thứ hai của phòng ngừa rủi ro cho thấy: bằng cách giảm sự biến động của

dòng tiền, các doanh nghiệp có thể giảm chi phí đại diện. Theo Dobson và Soenen

(1993) có ba lý do chính dựa trên chi phí đại diện để giải thích tại sao nhà quản lý

nên phòng ngừa rủi ro cho công ty. Đầu tiên, phòng ngừa rủi ro làm giảm sự không

chắc chắn bằng cách làm ổn định các dòng lưu chuyển tiền tệ do đó làm giảm chi

phí nợ của công ty. Vì chi phí đại diện phát sinh bởi các nhà quản lý, giả sử bất cân

xứng thông tin giữa nhà quản lý và trái chủ, phòng ngừa rủi ro sẽ gia tăng giá trị

của công ty. Vì vậy, việc quản lý là phải đưa ra lựa chọn hợp lý để phòng ngừa rủi

ro. Thứ hai, do sự tồn tại của vay nợ, dòng tiền được điều chỉnh ổn định đề phòng

ngừa rủi ro hối đoái sẽ có xu hướng giảm rủi ro cũng như vấn đề thiếu cơ hội đầu

tư (Jensen và Smith, 1985). Cuối cùng, phòng ngừa rủi ro làm giảm xác suất của

kiệt quệ tài chính và do đó làm tăng thời gian quan hệ hợp đồng giữa các cổ đông.

Bằng cách gia tăng danh tiếng cho công ty, phòng ngừa rủi ro đóng góp trực tiếp

vào việc cải thiện các vấn đề đạo đức của người đại diện. Lý thuyết này đã được

ủng hộ bởi rất nhiều tác giả, Campbell và Kracaw (1987), Bessembinder (1991),

Dolde (1995), Mian (1996) và Haushalter (2000).

Một lý thuyết quản lý khác về phòng ngừa rủi ro, dựa trên thông tin bất cân

xứng, đã được đưa ra bởi Breeden và Viswanathan (1996) và DeMarzo và Duffie

(1995), những người đã tập trung vào danh tiếng nhà quản lý. Trong cả hai mô

hình, nó được lập luận rằng các nhà quản lý thích tham gia vào các hoạt động quản

lý rủi ro để trau dồi kỹ năng của mình trên thị trường lao động. Breeden và

Viswanathan (1996) và DeMarzo và Duffie (1995) đã lập luận rằng giám đốc điều

hành trẻ tuổi và những người có nhiệm kỳ ngắn hơn có danh tiếng ít hơn so với các

nhà quản lý có tuổi và nhiệm kỳ dài hơn. Vì vậy, họ sẵn sàng nắm bắt các khái

niệm mới như quản lý rủi ro với mục đích để thể hiện khả năng quản lý của mình.

Tufano (1996) đã thử nghiệm các giả định và thấy rằng không có mối quan hệ có ý

nghĩa giữa tuổi của giám đốc điều hành và giám đốc tài chính và mức độ hoạt động

quản trị rủi ro. Tuy nhiên, ông đã chứng minh rằng các công ty có giám đốc tài

chính có ít năm làm việc trong công việc hiện tại lại có nhiều khả năng tham gia

vào các hoạt động quản lý rủi ro tốt hơn, điều này khẳng định giả thuyết rằng nhà

quản lý mới sẵn sàng tham gia vào các hoạt động quản lý rủi ro hơn những người

có nhiệm kỳ dài. Như vậy, kết quả có thể được xem như phù hợp với Breeden và

Viswanathan (1996) và lý thuyết DeMarzo và Duffie (1995).

Quản lý rủi ro và các lợi ích về thuế

Một lý thuyết khác nữa tập trung vào quản lý rủi ro là một phương pháp 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 do này được đưa ra bởi Smith và Stulz

(1985), người đã lập luận rằng cấu trúc của thuế có thể mang lại lợi ích cho công ty

để có vị thế thuế trong tương lai hoặc lựa chọn thị trường. 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 của giá trị công ty

trước thuế, và nghĩa vụ nộp thuế dự kiến giảm và giá trị sau thuế dự kiến của công

ty được tăng lên, miễn là chi phí của phòng ngừa không phải là quá lớn. Bằng cách

giảm hiệu quả thuế suất trung bình dài hạn, các hành động đó làm giảm biến động

trong thu nhập được báo cáo và nâng cao giá trị cổ đông. Nếu hàm thuế hiệu quả

càng lồi, thì mức thuế dự kiến giảm càng lớn. Lý do này đã được ủng hộ bởi Froot

et al. (1993), Nance et al. (1993), Mian (1996) và Graham và Smith (1996).

Hàm thuế có dạng lồi khi ở mức thu nhập cao hơn, doanh nghiệp chịu thuế suất

biên hiệu lực cao hơn. Có nhiều nguyên nhân dẫn đến hàm thuế lồi. Thứ nhất, tính

luỹ tiến của thuế thu nhập doanh nghiệp theo luật định tạo ra độ lồi của hàm thuế,

theo đó với các mức thu nhập càng cao thì thuế suất doanh nghiệp phải chịu càng

lớn. Thứ hai là sự tồn tại của các khoản mục ưu đãi thuế. Các khoản này bao gồm

khoản lỗ được khấu trừ thuế mang sang và mang lui, các khoản nợ thuế đầu tư

(khoản khấu trừ trực tiếp vào thuế theo quy định ưu đãi đầu tư). Vì một doanh

nghiệp luôn muốn tận dụng các khoản mục ưu đãi về thuế này nên tấm chắn thuế

là nguyên nhân chính dẫn đến kết quả hàm số thuế hiệu lực có dạng lồi. Hoạt động

phòng ngừa rủi ro có khả năng làm giảm biến động của thu nhập trước thuế, từ đó

làm giảm mức thuế phải nộp của doanh nghiệp vì tận dụng được ưu thế của hàm

thuế lồi, từ đó làm giá trị sau thuế của doanh nghiệp tăng lên. Vậy tại sao hàm thuế

lồi có thể giúp doanh nghiệp giảm mức thuế phải nộp? Nếu doanh nghiệp có thu

nhập trước thuế thấp thì doanh nghiệp sẽ chỉ chi trả khoản thuế T (thấp), ngược lại

doanh nghiệp sẽ phải nộp một khoản thuế T (cao) vì vậy nếu không phòng ngừa rủi

ro thì thuế kỳ vọng của doanh nghiệp là bình quân của hai khoảng đó. Tuy nhiên,

nếu doanh nghiệp phòng ngừa rủi ro thì doanh nghiệp sẽ trả một khoản thuế hoàn

toàn thấp hơn so với không phòng ngừa rủi ro.

Điều này có thể được giải thích như sau, nếu doanh nghiệp không phòng ngừa

rủi ro, sẽ có một số năm thu nhập của doanh nghiệp là quá thấp để sử dụng các

khoản mục ưu đãi về thuế, do đó làm đánh mất lợi ích từ tấm chắn thuế của doanh

nghiệp. Ngược lại, nếu doanh nghiệp tìm cách làm giảm độ biến động của thu nhập

trước thuế, phòng ngừa rủi ro sẽ làm giảm xác suất mà doanh nghiệp không thể tận

dụng được các khoản mục ưu đãi về thuế. Từ đó, làm giảm chi phí thuế kỳ vọng

của doanh nghiệp. Nếu đường biểu diễn thuế hiệu lực của doanh nghiệp là một

hàm lồi với giá trị trước thuế thì giá trị sau thuế của doanh nghiệp là một hàm lõm

với giá trị trước thuế. Do đó, nếu việc phòng ngừa rủi ro làm giảm tính biến động

của giá trị trước thuế của doanh nghiệp, làm cho khoản chi trả thuế kỳ vọng của

doanh nghiệp giảm thì giá trị kỳ vọng của doanh nghiệp sau khi khấu trừ thuế sẽ

gia tăng nếu như chi phí phòng ngừa rủi ro là không quá lớn.

Phòng ngừa rủi ro và chi phí tài trợ bên ngoài

Giảm biến động dòng tiền có thể cải thiện khả năng có quỹ nội bộ đầy đủ cho kế

hoạch đầu tư, loại bỏ nhu cầu hoặc cắt giảm các dự án có lợi nhuận hoặc chịu chi

phí có được nguồn tài trợ bên ngoài. Giả thuyết chính là, nếu sử dụng tài chính bên

ngoài (nợ hoặc vốn chủ sở hữu) là tốn kém, các công ty có dự án đầu tư đòi hỏi tài

trợ sẽ phòng ngừa rủi ro dòng tiền để tránh tình trạng thiếu hụt trong quỹ của họ.

Một điều thú vị dựa trên cơ sở này là các công ty mà có cơ hội tăng trưởng đáng kể

và phải đối mặt với chi phí cao khi huy động vốn dưới mức kiệt quệ tài chính sẽ có

động cơ phòng ngừa nhiều hơn so mức trung bình của các doanh nghiệp. Lý do

này đã được khám phá bởi các học giả Smith và Stulz (1985), Lessard (1991),

Shapiro và Titman (1998), Hoshi et al. (1991), Froot et al. (1993), Getzy et al.

(1997), Gay và Nam (1998), Minton và Schrand (1999), Haushalter (2000), Mello

và Parsons (2000), Allayannis và Ofek (2001) và Haushalter et al. (2002).

Phòng ngừa rủi ro có thể giảm thiểu các vấn đề thiếu vốn đầu tư. Một cách khác

để giảm xung đột giữa các cổ đông và trái chủ là công ty giảm mức độ nợ trong cơ

cấu vốn (Myers, 1977). Tuy nhiên, việc giảm nợ của công ty dẫn đến giảm lợi ích

nhận được từ lá chắn thuế và làm giảm giá trị công ty. Nance et al. (1993) lập luận

rằng các công ty có thể duy trì những lợi ích thuế của nợ và kiểm soát những vấn

đề nói trên bằng cách phát hành nợ chuyển đổi thay cho vay nợ trực tiếp.

Phòng ngừa rủi ro và cổ phần của nhà quản lý

Được lập luận rằng các nhà quản lý công ty có khả năng hạn chế trong việc đa

dạng hóa vị trí tài sản cá nhân của mình, liên quan đến việc nắm giữ cổ phiếu và

vốn hóa các khoản thu nhập nghề nghiệp gắn liền với vị trí công việc của họ. Do

đó, họ sẽ có động cơ để thực hiện phòng ngừa rủi ro cho tài sản riêng của mình mà

bỏ qua lợi ích của cổ đông. Thông thường, việc sử dụng phòng ngừa rủi ro ở đây

không nhằm mục đích làm gia tăng giá trị cổ đông, mà chủ yếu là để tối đa tài sản

riêng của nhà quản trị. Theo Amihud và Lev (1981), có hai cách giải thích cho việc

phòng ngừa rủi ro của doanh nghiệp dựa trên lợi ích nhà quản lý. Thứ nhất, nhà

quản lý phòng ngừa rủi ro để giảm xác suất kiệt quệ tài chính nhằm đảm bảo cho

công việc của họ. Giải thích cho lí do này là bởi vì thời gian làm việc của nhà quản

lí thì có hạn còn doanh nghiệp thì tồn tại mãi mãi, điều này thúc đẩy nhà quản lí

phòng ngừa rủi ro để đảm bảo lợi ích của mình. Với lí do thứ hai giải thích cho

quyết định phòng ngừa rủi ro dựa trên vấn đề đại diện, nếu nhà quản lí e ngại rủi ro

được trả thù lao dựa trên thu nhập của công ty, họ sẽ ưa thích một khoản thu nhập

công ty ổn định. Nếu khoản thù lao này chỉ dựa trên các thu nhập được báo cáo,

việc trì hoãn các chi tiêu có chủ ý cho đến khi nghỉ hưu sẽ giúp gia tăng khoản thù

lao kì vọng này. Nhà quản lí đã thực hiện các hoạt động phòng ngừa rủi ro mà loại

bỏ lợi ích của các cổ đông.

Quản trị rủi ro với quy mô công ty

Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cũng đã chứng minh rằng lợi ích của chương

trình quản lý rủi ro phụ thuộc vào quy mô của công ty. Nance et al. (1993), Dolde

(1995), Mian (1996), Getzy et al. (1997) và Haushalter (2000) đã lập luận rằng các

công ty lớn hơn có nhiều khả năng sử dụng phòng ngừa rủi ro. Một trong những

yếu tố quan trọng trong các lý do quản lý rủi ro của công ty gắn liền với chi phí

của việc 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 phù hợp. Chi phí giao dịch của phòng ngừa rủi ro bao gồm

các chi phí giao dịch cũng như các chi phí đáng kể của hệ thống thông tin cần thiết

để cung cấp các dữ liệu cần thiết cho việc quyết định vị thế phòng ngừa rủi ro thích

hợp. Các chi phí đại diện mà những hoạt động đó mang lại bao gồm các chi phí

của hệ thống kiểm soát nội bộ để chạy các chương trình phòng ngừa rủi ro. Những

chi phí này có liên quan đến cơ hội cho đầu cơ mà việc tham gia thị trường phái

sinh cho phép. Thật vậy, đối với nhiều doanh nghiệp (đặc biệt là các công ty nhỏ),

lợi ích biên của một chương trình phòng ngừa có thể vượt quá chi phí biên. Điều

này cho thấy có thể thiết lập chi phí khá lớn liên quan đến điều hành một chương

trình quản trị rủi ro của công ty. Vì vậy, nhiều công ty có thể không phòng ngừa

rủi ro, ngay cả khi họ đối mặt với rủi ro tài chính, đơn giản chỉ vì nó không phải là

một hoạt động có giá trị kinh tế. Trên cơ sở kết quả thực nghiệm, có thể được lập

luận rằng chỉ có các công ty lớn với rủi ro đủ lớn mới được hưởng lợi từ một

chương trình phòng ngừa rủi ro chính thức.

Quản trị rủi ro và các chính sách tài chính thay thế

Thay vì quản lý rủi ro thông qua hoạt động phòng ngừa, công ty đều có thể theo

đuổi các hoạt động thay thế cho chiến lược quản lý rủi ro tài chính. Các công ty có

thể áp dụng chính sách tài chính bảo thủ như duy trì đòn bẩy nợ thấp hoặc duy trì

tiền mặt lớn để bảo vệ họ chống lại những khó khăn tài chính tiềm năng. Sử dụng

nhiều hơn các hoạt động quản lý rủi ro thay thế nên được kết hợp với hoạt động

quản lý rủi ro tài chính ít hơn (Froot và cộng sự, 1993; Nance và cộng sự, 1993).

Nhiều tài sản có khả năng thanh khoản cũng làm giảm xác xuất kiệt quệ tài

chính bởi vì sẽ có nguồn trả nợ đúng hạn. Các công ty này sẽ ít có nhu cầu tiếp cận

nguồn tài trợ bên ngoài cho kế hoạch đầu tư của họ. Trong một số nghiên cứu tỷ lệ

thanh toán nhanh đo lường cho mức độ thanh khoản (Berkman và Bradbury, 1996;

Tufano năm 1996; Géczy và cộng sự năm 1997; Howton và Perfect, 1998; Graham

và Rogers, 2000). Ở nước Anh, tử số của tỷ lệ thanh toán nhanh gồm nợ thương

mại kết hợp các khoản phải thu sau một năm. Vì vậy, nghiên cứu này sử dụng tỷ lệ

thanh toán tiền mặt được định nghĩa là tiền mặt và các khoản đầu tư hiện tại trên

nợ ngắn hạn. Tỷ lệ thanh toán tiền mặt liên kết chặt chẽ hơn với khả năng một

công ty có thể đáp ứng các nghĩa vụ ngắn hạn của mình mà không cần sử dụng các

tài sản ngắn hạn.

Một phương pháp làm giảm xác suất của kiệt quệ tài chính có thể bao gồm tỷ lệ

cổ tức áp đặt (Nance et al, 1993), mặc dù lập luận khác cho rằng các công ty phải

đối mặt với khó khăn thanh khoản có thể trả tiền ít hoặc không có cổ tức

(Haushalter, 2000). Vì vậy, cổ tức thấp có thể bao hàm sự hạn chế của thanh khoản

và phòng ngừa rủi ro hơn cho thấy một tương quan âm giữa cổ tức và phòng ngừa

rủi ro. Nghiên cứu này sử dụng tỷ lệ cổ tức chi trả cho cổ đông thường trên tổng

thu nhập sau thuế để đại diện cho chính sách cổ tức của một công ty.

2.2. Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm

Tầm quan trọng về sự hiểu biết các yếu tố quyết định hoạt động phòng ngừa rủi

ro xuất phát từ thực tế là phòng ngừa rủi ro đóng một vai trò ngày càng quan trọng

trong chính sách tài chính của nhiều công ty phi tài chính. Việc các công ty ở Mỹ

sử dụng rộng rãi các công cụ phái sinh để phòng ngừa rủi ro cũng được thể hiện

trong các nghiên cứu về phòng ngừa rủi ro doanh nghiệp. Ví dụ nghiên cứu của

Nance và cộng sự (1993), Dolde (1995), Géczy và cộng sự (1997), Gay và Nam

(1998), Howton và Perfect (1998), Allayannis và Ofek (2001), Graham và Rogers

(2002), Knopf và cộng sự (2002) và Faulkender (2005).

Trong những năm gần đây, một số nghiên cứu đã tiến hành khảo sát việc sử

dụng các công cụ phái sinh của các công ty ở châu Âu (Grant và Marshall 1997;

Bodnar và Gebhardt 1999; de Ceuster và cộng sự, 2000; Mallin và cộng sự, 2001;

Bodnar và cộng sự, 2003). Những nghiên cứu này cho thấy phần lớn các công ty

phi tài chính sử dụng các công cụ phái sinh cho mục đích phòng ngừa rủi ro. Trọng

tâm của những nghiên cứu này là điều tra các khía cạnh khác nhau xung quanh

việc sử dụng các công cụ phái sinh, chẳng hạn như các loại công cụ phái sinh được

sử dụng, các loại rủi ro được phòng ngừa, mối quan tâm về việc sử dụng các công

cụ phái sinh, kiểm soát và chính sách báo cáo. Một số nghiên cứu cho thấy rằng

các công ty châu Âu có nhiều khả năng sử dụng các công cụ phái sinh để phòng

ngừa rủi ro hơn so với các công ty Mỹ (Bodnar và Gebhardt năm 1999; Bodnar và

cộng sự, 2003). Điều này có nghĩa là việc xem xét hoạt động phòng ngừa rủi ro là

quan trọng đối với các công ty châu Âu hơn so với các công ty Mỹ. Tuy nhiên,

điều ít được biết đến là việc liệu các hoạt động quản lý rủi ro có phù hợp với

những dự đoán từ các tài liệu phòng ngừa rủi ro công ty hay không. Không giống

như nhiều nghiên cứu ở Mỹ, các cuộc điều tra nói trên về các công ty châu Âu

không cố gắng giải thích tại sao các công ty phòng ngừa rủi ro hoặc sự lựa chọn về

kỹ thuật phòng ngừa rủi ro trong dựa trên phân tích đa biến. Do đó, họ chủ yếu mô

tả hơn là phân tích. Nghiên cứu này cố gắng lấp đầy lỗ hổng này bằng cách cung

cấp bằng chứng về các công ty ở Anh đối với các yếu tố quyết định hoạt động

phòng ngừa rủi ro của công ty và việc lựa chọn phương pháp phòng ngừa rủi ro, do

đó cung cấp thêm một nghiên cứu điển hình có giá trị và qua đó, tạo điều kiện so

sánh với các nghiên cứu thực nghiệm còn tồn tại.

Theo một hướng khác, nghiên cứu của Kedia và Mozumdar (2003) xác định

“hedgers” gồm các công ty sử dụng phương pháp phòng ngừa rủi ro phái sinh hoặc

phi phái sinh. Kỹ thuật phòng ngừa rủi ro phi phái sinh bao gồm việc sử dụng các

khoản nợ ngoại tệ đóng vai trò như một hình thức phòng ngừa tự nhiên cho doanh

thu nước ngoài, phát hành các khoản nợ lãi suất cố định để ổn định lãi suất thanh

toán và việc sử dụng các kỹ thuật phòng ngừa rủi ro nội bộ như leading and

lagging. Nếu các doanh nghiệp sử dụng phương pháp phòng ngừa phi phái sinh

cho những lý do tương tự như những công ty sử dụng các công cụ phái sinh phòng

ngừa rủi ro thì một định nghĩa rộng hơn về phòng ngừa rủi ro được sử dụng trong

nghiên cứu này có thể tránh được những sai lệch so với những kỳ vọng trước đó.

Cách tiếp cận này cũng cho phép việc xem xét các yếu tố quyết định lựa chọn

phương pháp phòng ngừa rủi ro, một lĩnh vực nghiên cứu cho đến nay nhận được

rất ít sự chú ý.

Gần đây, các nghiên cứu đã chứng minh dư nợ ngoại tệ được sử dụng trong

phòng ngừa rủi ro ngoại tệ và trong một số trường hợp có thể hoạt động như một

hình thức thay thế cho các công cụ ngoại tệ phái sinh (Géczy và cộng sự, 1997;

Allayannis và Ofek, 2001; Keloharju và Niskanen, 2001; Kedia và Mozumdar

2003; Elliot và cộng sự, 2003; Judge 2003, 2005). Kedia và Mozumdar (2003) cho

thấy một ý nghĩa của kết quả này là nghiên cứu về phòng ngừa rủi ro ngoại tệ “cần

phải thực hiện không chỉ ở các công ty có trạng thái công cụ phái sinh mà phải

xem xét hoạt động phòng ngừa rủi ro tài chính và rủi ro hoạt động khác để hiểu

đầy đủ về rủi ro và hoạt động quản lý rủi ro" (trang 545). Tương tự như vậy, trong

bối cảnh quản lý rủi ro lãi suất, Faulkender (2005) chỉ ra rằng một công ty làm

tăng lãi suất cố định nợ đối mặt với rủi ro lãi suất tương tự như công ty có nợ lãi

suất thả nổi và hoán đổi thành cố định. Tuy nhiên, hầu hết các nghiên cứu thực

nghiệm đã đánh đồng “các công ty phòng ngừa rủi ro lãi suất” với “các công ty sử

dụng công cụ lãi suất phái sinh”, và do đó, “các công ty phòng ngừa rủi ro lãi suất”

được mô tả là “non-hedger” và “các công ty sử dụng công cụ lãi suất phái sinh” là

“hedger”. Cách tiếp cận này thất bại để nhận ra rằng các công ty có thể thực hiện

phòng ngừa rủi ro về giá tài chính bằng phương pháp khác công cụ tài chính phái

sinh. Faulkender tiếp tục cho rằng, “việc kiểm tra thực nghiệm về các công ty

phòng ngừa rủi ro, và những lợi ích có được từ các dòng tiền thông suốt, có nên

kiểm tra rủi ro lãi suất cuối cùng của nợ, không phải là bước trung gian của việc có

bao nhiêu công cụ phái sinh mà công ty sử dụng” (trang 932).

Nhiều nghiên cứu đã được thực hiện để giải thích cho các hoạt động quản trị

liên quan đến phòng ngừa rủi ro của doanh nghiệp. Nổi bật lên là các hướng

nghiên cứu tập trung vào việc quản trị rủi ro và xem đó như là phương thức tối đa

hóa giá trị cổ đông, trong khi một hướng nghiên cứu khác xem đó như là phương

thức tối đa hóa lợi ích riêng của nhà quản lý. Theo các thuyết về tối đa hóa giá trị

cổ đông, việc quản trị rủi ro có thể tăng giá trị của doanh nghiệp bằng cách giảm

các chi phí như là chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của nợ, nghĩa vụ thuế

và chi phí cho các nguồn tài trợ từ bên ngoài.

Các nghiên cứu của Mayers và Smith (1982), Myers (1984), Stulz (1984), Smith

và Stulz (1985), Shapiro và Titman (1998) cho rằng bằng cách giảm tính biến động

của dòng tiền, doanh nghiệp có thể giảm chi phí của kiệt quệ tài chính. Smith và

Stulz (1985) lập luận rằng chi phí giao dịch của kiệt quệ tài chính có thể thúc đẩy

các công ty phòng ngừa rủi ro về tình hình tài chính đáng kể vì sẽ làm giảm xác

suất phát sinh những chi phí này. Hầu hết các nghiên cứu sử dụng tỷ lệ đòn bẩy tài

chính như một chỉ số về khả năng kiệt quệ tài chính để đo lường chi phí dự kiến

của kiệt quệ. Nghiên cứu này sử dụng một cách tiếp cận tương tự và sử dụng bốn

biện pháp bổ sung đại diện cho khả năng kiệt quệ tài chính. Đây là tỷ lệ trả lãi vay,

xếp hạng tín dụng; công ty càng có tỷ lệ đòn bẩy cao thì tỷ lệ lợi nhuận, xếp hạng

tín dụng càng thấp và nếu công ty phải trả lãi ròng thì khả năng kiệt quệ tài chính

càng lớn. Khi xác suất xảy ra kiệt quệ tài chính lớn có nghĩa chi phí kiệt quệ tài

chính dự kiến sẽ cao hơn, giả định rằng chi phí phá sản bên ngoài là không đổi

giữa các doanh nghiệp. Tuy nhiên, giả thiết này không xem xét khả năng chi phí

phá sản từ bên ngoài có thể ảnh hưởng đến sự lựa chọn cơ cấu vốn của công ty.

Nghiên cứu này cố gắng kiểm soát việc này bằng cách giả sử các công ty trong

ngành công nghiệp cụ thể thường hay biến động với kiệt quệ tài chính thì sử dụng

một tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo ngành điều chỉnh. Tỷ lệ đòn bẩy tài chính ngành

điều chỉnh được tính bằng cách chia tỷ lệ đòng bẩy công ty với trung bình ngành.

Bessembinder (1991) lập luận rằng phòng ngừa rủi ro làm giảm xác suất của kiệt

quệ tài chính một cách hiệu quả các biến động của thu nhập trong tương lai. Vì

vậy, các công ty phòng ngừa rủi ro hiệu quả có thể đáp ứng các nghĩa vụ trong hợp

động và do đó làm giảm sự thiếu hụt nguồn vốn đầu tư và có thể ký kết các hợp

đồng tốt hơn với chi phí đi vay thấp hơn. Do đó, quản lý rủi ro hiệu quả mở rộng

khả năng vay nợ của công ty.

Froot et al. (1993) trình bày một phân tích trong đó phòng ngừa rủi ro sẽ giúp

đảm bảo các công ty có đủ tiền để giảm biến động không lường trước, chi đầu tư

hoặc chi phí tài trợ bên ngoài tốn kém và do đó làm tăng giá trị công ty. Cả

Bessembinder (1991) và Froot et al. (1993) sự thâm hụt chi phí đầu tư sẽ lớn hơn

đối với những công ty có nhiều cơ hội đầu tư có giá trị NPV dương. Vì vậy, các

công ty có mức nợ cao và nhiều cơ hội phát triển, sẽ có nhiều khả năng thực hiện

một chương trình phòng ngừa rủi ro. Froot et al. (1993) lập luận cho thấy sự không

hoàn hảo của thị trường vốn, ví dụ thông tin bất cân xứng làm cho chi phí tài trợ

bên ngoài tốn kém. Nghiên cứu này sử dụng ba biến giả cho sự thiếu hụt chi phí

đầu tư. Đây là những giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu, chi

phí R&D trên tổng doanh thu và tỷ lệ P/E. Một sự sụt giảm trong dòng tiền do thay

đổi giá cả tài chính có thể làm giảm các dự án đầu tư hiện tại hoặc kế hoạch của

các công ty.

Smith và Stulz (1985), Froot và đồng sự (1993), Nance và đồng sự (1993),

Milan (1996), Graham và Smith (1996) cho rằng bằng việc giảm tính biến động

của dòng tiền, doanh nghiệp có thể giảm được chi phí từ nghĩa vụ thuế.

Các nghiên cứu thực nghiệm của Nance (1993), Dolde (1995), Milan (1996),

Getzy (1997) và Haushalter (2000) đã chỉ ra rằng các doanh nghiệp lớn thì có

nhiều khả năng tham gia các hoạt động phòng ngừa rủi ro hơn. Một trong những

yếu tố quan trọng trong các nguyên nhân quản trị rủi ro doanh nghiệp gắn liền với

chí phí của các hoạt động quản trị rủi ro.

Nance và cộng sự (1993) đề xuất rằng thanh khoản làm giảm xác suất kiệt quệ

tài chính và do đó phòng ngừa rủi ro và thanh khoản là các biện pháp thay thế

nhau. Nghiên cứu xem xét việc đối mặt với rủi ro giá tài chính của công ty ảnh

hưởng đến khả năng phòng ngừa rủi ro như thế nào. Đặc điểm công ty đo lường

mức độ đối mặt rủi ro, chẳng hạn như mức độ nợ và doanh thu bằng ngoại tệ có

liên quan đến quyết định phòng ngừa rủi ro. Cùng với nhiều nghiên cứu trước đây,

quy mô công ty tương quan dương đến phòng ngừa rủi ro, điều này cho thấy tính

kinh tế theo quy mô trong thông tin và chi phí giao dịch là yếu tố quyết định quan

trọng trong phòng ngừa rủi ro công ty. Kết quả này không phù hợp với các lý

thuyết giữa phòng ngừa rủi ro với chi phí tài chính trong đó cho rằng các công ty

nhỏ phải đối mặt với sự bất cân xứng thông tin đáng kể và do đó có nhiều khả năng

phòng ngừa rủi ro. Tác giả cho thấy rằng cơ hội phát triển của công ty không liên

quan đến phòng ngừa rủi ro và cũng không có bằng chứng cho thấy mối tương

quan giữa chi phí của thiếu vốn đầu tư với phòng ngừa rủi ro.

Ở Việt Nam các tác giả cũng đã tiến hành các nghiên cứu xoay quanh vấn đề

quản trị rủi ro tại các doanh nghiệp tuy nhiên vẫn còn hạn chế, chủ yếu tập trung ở

các doanh nghiệp sản xuất, ngành công nghiệp chứ không bao quát cả thị trường,

phần lớn nhận định định tính rất ít bài viết thực hiện kiểm định bằng định lượng.

PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang (2008) “Các doanh nghiệp Việt Nam quản trị rủi

ro như thế nào?” Tạp chí phát triển kinh tế số 212. Mô phỏng theo phương pháp

nghiên cứu của trường kinh doanh Wharton trong những năm 1995 và 1998 về

việc sử dụng sản phẩm phái sinh trong phòng ngừa rủi ro tài chính ở Mỹ, bài viết

sử dụng bảng câu hỏi điều tra về các vấn đề liên quan đến việc sử dụng và mối

quan tâm đến sản phẩm phái sinh của các doanh nghiệp VN. PGS.TS Nguyễn Thị

Ngọc Trang (2008) “Quản trị rủi ro tài chính trong các doanh nghiệp Việt Nam

thời kỳ hậu WTO”. Vũ Minh (2013) “Quản trị rủi ro tài chính trong các doanh

nghiệp Việt Nam hiện nay”. Tạp chí Khoa học ĐHQGHN, Kinh tế và Kinh doanh,

Tập 29, Số 3 (2013) 53 - 60. Bài viết xem xét các vấn đề liên quan đến quản trị rủi

ro và mức độ rủi ro tiềm ẩn thị trường Việt Nam, đồng thời lý giải nguyên nhân

“thờ ơ” trong quản trị rủi ro của các doanh nghiện hiện nay.

3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1. Giả thiết nghiên cứu

Một vài giả thiết được đưa ra để định hướng cho bài nghiên cứu từ các nghiên

cứu trước đây về các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro. Đầu

tiên tôi cho rằng việc quản trị rủi ro có thể làm tăng giá trị của công ty thông qua

cắt giảm chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của nợ, mức thuế kỳ vọng và

chi phí tài trợ bên ngoài. Các giả thiết trên thuộc về phương diện tối đa hóa giá trị

của cổ đông và được kiểm định thông qua các giả định sau. Các lập luận về cắt

giảm chi phí kiệt quệ tài chính hàm ý rằng những lợi ích của phòng ngừa rủi ro

càng lớn khi tỉ lệ các cam kết tài chính cố định trong cấu trúc vốn của công ty càng

cao (Myers, 1984; Stulz, 1984; Smith và Stulz, 1985; Campbell và Kracaw, 1987;

Bessembinder, 1991; Dobson và Soenen, 1993; Dolde, 1995; Shapiro và Titman,

1998; Mian, 1996; Haushalter, 2000). Lí thuyết về chi phí đại diện của nợ cho rằng

những lợi ích của phòng ngừa rủi ro càng lớn khi đòn bẩy công ty và vấn đề bất

cân xứng thông tin càng cao (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). Lập luận về chi phí tài trợ bên

ngoài tốn kém ngụ ý những lợi ích của phòng ngừa rủi ro càng lớn khi các lựa

chọn tăng trưởng trong các cơ hội đầu tư của công ty càng nhiều (Froot và cộng sự,

1993; Getzy và cộng sự, 1997; Gay và Nam, 1998; Minton và Schrand, 1999;

Allayannis và Ofek, 2001; Haushalter và các đồng sự, 2002).

Giả thuyết thuế cho thấy lợi ích của phòng ngừa rủi ro càng lớn khi xác suất thu

nhập trước thuế của công ty nằm trong vùng lũy tiến của biểu thuế càng lớn, và độ

lớn của giá trị thuế kết chuyển của công ty, các khoản ưu đãi thuế đầu tư và các

quy định khác của luật thuế (Froot và cộng sự 1993; Nance và cộng sự 1993; Mian

1996; Graham và Smith 1996).

Ngoài ra, lập luận về lợi thế kinh tế theo quy mô ngụ ý rằng các công ty càng

lớn thì khả năng phòng ngừa càng cao (Nance và cộng sự 1993; Dolde 1995; Mian

1996; Getzy và cộng sự 1997; Haushalter, 2000). Vì vậy, tôi dự đoán có mối tương

quan dương giữa quyết định phòng ngừa và quy mô, đòn bẩy, vấn đề bất cân xứng

thông tin, cơ hội đầu tư tăng trưởng) và thuế dự kiến của một công ty.

Nhóm tiếp theo của các giả định liên quan đến giả thuyết tối đa hóa hữu dụng

của nhà quản lý. Thực tế là các nhà quản lý của một công ty có nguồn lực hạn chế

trong việc đa dạng hóa danh mục tài sản cá nhân của mình gắn liền với các cổ

phiếu đang nắm giữ và vốn hóa các khoản thu nhập từ nghề nghiệp của họ, họ có

động lực mạnh mẽ để thực hiện phòng ngừa rủi ro (xem: Amihud và Lev, 1981;

Stulz, 1984; Smith và Stulz, 1985; Tufano, 1996; Fatemi và Luft, 2002). Tôi đề

xuất mối tương giữa tỷ lệ nắm giữ cổ phiếu đang lưu hành của các nhà quản lý với

quyết định phòng ngừa rủi ro.

Một số giả thuyết liên quan đến các chính sách tài chính được xem xét để thay

thế cho việc phòng ngừa rủi ro của công ty (Froot và cộng sự, 1993; Smithson và

Chew, 1992; Nance và cộng sự, 1993). Tôi đề xuất giả định rằng khả năng công ty

có tính thanh khoản và chi trả cổ tức ở mức cao sẽ có mối tương quan ngược chiều

với hoạt động phòng ngừa rủi ro.

3.2. Dữ liệu

Nguồn dữ liệu đáng tin cậy về hoạt động phòng ngừa rủi ro là hết sức quan

trọng trong bất kỳ kiểm định thực nghiệm về hoạt động phòng ngừa rủi ro của

công ty. Hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm trước đó sử dụng bảng câu hỏi gửi

đến các nhà quản lý để có được thông tin về hoạt động phòng ngừa rủi ro. Tuy

nhiên, các nghiên cứu gần đây đã sử dụng các thuyết minh định tính và định lượng

về hoạt động phòng ngừa rủi ro trong báo cáo hàng năm của các công ty.

Lợi thế của báo cáo hàng năm so với các cuộc điều tra là cung cấp một số lượng

lớn dữ liệu của các công ty và có lẽ đây là nguồn thông tin đáng tin cậy hơn dữ liệu

thu được từ cuộc điều tra. Dữ liệu thu thập từ báo cáo tài chính đã được kiểm toán

không có sai khác so với thiết kế câu hỏi khảo sát và chúng ta có được tính nhất

quán của thông tin được diễn giải trong báo cáo hàng năm. Hạn chế lớn nhất là

thông tin mà các báo cáo cung cấp thường không đồng nhất và khác nhau nhiều

giữa các công ty. Gặp khó khăn trong việc lấy dữ liệu khảo sát nên bài nghiên cứu

chỉ sử dụng cả thông tin trong báo cáo hàng năm để thu thập dữ liệu về hoạt động

phòng ngừa rủi ro của công ty.

Nghiên cứu thực nghiệm được tiến hành trên các công ty phi tài chính lớn nhất

theo bảng xếp hạng 500 doanh nghiệp lớn nhất Việt Nam năm 2013 về doanh thu

theo mô hình của Fortune 500, được định kỳ công bố hàng năm bởi báo điện tử

Vietnamnet dựa trên kết quả nghiên cứu và đánh giá độc lập theo chuẩn mực quốc

tế của công ty Vietnam Report với sự tư vấn của các chuyên gia trong và ngoài

nước đặc biệt gồm có GS John Quelch, Phó hiệu trưởng Trường kinh doanh

Harvard.

Danh sách 500 công ty đã được sử dụng, sau khi loại bỏ các định chế tài chính

bao gồm: công ty tài chính, công ty bảo hiểm, ngân hàng; danh sách bao gồm 475

doanh nghiệp phi tài chính. Công ty tài chính bị loại khỏi mẫu bởi vì hầu hết trong

số họ cũng là các nhà hoạch định thị trường, do đó động lực của họ trong việc sử

dụng các công cụ phái sinh có thể khác nhau so với những động lực của các công

ty phi tài chính. Dữ liệu được thu thập từ hai nguồn: từ báo cáo thường niên và

thuyết minh báo cáo tài chính cho năm tài chính 2013. Sự không đồng nhất trong

việc công bố thông tin của các doanh nghiệp làm cho việc thu thập dữ liệu theo các

chỉ tiêu chọn trước gặp khó khăn, cuối cùng mẫu nghiên cứu chỉ bao gồm 103

công ty đã đáp ứng các tiêu chuẩn cần thiết đã được lựa chọn trong mẫu. Sau khi

chọn ra số công ty, tôi tiến hành lấy số liệu sẵn có trên báo cáo, rồi tiếp tục lấy ln

cho nhân tố liên quan đến quy mô công ty và tính tỷ lệ cho các chỉ tiêu đại diện

cho biến độc lập còn lại để làm số liệu cho mô hình.

3.3. Phương pháp nghiên cứu

Dữ liệu trong bài nghiên cứu này sử dụng phân tích đơn biến và đa biến. Trước

tiên, các thống kê mô tả được trình bày để diễn tả các đặc điểm của các công ty

trong mẫu. Phương pháp sử dụng cho phân tích đơn biến là kiểm định t cho mẫu

độc lập để so sánh sự khác nhau giữa giá trị trung bình của các biến ở các công ty

có phòng ngừa rủi ro và không phòng ngừa rủi ro. Kiểm định t cho mẫu độc lập

cho phép tính toán sự khác nhau có ý nghĩa thống kê giữa các mẫu có tham số nhỏ

và không liên quan với nhau (Bryman và Cramer, 1997), những điều kiện này là

phù hợp cho dữ liệu ở Việt Nam. Hơn nữa, dữ liệu nghiên cứu mang tính chất

không phân loại (dữ liệu khoảng/tỷ lệ) nên kiểm định t-test là phương pháp thích

hợp nhất với phân tích đơn biến. Ngoài ra, phân tích tương quan được tiến hành

bằng cách tính toán hệ số tương quan Pearson vì nó là biện pháp phổ biến nhất của

mối tương quan tuyến tính khi biến có tính chất không phân loại (dữ liệu khoảng/

tỷ lệ). Đối với phân tích đa biến, hồi quy logistic nhị thức được sử dụng để giải

thích cho quyết định phòng ngừa rủi ro. Hồi quy logistic nhị thức được sử dụng vì

đó là dạng hồi quy được lựa chọn khi biến phụ thuộc có dạng phân đôi (giới hạn,

rời rạc và không liên tục) và biến độc lập ở bất cứ dạng nào (Hosmer và

Lemeshow, 1989; Allison, 1999; Menard, 2001). Hồi quy logistic còn cho phép

các nhà nghiên cứu khắc phục được những giả định nghiêm ngặt của hồi quy OLS

về phân phối chuẩn của phần dư và hiện tượng phương sai thay đổi.

Trong nhóm các công ty "hedgers", bao gồm không chỉ các công ty sử dụng

công cụ phái sinh như một công cụ quản lý rủi ro doanh nghiệp, mà còn công ty sử

dụng các loại chiến lược phòng ngừa khác như phòng ngừa rủi ro hoạt động, phòng

ngừa rủi ro tự nhiên, đa dạng hóa kinh doanh quốc tế vv...Tuy nhiên, cần phải nhấn

mạnh rằng việc sử dụng một biến phụ thuộc nhị phân là một vấn đề bởi vì nó

không hoàn toàn mô tả mức độ của hoạt động phòng ngừa rủi ro của một công ty.

Có nghĩa là, một công ty mà phòng ngừa 1% hoặc 100% đều có ý nghĩa như nhau

trong mô hình khi biến nhị phân được sử dụng.

Liên quan đến việc phân tích về các công ty sử dụng công cụ phái sinh, một

phương pháp khác được đề xuất để sửa chữa những nhược điểm của biến phụ

thuộc nhị phân đó là một biện pháp liên tục. Theo nghiên cứu của Tufano (1996),

Allayannis và Ofek (2001) các tác giả đã sử dụng một giá trị danh nghĩa của hợp

đồng kỳ hạn, quyền chọn và các công cụ phái sinh khác chia cho giá trị thị trường

của tài sản của công ty. Phương pháp này tổng hợp giá trị danh nghĩa của tất cả các

báo cáo hợp đồng phái sinh bị giảm giá do giá trị thị trường của tài sản được thu

thập tại đầu năm. Sử dụng giá trị danh nghĩa như là một biến phụ thuộc có nhiều

lợi thế hơn sử dụng biến nhị phân để chỉ ra có hay không một công ty sử dụng các

công cụ phái sinh. Tuy nhiên, tôi không thể thu thập thông tin về giá trị danh nghĩa

của các hợp đồng phái sinh được sử dụng trong các công ty phân tích; vì thực tế là

các doanh nghiệp Việt Nam vẫn sử dụng các biện pháp phòng ngừa rủi ro tự nhiên

là chủ yếu. Vì vậy, trong phân tích của tôi chỉ sử dụng biện pháp nhị phân như biến

phụ thuộc, đây cũng chính là hạn chế của bài nghiên cứu.

Để kiểm tra các giả thuyết nghiên cứu về chi phí kiệt quệ tài chính và lợi ích

kinh tế theo quy mô liên quan đến hoạt động quản trị rủi ro, tôi đã thu thập dữ liệu

của rất nhiều công ty liên quan đến quy mô công ty và đòn bẩy tài chính như giá trị

sổ sách của tài sản, giá trị sổ sách của doanh thu thuần, 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.

Thông tin về tỷ lệ phần trăm cổ phiếu công ty thuộc sở hữu của nhà đầu tư tổ

chức cho phép tôi kiểm tra giả thuyết liên quan đến vấn đề thông tin bất cân xứng.

Chi phí đầu tư bên ngoài được kiểm định bằng tỷ số chênh lệch quỹ đầu tư phát

triển của năm nay so với năm trước (thể hiện tăng trưởng trong cơ hội đầu tư) trên

giá trị sổ sách của tài sản và trên tổng doanh thu. Để kiểm tra giả thuyết về thuế,

tôi sử dụng dữ liệu liên quan đến lợi ích về thuế mà công ty nhận được thông qua

chỉ tiêu tài sản thuế thu nhập hoãn lại trên tổng tài sản. Dữ liệu về tài sản của nhà

quản lý được thu thập bằng tỷ lệ phần trăm cổ phiếu của công ty được nắm giữ bởi

các nhà điều hành và ban giám đốc.

Để kiểm tra giả thuyết về các công cụ thay thế cho phòng ngừa rủi ro, tôi sử

dụng một số thước đo cho tính thanh khoản và cổ tức hàng năm chi trả cho các cổ

đông cổ phần thường của công ty.

3.4. Các biến nghiên cứu

Biến phụ thuộc được thiết kế ở dạng nhị phân và được gắn giá trị là “1” cho

những công ty có tiến hành hoạt động quản trị rủi ro và “0” cho những công ty

không thực hiện quản trị rủi ro hoặc không đề cập đến trên báo cáo tài chính thu

thập được từ phần quản trị rủi ro của báo cáo thường niên. Trong nhóm các công ty

có tên là "hedgers" (nhóm các công ty có quản trị rủi ro) chúng tôi bao gồm không

chỉ các công ty sử dụng công cụ phái sinh như một công cụ quản lý rủi ro cho

doanh nghiệp, mà cả công ty sử dụng các chiến lược quản trị rủi ro khác như quản

trị rủi ro hoạt động, quản trị rủi ro tự nhiên, đa dạng hóa kinh doanh quốc tế… Đây

được xem như một lợi thế trong hướng tiếp cận của bài nghiên cứu này vì đa số

những nghiên cứu thực nghiệm trước đây về quản trị rủi ro như: Nance và đồng sự

(1993), Mian (1996), Getzy và đồng sự (1997), Allayannis và Weston (2001),

Cummins và đồng sự (2001) đã sử dụng biến nhị phân là 1 nếu doanh nghiệp sử

dụng công cụ phái sinh và 0 nếu không sử dụng. Vì quyết định của nhà quản lí bao

gồm tất cả các hoạt động quản trị rủi ro, biến nhị phân không đề cập đến phân loại

không chính xác về tình hình tài chính. Điều đó cho phép chúng ta tách biệt những

hoạt động phái sinh và những hoạt động quản trị rủi ro khác.

Để kiểm tra các giả thuyết liên quan đến các tranh luận làm giảm chi phí kiệt

quệ tài chính và lợi thế kinh tế theo quy mô bài nghiên cứu sử dụng hai biến chính

là quy mô doanh nghiệp và tác động đòn bẩy mà doanh nghiệp đã sử dụng.

Quy mô của doanh nghiệp được định lượng bằng cách sử dụng hai biến đại

diện: giá trị sổ sách của tài sản (Haushalter, 2000; Hoyt và Khang, 2000;

Allayannis và Weston, 2001; Allayannis và Ofek, 2001) lấy từ bảng cân đối kế

toán và giá trị sổ sách của doanh thu thuần (Allayannis và Weston, 2001) được lấy

từ báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp.

Đòn bẩy tài chính được sử dụng như là một biến đại diện cho tác động của chi

phí kiệt quệ tài chính lên quyết định phòng ngừa. Ba phương pháp để đo lường

mức độ đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp. Đầu tiên, đòn bẩy tài chính được định

nghĩa là tỷ số giữa giá trị sổ sách của nợ dài hạn và giá trị sổ sách của tổng tài sản

(Tufano, 1996; Nance và cộng sự, 1993; Getzy và cộng sự, 1997), trong khi một số

phương pháp xác định khác là tỷ lệ 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 năm 2001;

Mian, 1996) và hệ số đảm bảo thanh toán lãi vay là tỷ lệ tổng lợi nhuận trước thuế

và lãi vay trên chi phí lãi vay (Getzy và cộng sự, 1997; Nance và cộng sự, 1993).

Khi quy mô càng lớn, các doanh nghiệp có nhiều khả năng tham gia các hoạt động

phòng ngừa rủi ro hơn và lợi ích của phòng ngừa rủi ro càng lớn khi xác suất kiệt

quệ tài chính của công ty càng cao do đó hệ số của hai biến độc lập này dự báo

mang dấu dương.

Biến đại diện cho các vấn đề thông tin bất cân xứng là tỷ lệ phần trăm cổ phiếu

công ty thuộc sở hữu của các nhà đầu tư tổ chức được tổng hợp từ báo cáo thường

niên – thông tin cổ đông; bao gồm cả cổ đông tổ chức trong nước và nước ngoài.

DeMarzo và Duffie (1995), Tufano (1996) và Getzy et al. (1997) đã dự đoán rằng

nếu tỷ lệ phần trăm cổ phần của doanh nghiệp được nắm giữ bởi các nhà đầu tư tổ

chức càng lớn thì tính sẵn có của thông tin được dự báo càng cao và do đó nghịch

biến với hoạt động quản trị rủi ro. Vì vậy, tôi dự đoán hệ số của biến này là tương

quan âm với quyết định phòng ngừa rủi ro.

Chi phí tài trợ bên ngoài với đại diện là cơ hội đầu tư (tăng trưởng) đo bằng tỷ

số giữa giá trị đầu tư mới của năm (quỹ đầu tư phát triển của năm nay trừ năm

trước) chia cho giá trị sổ sách của tài sản (Haushalter, 2000; Froot và cộng sự,

1993; DeMarzo và Duffie, 1995; Getzy và cộng sự, 1997; Smith và Stulz, 1985).

Cơ hội đầu tư cũng được xác định là tỷ lệ giá trị đầu tư với 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 có giá trị

dương khi chi phí tài trợ bên ngoài càng lớn doanh nghiệp càng có động lực để

phòng ngừa rủi ro cho các dự án đầu tư của mình.

Để đo lường tác động của thuế đến doanh nghiệp, tôi đã sử dụng chỉ tiêu tài sản

thuế thu nhập hoãn lại (bảng cân đối kế toán – tài sản dài hạn khác) trên tổng tài

sản để đo lường mức hiệu quả thuế của công ty. Theo thông tư kế toán (tài khoản

243), tài sản thuế thu nhập hoãn lại là thuế thu nhập doanh nghiệp sẽ được hoàn lại

trong tương lai tính trên các khoản: chênh lệch tạm thời được khấu trừ; Giá trị

được khấu trừ chuyển sang năm sau của các khoản lỗ tính thuế chưa sử dụng; Giá

trị được khấu trừ chuyển sang năm sau của các khoản ưu đãi thuế chưa sử dụng.

Công thức xác định tài sản thuế thu nhập hoãn lại:

= { } * +

Tài sản thuế thu nhập hoãn lại Chênh lệch tạm thời được khấu trừ Thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp hiện hành (%) Giá trị được khấu trừ chuyển sang năm sau của các khoản lỗ tính thuế và ưu đãi thuế chưa sử dụng

Theo nghiên cứu trước đó, giá trị thuế này chia cho tổng tài sản phản ánh lợi ích về

thuế mà doanh nghiệp kỳ vọng (Smith và Stulz, 1985; Getzy và đồng sự 1997;

Tufano, 1996). Hệ số của biến này dự báo sẽ là dương hàm ý quản trị rủi ro làm

giảm mức thuế kỳ vọng mà doanh nghiệp phải nộp tức càng phòng ngừa rủi ro lợi

ích về thuế mà doanh nghiệp nhận được càng lớn.

Tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty đã được bao gồm trong các hồi quy như là một

biến dại diện cho chính sách cổ tức của công ty. Biến này được định nghĩa là cổ

tức hàng năm chi trả cho các cổ đông thông thường trên thu nhập sau thuế và lãi

(Haushalter, 2000; Getzy et al, 1997). Với giả định rằng tỷ lệ chi trả cổ tức của

công ty càng cao, nhu cầu công ty thực hiện phòng ngừa rủi ro càng thấp với hàm

ý về thanh khoản (Nance et al., 1993).

Mức độ tài sản của nhà quản lý trong công ty được thực hiện qua tỷ lệ nắm giữ

cổ phiếu đang lưu hành của các nhà quản lý công ty (Hoyt và Khang, 2000;

Haushalter, 2000) được lấy số liệu từ báo cáo quản trị của công ty. Động cơ cho

nhà quản lí để thực hiện phòng ngừa rủi ro được đánh giá tăng theo độ lớn của

những biến này, vì vậy hệ số được dự báo là mang dấu dương.

Để kiểm tra giả thuyết về sự thay thế cho phòng ngừa rủi ro tôi đã sử dụng một

số biện pháp được đề xuất bởi các nghiên cứu trước đây. Nance và cộng sự (1993)

đề xuất rằng thanh khoản làm giảm xác suất kiệt quệ tài chính và do đó phòng

ngừa rủi ro và thanh khoản là các biện pháp thay thế nhau. Hệ số thanh toán nhanh,

hệ số thanh toán tiền mặt của công ty đã được sử dụng như là một biến đại diện

khác cho tính thanh khoản của công ty, được xác định bằng tiền và các khoản

tương đương tiền chia cho nợ ngắn hạn (Smith và Stulz, 1985; Froot et al, 1993).

Hệ số hai biến trên dự đoán là âm.

Bảng 3.1: Mô tả biến trong mô hình nghiên cứu

Phương pháp Biến Các nghiên cứu đã cho thấy biến có tác động đến quyết định phòng ngừa rủi ro đo lường

tài chính

Biến phụ thuộc

Giá

Hedgers

trị “1” cho những công ty có tiến hành hoạt động quản trị rủi ro và “0” cho những công ty không thực hiện quản trị rủi ro

Biến độc lập

- Haushalter (2000)

- Hoyt và Khang (2000) Quy mô công ty - Allayannis và Weston (2001)

- Allayannis và Ofek (2001) Đại diện bằng giá trị logarit tự nhiên của tổng tài sản và doanh thu thuần (tính theo triệu đồng)

- D.M.Sprcic và Z.Sevic

(2011)

- Tufano (1996)

- Nance và cộng sự (1993) Xác suất kiệt quệ - Getzy và cộng sự (1997) tài chính - Hoyt và Khang (2000)

- Allayannis và Weston (2001) Đại diện bằng ba biến: tỷ số nợ dài hạn/tổng tài sản, tỷ số nợ dài hạn/vốn chủ sở hữu (lấy logarit tự nhiên) và tỷ lệ thanh toán lãi vay - Mian (1996)

- Bessembinder (1991)

- D.M.Sprcic và Z.,Sevic (2011)

- DeMarzo và Duffie (1995) Bất cân xứng thông tin Tỷ lệ phần trăm cổ phiếu nắm giữ bởi nhà đầu tư tổ chức - Tufano (1996)

Phương pháp Biến Các nghiên cứu đã cho thấy biến có tác động đến quyết định phòng ngừa rủi ro đo lường

tài chính

- Getzy và cộng sự (1997)

- D.M.Sprcic và Z.,Sevic (2011)

- Nance và cộng sự (1993)

Ưu đãi thuế - Froot và cộng sự (1993)

- Mian (1996) Đo lường bằng chỉ tiêu tài sản thuế thu nhập hoãn lại/ Tổng tài sản

- Graham và Smith (1996)

Cổ tức chi trả cho

- Amrit Judge và cộng sự (2006) cổ đông thường trên - Haushalter (2000) Tỷ lệ chi trả cổ thu nhập sau thuế và tức - Getzy và cộng sự (1997) lãi - Nance và cộng sự (1993)

Thực hiện qua tỷ lệ - D.M.Sprcic và Z.,Sevic (2011)

nắm giữ cổ phiếu - Hoyt và Khang (2000)

đang lưu hành của - Haushalter (2000) Mức độ nắm giữ tài sản của nhà quản lý ban quản lý công ty - Smith và Stulz (1985)

Đại diện bằng tỷ lệ

thanh toán nhanh và

tỷ lệ thanh toán bằng

- Amrit Judge và cộng sự (2006) tiền mặt (được xác

- Nance và cộng sự (1993) Mức độ định bằng tiền và các

- Smith và Stulz, 1985 thanh khoản khoản tương đương - Froot et al, 1993 tiền chi cho nợ ngắn

hạn)

Phương pháp Biến Các nghiên cứu đã cho thấy biến có tác động đến quyết định phòng ngừa rủi ro đo lường

tài chính

- D.M.Sprcic, Z.,Sevic, 2011

Đo lường bằng tỷ - Haushalter, 2000

số giá trị đầu tư mới - Froot và cộng sự, 1993

trong năm 2013 chia - DeMarzo và Duffie, 1995 Chi phí đầu tư bên ngoài tổng tài sản và doanh - Getzy và cộng sự, 1997

- Smith và Stulz, 1985) thu thuần

- Dolde, 1995

4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU.

4.1. Thống kê mô tả.

Trước tiên bài viết trình bày thống kê mô tả các biến đã sử dụng trong phân tích

đơn biến để thấy tổng quan nguồn dữ liệu:

Bảng 4.1: Thống kê mô tả dữ liệu của 103 công ty ở Việt Nam năm 2013

Mean Median Maximum Minimum

Std.dev

Skewness Kurtosis

N

0,68932

0,46504

-0,8182

1,66945

103

0,43742

0,461

0,26533

0,25825

2,27446

103

0,00399

0,00034

0,05961

0,0004

0,00926

3,88324

20,33168

103

0,00578

0,00054

0,06825

0,00015

0,01232

3,17384

13,84489

103

14,41874 14,33043

17,65501

12,22801

1,12396

0,56625

3,22902

103

14,71441

14,5207

17,24784

12,83752

0,87698

0,88349

3,41118

103

0,11878

0,1

0,804

0,11946

2,31933

12,2573

103

0,10302

0,04132

0,91594

0,14562

2,58907

12,17621

103

Phòng ngừa rủi ro Tỷ lệ sở hữu nhà đầu tư tổ chức Quỹ đầu tư phát triển/DT thuần Quỹ đầu tư phát triển/Tổng TS Tổng tài sản Doanh thu thuần Cổ tức Nợ dài hạn/Tổng tài sản

0,54429

0,10256

10,89621

1,31621

5,50669

39,98387

103

Nợ dài hạn/Vốn CSH

790,7444

2,51204

77022,7

-11,19291

7588,525

9,98646

100,8222

103

Tỷ lệ thanh toán lãi vay

0,8576

0,62

5,83

0,057

0,71138

3,86414

25,2818

103

Tỷ số thanh toán nhanh

0,29293

0,14125

5,31349

0,00034

0,57749

6,71381

57,11594

103

Tỷ số thanh toán tiền mặt

0,18002

0,1346

0,7763

0,17107

1,03785

3,44347

103

Tỷ lệ cổ phiếu nhà quản lý

0,00166

0,00011

0,02295

0,00338

3,67425

20,2380

103

Ưu đãi thuế

Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu dựa trên phần mềm Eviews

HEDGING (phòng ngừa rủi ro): đây là biến định tính nhận hai giá trị “0” cho

những công ty không thực hiện phòng ngừa hoặc không có thông tin và “1” cho số

còn lại. Qua thống kê số lượng công ty có phòng ngừa gấp hai lần công ty không

phòng ngừa với 71 công ty có phòng ngừa và 32 không thực hiện.

ASYMINFOR (tỷ lệ sở hữu nhà đầu tư tổ chức): dựa theo biểu đồ ta chưa thấy

hình dạng phân phối rõ ràng cho biến này.

CEF (Chi phí tài trợ bên ngoài): Quỹ đầu tư phát triển/Doanh thu thuần có độ

biến thiên của nó khá lớn (từ - 0.0004 đến 0.06) so với giá trị trung bình là 0.004,

song lại có độ tập trung cao trong khoảng từ 0 đến 0.015. Tương tự CEF2 cũng có

khoảng biến thiên khá lớn so với giá trị trung bình, và khoảng tập trung dữ liệu

cũng nằm trong khoảng từ 0 đến 0.015. Sở dĩ như vậy (do giá trị tập trung nằm

trong khoảng từ 0 đến 0.015) vì đa phần các công ty trong mẫu chủ yếu là doanh

nghiệp sản xuất nên hoạt động đầu tư còn hạn chế. Với mức độ phân tán cao có thể

hai tỷ số quỹ đầu tư phát triển trên doanh thu và trên tổng tài sản vẫn chưa là đại

diện tiêu biểu cho hoạt động đầu tư bên ngoài, kết quả sẽ được củng cố trong phần

kiểm định đơn và đa biến.

COSIZE (Quy mô doanh nghiệp): Với giá trị trung bình (mean) và trung vị

(median) gần nhau, thêm vào đó giá trị của độ lệch chuẩn (Std. Dev) cũng khá nhỏ

nên tính đại diện của các giá trị trung bình khá cao, do đó ta có thể sử dụng mean

hoặc median để nhận xét về quy mô cho toàn bộ mẫu dữ liệu. Hai giá trị Skewness

và Kurtosis cũng tương đối gần với phân phối chuẩn (0.566 và 3.229; 0.883 và

3.411). Do đó, có thể kết luận doanh thu thuần và tổng tài sản là các biến giả đại

diện rất tốt cho quy mô doanh nghiệp.

DIV (tỷ lệ cổ tức): qua biểu đồ ta thấy các giá trị tập trung trong hai khoảng 0 -

0.175 và 0.2 - 0.325; trong đó khoảng 0 - 0.175 chiếm đa số (18/99 công ty); 4

công ty không nằm trong khoảng này, một nửa số công ty không thực hiện phòng

ngừa. Như vậy, mức độ phân tán của số liệu tương đối dàn trải dự đoán biến số này

ít góp phần vào việc có ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro.

FINCOST (Chi phí kiệt quệ tài chính): được đại diện bằng ba tỷ số, các biến này

đều biến thiên trong khoảng (0-2) với độ lệch chuẩn nhỏ. Trong đó, tỷ lệ thanh

toán lãi vay có độ phân tán ít và hình dạng phân phối rõ hơn so với hai tỷ số còn

lại, với 50% công ty biến thiên gần với giá trị 0. Điều này cho thấy biến này sẽ là

đại diện tốt cho chi phí kiệt quệ tài chính tác động đến hoạt động phòng ngừa.

MNSHARE (tỷ lệ sở hữu của nhà quản lý): có độ phân tán khá lớn, các giá trị

chủ yếu tập trung về 0.

MINGUTIL (thanh khoản): Nhìn chung các công ty sử dụng biện pháp phòng

ngừa trong số 103 doanh nghiệp Việt Nam đều lựa chọn hình thức phòng ngừa rủi

ro phi phái sinh: duy trì tỷ lệ tiền mặt vừa đủ, phân tích và thiết lập cơ cấu vốn

thích hợp, xây dựng hệ thống kiểm soát chặt chẽ…vấn đề thanh khoản vẫn là lựa

chọn hàng đầu cho hoạt động quản trị rủi ro ở các doanh nghiệp nghiệp này. Vì

vậy, đây là yếu tố được mong đợi sẽ có ý nghĩa nhất ảnh hưởng đến quyết định

phòng ngừa được kiểm định phía sau. Trong hai biến đại diện thì tỷ lệ thanh toán

nhanh tuy có độ lệch chuẩn lớn hơn tuy nhiên hình dạng phân phối rõ hơn tỷ số

thanh toán tiền mặt.

Bảng số liệu cần chú ý đến tỷ lệ thanh toán lãi vay đại diện cho biến chi phí kiệt

quệ tài chính với khoảng cách giá trị lớn nhất và nhỏ nhất rất lớn. Bên cạnh đó, độ

lệch chuẩn của biến này cũng rất lớn do chênh lệch số liệu giữa công ty lớn nhất so

với các công ty khác. Cụ thể năm 2013 lợi nhuận trước thuế của Vinamilk là 8010

tỷ đồng trong khi chi phí lãi vay chỉ 104 triệu đồng làm chỉ số thanh toán lãi vay

đội lên 77022 cao hơn công ty liền kề FPT hơn 3000 lần. Sở dĩ như vậy do VNM

là doanh nghiệp có tỷ lệ vốn chủ sở hữu cao và trong năm 2013 đã tăng 2000 tỷ so

với năm 2012 và doanh thu năm 2013 tăng 1,1 lần so với 2012.

Series: HEDGING Sample 1 103 Observations 103

0.689320 1.000000 1.000000 0.000000 0.465035

-0.818202

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

1.669454

Jarque-Bera 19.09006 0.000072 Probability

0.0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

0.7

0.8

0.9

1.0

Series: ASYMINFOR Sample 1 103 Observations 99

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

0.437415 0.461000 1.000000 0.000000 0.265326 0.258248 2.274464

Jarque-Bera Probability

3.271824 0.194775

0.0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

0.7

0.8

0.9

1.0

Series: CEF1 Sample 1 103 Observations 103

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

0.003993 0.000338 0.059608 -0.000398 0.009264 3.883243 20.33168

Jarque-Bera Probability

1548.028 0.000000

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05

0.06

Series: CEF2 Sample 1 103 Observations 103

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

0.005782 0.000535 0.068252 -0.000148 0.012322 3.173841 13.84489

Jarque-Bera Probability

677.6741 0.000000

0.07

0.06

0.05

0.04

0.03

0.02

0.01

0.00

Series: COSIZE1 Sample 1 103 Observations 103

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

14.41874 14.33043 17.65501 12.22801 1.123956 0.566254 3.229019

Jarque-Bera Probability

5.729487 0.056998

Series: COSIZE2 Sample 1 103 Observations 103

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

14.71441 14.52070 17.24784 12.83752 0.876978 0.883489 3.411179

Jarque-Bera Probability

14.12507 0.000857

17.0

16.5

16.0

15.5

15.0

14.5

14.0

13.5

13.0

Series: DIV Sample 1 103 Observations 103

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

0.118784 0.100000 0.804000 0.000000 0.119463 2.319325 12.25730

Jarque-Bera Probability

460.1300 0.000000

0.0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

0.7

0.8

100

Series: FINCOST1 Sample 1 103 Observations 103

790.7444 2.512041 77022.70

-11.19291

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

7588.525 9.986467 100.8222

Jarque-Bera 42779.77 0.000000 Probability

40000

50000

60000

70000

10000

20000

30000

Series: FINCOST2 Sample 1 103 Observations 103

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

0.103024 0.041323 0.915940 0.000000 0.145623 2.589068 12.17621

Jarque-Bera Probability

476.4432 0.000000

0.0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

0.7

0.8

0.9

Series: FINCOST3 Sample 1 103 Observations 103

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

0.544292 0.102562 10.89621 0.000000 1.316212 5.506687 39.98387

Jarque-Bera Probability

6390.725 0.000000

Series: MNSHARE Sample 1 103 Observations 103

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

0.180019 0.134600 0.776300 0.000000 0.171069 1.037852 3.443470

Jarque-Bera Probability

19.33489 0.000063

0.8

0.7

0.0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

Series: TAX Sample 1 103 Observations 103

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

0.001660 0.000114 0.022957 0.000000 0.003383 3.674250 20.23800

Jarque-Bera 1507.014 0.000000 Probability

0 0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

Series: MINGUTIL1 Sample 1 103 Observations 103

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

0.857603 0.620000 5.830000 0.057000 0.711375 3.864136 25.28180

Jarque-Bera Probability

2387.046 0.000000

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

2.5

3.0

3.5

4.0

4.5

5.0

5.5

6.0

Series: MINGUTIL2 Sample 1 103 Observations 103

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

0.292933 0.141246 5.313485 0.000335 0.577489 6.713813 57.11594

Jarque-Bera Probability

13342.09 0.000000

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

2.5

3.0

3.5

4.0

4.5

5.0

5.5

Hình 4.1 : Thống kê mô tả biến độc lập và biến phụ thuộc

Bảng 4.2: Ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu

HED

ASY

CEF1

CEF2

SIZE1

SIZE2

DIV

COST1

COST2

COST3 GUTIL1 GUTIL2

TAX

1.000000

HED

0.047970

1.000000

ASY

-0.23581

0.160826

1.000000

CEF1

-0.28042

0.139693

0.957663

1.000000

CEF2

0.131698

0.094955

0.134274

0.077563

1.000000

SIZE1

0.033762

0.309619

0.164676

0.194248

0.598258

1.000000

SIZE2

-0.19860

0.025543

0.345861

0.425042

0.003808

0.219947

1.000000

DIV

0.070809

0.196881

0.256234

0.257700

0.222308

0.291798

-0.03327

1.000000

COST1

-0.06412

-0.18109

-0.18326

-0.22613

0.208444

-0.10933

-0.22092

-0.05834

1.000000

COST2

-0.15209

-0.23318

-0.14138

-0.16364

0.043204

-0.11824

-0.09380

-0.03468

0.874261

1.000000

COST3

0.098292

0.224791

0.140267

0.164001

-0.02281

0.021952

0.059382

0.173400

-0.08085

-0.03784

1.000000

GUTIL1

0.128680

0.302189

0.042607

0.060758

-0.09973

0.043318

0.093017

0.061916

-0.15165

-0.12546

0.811914

1.000000

GUTIL2

0.030778

-0.25713

-0.14466

-0.14951

-0.00591

-0.09010

-0.02231

-0.02917

-0.00017

-0.01320

-0.12613

-0.10358

1.000000

0.116289

0.245215

0.089961

0.065037

0.646017

0.495437

0.048435

0.424187

0.055971

-0.06305

0.132056

0.064558

0.037753

TAX

Nguồn: Kết quả tính toán dữ liệu từ phần mềm Eviews.

Bảng trên trình bày ma trận hệ số tương quan để xem xét mối tương quan giữa

các biến độc lập. Theo bảng ta thấy các biến trên độc lập với nhau ngoại trừ hai đại

diện của hai biến chi phí đầu tư bên ngoài (0.957663) và mức độ thanh khoản của

doanh nghiệp (0.874261) có mối tương quan dương. Tuy nhiên, trong mô hình hồi

quy đa biến, tôi thực hiện hồi quy kết hợp từng biến đại diện của mỗi biến với

nhau, nên kết qua không bị ảnh hưởng bởi vấn đề này.

4.2. Kết quả nghiên cứu.

4.2.1. Phân tích đơn biến.

Phân tích đơn biến để kiểm định có sự khác nhau hay không giữa công ty phòng

ngừa và không phòng ngừa được tiến hành với các đặc điểm công ty thể hiện trong

phần thống kê mô tả ở bảng 4.1. So sánh trung bình cho các công ty có phòng ngừa

rủi ro và các công ty không phòng ngừa rủi ro ở Việt Nam, thì chúng khác nhau ở

biến số đại diện cho chính sách tài chính thay thế, được xem như là một chiến lược

thay thế phòng ngừa rủi ro. Các công ty không phòng ngừa rủi ro có tỷ lệ chi trả cổ

tức lớn hơn, tức là khả năng thanh khoản của công ty này cao hơn các công ty có

thực hiện phòng ngừa. (Nance 1993; Tufano 1996; Getzy 1997) cho rằng các chiến

lược phòng ngừa rủi ro thay thế cũng có thể hạn chế được rủi ro cho doanh nghiệp

mà không cần phải tiến hành các biện pháp phòng ngừa. Do vậy, khi công ty có

chính sách tài chính thay thế sẽ ít phòng ngừa rủi ro hơn. Trái với dự đoán cũng

như các kết quả nghiên cứu liên quan, kết quả của nghiên cứu này lại chỉ ra dấu

tương quan ngược lại, quyết định phòng ngừa rủi ro có tương quan dương với biến

chính sách chi trả cổ tức đại diện cho chính sách tài chính thay thế, ngụ ý các công

ty có tỷ lệ chi trả cổ tức cao lại càng có động cơ để phòng ngừa rủi ro hơn. Giải

thích cho kết quả này, nghiên cứu của 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 một chiến lược thay thế phòng ngừa mà là

thước đo của các quỹ nội bộ có sẵn.

Bảng 4.3 : Kết quả phân tích đơn biến dữ liệu ở Việt Nam năm 2013

Biến đại diện

t-Test value

p-value

Std.err

Group statistics

Hedging Non-Hedging

Tỷ lệ sở hữu nhà đầu tư tổ

(0.4730)

0.6373

0.026666

chức

Quỹ đầu tư phát triển/DT

2.5726

0.0115(**)

0.000913

thuần

Quỹ

đầu

tư

phát

3.0928

0.0026(***)

0.001214

triển/Tổng TS

Tổng tài sản

(1.3259)

0.1879

0.110747

Doanh thu thuần

(0.4204)

0.086411

Cổ tức

2.4870

0.6751 0.0145(**)

0.011771

Nợ dài hạn/Tổng tài sản

(0.6952)

0.4885

747.7196

Nợ dài hạn/Vốn CSH

0.8225

0.4127

0.014349

Tỷ lệ thanh toán lãi vay

1.6054

0.1115

0.12969

Tỷ số thanh toán nhanh

(1.0607)

0.2913

0.070094

Tỷ số thanh toán tiền mặt

(1.3819)

0.1700

0.056902

Tỷ lệ cổ phiếu nhà quản lý

(0.1192)

0.9053

0.016856

Ưu đãi thuế

(1.1401)

0.2569

2430.736

Giả thiết hồi quy: Hhedging = Hnon-hedging trong đó hedging là nhóm các công ty có tiến hành

phòng ngừa rủi ro và non-hedging là không phòng ngừa (thể hiện trong báo cáo tài chính

năm)

(***) có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%

(**) có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%

(*) có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%

Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm Eviews

Các công ty phòng ngừa và không phòng ngừa cũng khác nhau về giá trị trung

bình của biến chi phí đầu tư bên ngoài. Kết quả nghiên cứu thể hiện tương quan

dương giữa phòng ngừa rủi ro và cơ hội đầu tư ngụ ý các công ty có nhiều cơ hội

tăng trưởng lại càng thực hiện phòng ngừa rủi ro nhiều hơn. Kết quả này phù hợp

với nghiên cứu của (Froot và cộng sự, 1993; Getzy và cộng sự, 1997; Gay và Nam,

1998; Minton và Schrand, 1999; Allayannis và Ofek, 2001; Haushalter và các

đồng sự, 2002) khi cho rằng lợi ích của phòng ngừa rủi ro càng lớn khi các lựa

chọn tăng trưởng trong các cơ hội đầu tư của công ty càng nhiều.

Các kết quả khác của kiểm định đơn biến cho thấy các công ty có phòng ngừa

rủi ro không có khác biệt với các công ty không phòng ngừa rủi ro về chi phí kiệt

quệ tài chính, bất cân xứng thông tin, thuế, quy mô doanh nghiệp, lợi ích của nhà

quản lý hay khả năng thanh khoản của công ty. Do đó, nghiên cứu này bác bỏ giả

thiết về tối đa hóa tài sản của nhà quản lý đối với các công ty ở Việt Nam.

4.2.2. Phân tích đa biến.

Hồi quy logit được dùng để phân biệt các giải thích khả thi cho quyết định

phòng ngừa. Các biến được kiểm định trong phân tích đa biến dựa trên các yếu tố

tác động mà tôi đã giới thiệu trong các nghiên cứu trước đó là cơ sở lý luận quan

trọng cho quyết định phòng ngừa rủi ro của doanh nghiệp. Đối với hầu hết các

thuộc tính của doanh nghiệp theo thống kê mô tả, nghiên cứu này xác định một số

biến đại diện tiềm năng có thể được bao gồm trong mô hình hồi quy logit. Rõ ràng

vấn đề đa cộng tuyến có thể phát sinh nếu mô hình bao gồm tất cả các biến cùng

một lúc. Vì vậy, biến phụ thuộc được hồi quy trên lựa chọn các biến đại diện cho 8

nhân tố - chi phí kiệt quệ tài chính, quy mô công ty, độ lồi hàm số thuế, lợi ích của

nhà quản lý, chi phí đầu tư bên ngoài, tỷ lệ chi trả cổ tức, bất cân xứng thông tin và

công cụ tài chính phòng ngừa rủi ro thay thế. Do có nhiều biến đại diện để đo

lường đặc điểm của công ty, tôi đã ước lượng hồi quy logit riêng biệt, sử dụng tất

cả kết hợp có thể có của các biến đại diện cho mỗi biến độc lập trong hàm số

phòng ngừa rủi ro dự đoán. Trong số các nhân tố, sáu nhân tố đầu tiên được kỳ

vọng có tác động dương lên quyết định phòng ngừa rủi ro của công ty là: chi phí

kiệt quệ tài chính, quy mô công ty, thuế, chi phí đầu tư, lợi ích của nhà quản lý, bất

cân xứng thông tin càng cao có khả năng công ty tham giá các hoạt động phòng

ngừa rủi ro càng nhiều. Nhân tố thứ bảy (thay thế phòng ngừa rủi ro) và tỷ lệ chi

trả cổ tức kỳ vọng kết quả ngược lại, có tương quan âm với quyết định phòng ngừa

rủi ro của công ty. Biến phụ thuộc là 1 nếu công ty thực hiện phòng ngừa, ngược

lại là 0. Mối tương quan giữa quyết định phòng ngừa và các nhân tố ảnh hưởng

tiềm ẩn của nó có thể được biểu diễn dưới dạng một hàm tổng quát như sau:

Hedge = f (FC,CS,T,MS,AS,CEF,DIV,MG)

Trong đó hedge là biến nhị phân nhận giá trị 1 nếu công ty thực hiện phòng

ngừa và ngược lại là 0; FC là chi phí kiệt quệ tài chính; CS đại diện cho quy mô

công ty; T là độ lồi hàm thuế của công ty; MS là tỷ lệ sở hữu cổ phiếu của nhà

quản lý; AS là đại diện cho biến số bất cân xứng thông tin; CEF là chi phí tài trợ

bên ngoài; DIV là tỷ lệ chi trả cổ tức; MG là sự lựa chọn giữa các chính sách tài

chính liên quan và các nghiệp vụ thay thế phòng ngừa rủi ro.

Các biến số tài chính và chiều tác động kỳ vọng của chúng đến quyết định

phòng ngừa rủi ro qua phương trình trên được tóm tắt:

Bảng 4.4 : Dấu hệ số kỳ vọng biến độc lập

Biến độc lập Dấu hệ số kỳ

Quy mô doanh nghiệp vọng +

Chi phí kiệt quệ tài chính +

Bất cân xứng thông tin +

Chi phí đầu tư bên ngoài +

Ưu đãi về thuế +

Chính sách cổ tức -

Tỷ lệ sở hữu cổ phiếu của nhà quản lý +

Chính sách phòng ngừa rủi ro thay thế -

Bảng 4.5 trình bày kết quả tổng hợp phân tích đa biến liên quan đến xác suất

phòng ngừa rủi ro đối với các yếu tố quyết định phòng ngừa rủi ro của các công ty

ở Việt Nam thông qua hệ số hồi quy và độ lệch chuẩn của từng phương trình hổi

quy kết hợp từng đại diện của tám biến độc lập; trong đó độ lệch chuẩn là hệ số

nằm trong ngoặc. Tỷ lệ sở hữu nhà đầu tư tổ chức đại diện cho tình trạng bất cân

xứng thông tin ở các doanh nghiệp hoàn toàn không có ảnh hưởng đến quyết định

phòng ngừa rủi ro khi kết quả kiểm định không hỗ trợ cho giả thiết này.

Một trong tám biến độc lập có tác động đến hoạt động phòng ngừa là chi phí tài

trợ bên ngoài. Tỷ lệ chi phí đầu tư trên tổng tài sản và trên doanh thu thuần, đại

diện cho chi phí tài trợ bên ngoài của công ty, dự đoán rằng các công ty có nhiều

cơ hội đầu tư sẽ phòng ngừa nhiều hơn (theo Froot et al., 1993 hoặc Bessembinder,

1991; Dobson và Soenen năm 1993; Nance và cộng sự, 1993; Getzy và cộng sự

năm 1997; Allayannis và Ofek năm 2001 cho bằng chứng thực nghiệm). Các kết

quả của mô hình logit không hỗ trợ dự đoán của tôi khi tại mức ý nghĩa 5% chi phí

đầu tư trên tổng tài sản cho ý nghĩa thống tuy nhiên hệ số hồi quy lại cung cấp mối

tương âm giữa quyết định phòng ngừa và tỷ lệ chi phí đầu tư. Kết quả cũng không

thay đổi khi thay tỷ lệ chi phí đầu tư trên tổng tài sản bằng trên doanh thu thuần tại

mức ý nghĩa 10%.

Tương tự giả thuyết về chi phí kiệt quệ tài chính và mức độ thanh khoản đại

diện cho chính sách tài chính thay thế cũng bị bác bỏ cho dữ liệu ở Việt Nam khi

kết quả phân tích đa biến cho ý nghĩa thống kê tuy nhiên ngược về dấu so với các

lý thuyết dự đoán. Bên cạnh đó, kết quả không ủng hộ cho giả thuyết về thuế, bất

cân xứng thông tin và tỷ lệ sở hữu của nhà quản lý khi các giá trị hồi quy không có

ý nghĩa thống kê.

Bảng 4.5: Kết quả phân tích đa biến mẫu dữ liệu 103 công ty ở Việt Nam

Equation Equation Equation Equation Equation Equation Equation Equation Equation Equation Equation

Equation

3

4

5

6

7

9

10

11

1

2

8

12

0.14

0.06

0.08

0.03

0.05

-0.09

-0.15

-0.16

0.27

0.25

-0.04

-0.27

(1.01)

(1.02)

(0.98)

(0.99)

(1.0)

(0.99)

(1.01)

Asyminfor

-83.7*** (40.41)

-87.4*** (40.41)

-79.2*** (38.8)

-90.54** (41.54)

-83.61** (40.22)

-85.9*** (40.46)

Cef1

-72.71**

-75.88**

-77.49**

-77.35**

-79.45**

-80.66**

(30.04)

(30.97)

(30.24)

(30.73)

(30.67)

(31.36)

Cef2

0.31

0.26

0.44

0.41

0.37

(0.24)

(0.23)

(0.25)

Cosize1

0.21

0.25

0.22

0.27

0.22

0.27

(0.29)

(0.30)

(0.28)

(0.29)

(0.28)

(0.29)

Cosize2

-2.73

-1.88

-3.78

-2.85

-3.04

-2.15

-4.00

-3.14

-3.46

-2.51

-3.80

-2.86

(2.19)

(2.25)

(2.35)

(2.43)

(2.23)

(2.3)

(2.33)

(2.41)

(2.29)

(2.36)

(2.29)

(2.37)

Div

0.004

(0.008)

(0.007)

(0.008)

Fincost1

-3.01

-3.34***

-2.12

-2.56

(1.77)

(1.78)

(1.57)

(1.61)

Fincost2

-0.34

-0.43***

-0.46***

-0.39***

(0.25)

(0.22)

(0.21)

Fincost3

0.61

0.78

0.64

0.84

0.77

1.00

0.81

1.09

0.85

1.10

0.89

1.19

(0.58)

0.62

(0.56)

(0.62)

(0.58)

(0.65)

(0.57)

(0.65)

(0.61)

(0.68)

(0.60)

(0.68)

Mingutil1 Mingutil2

-0.03

-0.169

-0.02

-0.14

-0.07

-0.24

-0.09

-0.24

-0.23

-0.41

-0.22

-0.37

(1.38)

(1.39)

(1.36)

(1.38)

(1.41)

(1.44)

(1.37)

(1.39)

(1.41)

(1.47)

(1.38)

(1.41)

Mnshare

70.31

62.52

90.96

76.87

49.14

40.8

82.51

167.75

50.11

42.09

77.89

63.52

(89.67)

(92.02) (89.94)

(96.03)

(91.20)

(86.12)

(83.98)

(94.53)

(85.26)

(83.35)

(91.94)

(87.22)

Tax Num. of obs

Ghi chú: Số liệu bảng trên gồm hệ số hồi quy và độ lệch chuẩn (trong ngoặc). ,, có ý nghĩa thống kê lần lượt tại 10%, 5%, 1%.

Equation Equation Equation Equation Equation Equation Equation Equation Equation Equation Equation Equation

14

15

16

17

18

19

20

21

22

23

24

13

-0.15

-0.22

-0.39

-0.23

-0.34

-0.32

-0.51

-0.33

-0.42

-0.46

-0.62

-0.05

Asyminfor

(1.01)

(1.02)

(1.03)

(0.98)

(0.99)

(1.01)

(1.03)

(1.00)

(1.01)

(1.02)

(1.04)

(0.99)

-93.54**

-91.00**

-82.87**

-90.60**

-84.32**

-95.47**

Cef1

(44.32)

(41.52)

(40.29)

(41.21)

(39.96)

(44.09)

-87.36*

-84.75*

-86.06*

-82.57*

-91.7*

-84.69*

Cef2

(31.98)

(32.66)

(31.1)

(34.63)

(35.97)

(31.99)

0.44**

0.41**

0.42**

0.38**

0.30

0.24

Cosize1

(0.26)

(0.25)

0.213

0.24***

0.31**

0.24**

0.31**

0.27

Cosize2

(0.29)

(0.31)

(0.29)

(0.304)

(0.31)

(0.30)

-2.87

-4.46***

-3.65

-4.72***

-4.01

-4.09***

-3.22

-4.49***

-3.44

-2.59

-3.79

-3.69

Div

(2.43)

(2.58)

(2.42)

(2.51)

(2.35)

(2.42)

(2.38)

(2.30)

(2.37)

(2.46)

(2.45)

0.003

0.004

0.003 (0.008)

Fincost1

(0.008)

(0.009)

-2.67

-3.02

-1.72

-2.15

Fincost2

(1.88)

(1.94)

(1.62)

(1.70)

-0.38

-0.40

-0.29

-0.32

Fincost3

(0.26)

(0.22)

(0.23)

Mingutil1

2.69***

3.47**

2.81***

3.68**

2.61***

3.41**

2.85***

3.81**

2.50

3.24***

2.72***

3.60**

Mingutil2

(1.46)

(1.68)

(1.47)

(1.71)

(1.47)

(1.70)

(1.48)

(1.73)

(1.44)

(1.66)

(1.46)

(1.70)

-0.30

-0.56

-0.29

-0.55

-0.31

-0.59

-0.35

-0.63

-0.43

-0.69

-0.42

-0.68

Mnshare

(1.40)

(1.43)

(1.38)

(1.42)

(1.46)

(1.38)

(1.42)

(1.46)

(1.39)

(1.43)

67.44

59.77

89.5

74.95

49.69

42.97

85.61

73.94

50.87

45.38

81.95

71.36

Tax

(98.16)

(98.08)

(101.0)

(97.76)

(92.45)

(92.92)

(99.63)

(97.02)

(91.53)

(92.43)

(97.48)

(95.41)

Num. of obs

Ghi chú: Số liệu bảng trên gồm hệ số hồi quy và độ lệch chuẩn (trong ngoặc). ,, có ý nghĩa thống kê lần lượt tại 10%, 5%, 1%.

Function

0.68497

0.68783 0.684128 0.687248

0.452833 0.422076 0.482479 0.446014

Function

9.9E-126 1.7E-138 2.7E-116 3.9E-131

0.72028 0.734683 0.719561 0.734463

Function

0.52405

8.1E-111 2.8E-121

0.50666 0.558984

1.2E-99 9.2E-112

0.53822 Nguồn: Tính toán của tác giả từ giá trị trung bình các biến theo mô hình hồi quy Logit (5)

Bảng 4.6: Hiệu ứng cận biên ME (marginal effect) của 24 phương trình hồi quy

Biến có ý nghĩa thống kê đúng với dự đoán của tôi đó là biến quy mô. Theo

bảng kết quả, doanh thu đại diện cho biến số này có ý nghĩa thống kê và tương

quan dương. Để cho kết quả chắc chắn hơn, khi thay doanh thu bằng tổng tài sản

đại diện cho quy mô công ty thì kết quả mô hình hồi quy cũng cho kết quả tương

tự tại cùng mức ý nghĩa 5%. Tôi tiếp tục kiểm tra mức độ ảnh hưởng của từng biến

đối với biến phụ thuộc thông qua phương pháp đo lường ảnh hưởng biên ME (marginal effects) (4). Kết quả thật ngạc nhiên khi cả doanh thu thuần và tổng tài

sản tăng 1% thì chính sách quản lý rủi ro sẽ thay đổi theo chiều hướng tăng 5%

hoặc có thể nói một sự tăng trong quy mô công ty 1% có thể giải thích được 5% sự

thay đổi trong quyết định phòng ngừa rủi ro. Điều này tạo cơ sở đưa ra khẳng định

(4) Phương trình hồi quy Logit:

với βk lệ số hồi quy của biến độc lập thứ k trong mỗi phương trình

Pi là xác suất để y bằng 1 trong phương trình thứ i

Xki là giá trị trung bình quân của biến giải thích thứ k trong phương trình thứ i

Với 1 đơn vị gia tăng trong x2 sẽ dẫn đến sự gia tăng trong xác suất thành quả tương ứng với yi=1

là (β2 x a)

Những ước lượng theo giá trị trung bình này gọi là phương pháp đo lường hiệu ứng cận biên

marginal effects.

khi quy mô các doanh nghiệp càng lớn họ lại càng muốn phòng ngừa rủi ro nhiều

hơn (theo Nance et al. (1993), Dolde (1995), Mian (1996), Getzy et al. (1997) và

Haushalter (2000)).

Biến thứ hai có ý nghĩa thống kê đúng với kỳ vọng của bài nghiên cứu đó là

chính sách cổ tức khi cung cấp mối tương quan âm giữa phòng ngừa rủi ro và

chính sách tài chính thay thế phòng ngừa rủi ro. Kết quả này được hỗ trợ từ nghiên

cứu của (Haushalter, 2000) cho rằng các công ty phải đối mặt với khó khăn thanh

khoản có thể trả tiền ít hoặc không có cổ tức và cần phòng ngừa rủi ro nhiều hơn.

Tuy nhiên, mức độ giải thích của biến độc lập cho sự thay đổi của biến phụ thuộc

là rất nhỏ, cho thấy tác động của biến chính sách cổ tức đến quyết định phòng ngừa

của các doanh nghiệp là rất yếu.

Kết quả của bài nghiên cứu có thể không đúng với kỳ vọng của tác giả có thể lí

giải từ nguyên nhân xuất phát từ thực tiễn hoạt động phòng ngừa rủi ro của các

doanh nghiệp Việt Nam. Thứ nhất, định nghĩa của tác giả về phòng ngừa rủi ro bao

gồm tất cả các công ty có thực hiện phòng ngừa rủi ro bằng công cụ phái sinh và

chính sách tài chính thay thế khác. Thứ hai, ngoài các doanh nghiệp lớn và các

định chế tài chính thì các doanh nghiệp còn lại thiếu kiến thức về việc sử dụng

công cụ phái sinh cũng như tầm quan trọng của việc quản trị rủi ro, thông tin quản

trị rủi ro thể hiện trên báo cáo thường niên mang tính đối phó, một số công ty cũng

không đề cập; do đó nguồn thông tin về hoạt động phòng ngừa chưa thực sự minh

bạch và cụ thể. Thứ ba, quy mô doanh nghiệp ở nước ta đa phần là doanh nghiệp

vừa và nhỏ, các doanh nghiệp lớn thường là doanh nghiệp nhà nước hoặc thuộc sở

hữu nhà nước, vì vậy việc nghiên cứu về phòng ngừa rủi ro chưa thực sự có ý

nghĩa. Với doanh nghiệp nhỏ, lợi nhuận biên của việc phòng ngừa rủi ro có thể xấp

xỉ chi phí biên khi đó các nhà quản lý không có động lực để thực hiện do không

mang lại hiệu quả kinh tế nên lợi ích kinh tế theo quy mô của hoạt động phòng

ngừa rủi ro có ý nghĩa với các doanh nghiệp Việt Nam.

5. KẾT LUẬN

5.1. Kết luận bài nghiên cứu

Để đảm bảo sự ổn định và an toàn cho hoạt động kinh doanh trong nền kinh tế

thị trường có nhiều biến động như hiện nay, các doanh nghiệp phải chủ động lựa

chọn những giải pháp hữu hiệu để hạn chế ảnh hưởng của các tác động tiêu cực,

một trong những giải pháp quan trọng mà các doanh nghiệp lựa chọn là việc sử

dụng các công cụ tài chính để phòng ngừa rủi ro. Bài viết nhằm tìm ra yếu tố nào

có thể giải thích tốt nhất cho quyết định phòng ngừa rủi ro tài chính cho các doanh

nghiệp Việt Nam.

Kết quả kiểm chứng dựa trên cả hai kiểm định thực nghiệm đơn biến và đa biến

giữa quyết định phòng ngừa rủi ro của các công ty phi tài chính ở nước ta với chi

phí kiệt quệ tài chính, tài trợ bên ngoài, ưu đãi thuế, cơ hội tăng trưởng, tỷ lệ sở

hữu của nhà quản lý và các nghiệp vụ thay thế phòng ngừa rủi ro không cung cấp

được bất kỳ một sự ủng hộ nào cho các kiểm định giả thiết ngoại trừ quy mô danh

nghiệp được đo bằng doanh thu thuần và tổng tài sản. Biến chi phí đầu tư bên

ngoài và chính sách tài chính thay thể tuy có ý nghĩa nhưng dấu của hệ số hồi quy

ngược với mong đợi. Kết quả này không phù hợp với những phát hiện của

Bessembinder (1991), Froot et al. (1993), Dobson và Soenen (1993), Nance et al.

(1993), Getzy et al. (1997) và Allayannis và Ofek (2001) và các nghiên cứu dự

đoán rằng quyết định phòng ngừa rủi ro của một doanh nghiệp có mối quan hệ

đồng biến với các cơ hội đầu tư. Lợi ích của phòng ngừa rủi ro càng lớn khi các

lựa chọn trong cơ hội đầu tư càng nhiều, bởi vì giảm biến động dòng tiền khi

phòng ngừa rủi ro có thể cải thiện khả năng các quỹ nội bộ đáp ứng đủ cho các cơ

hội đầu tư mới mà không cần cắt giảm các dự án khác. Vì vậy giả thiết này bị bác

bỏ với mẫu dữ liệu các công ty phi tài chính của Việt Nam.

Qua khảo sát thực tế, các công ty ở Việt Nam đối diện với rất nhiều rủi ro từ rủi

ro kinh tế, tỷ giá, tài chính, cạnh tranh… nhưng một thực trạng phòng ngừa rủi ro ở

các công ty rất chung chung, chưa có chiến lược cụ thể rõ ràng đối với từng loại rủi

ro, hoặc tập trung cho những rủi ro nghiêm trọng, đặc trưng cho từng ngành nghề;

chủ yếu các công ty duy trì lượng tiền mặt phù hợp trong từng thời kỳ, củng cố nội

lực tài chính… Mặc dù duy trì tiền mặt là giải pháp để hạn chế rủi ro cho các công

ty ở Việt Nam nhưng kiểm định đa biến cho mối quan hệ giữa quyết định phòng

ngừa rủi ro và các công cụ phòng ngừa rủi ro thay thế lại không thể hiện đúng kỳ

vọng về dấu. Điều đó chỉ ra vấn đề thanh khoản không phải thay thế cho phòng

ngừa rủi ro, mà là một thước đo cho tính khả dụng của quỹ nội bộ.

Một kết quả khác không như dự đoán về tỷ lệ sở hữu cổ phiếu của nhà quản lý,

thực tế là số lượng cổ phiếu mà các nhà quản lý sở hữu không phải là động lực để

họ hành động ngăn chặn, phòng ngừa rủi ro cho công ty. Vì vậy, tôi bác bỏ giả

thuyết nghiên cứu tối đa hóa lợi ích của nhà quản lý.

Ngoài ra, kết quả kiểm định đa biến giữa chi phí kiệt quệ tài chính và quyết định

phòng ngừa rủi ro không hỗ trợ giải thích giả thuyết đưa đến kết luận rằng quyết

định tự phòng ngừa rủi ro của các công ty không phụ thuộc vào lý thuyết về chi phí

kiệt quệ tài chính. Tương tự với các kết quả của biến độc lập tỷ lệ sở hữu cổ phiếu

của nhà quản lý, bất cân xứng thông tin và tỷ lệ chi trả cổ tức chúng ta cũng có thể

thấy được thực trạng các doanh nghiệp Việt Nam chưa thực sự nhận ra tầm quan

trọng của hoạt động quản trị rủi ro.

Với những kết quả đạt được, dựa trên nghiên cứu của tác giả Danijela Milos

Sprcica, Zeljko Sevic (2012) bài nghiên cứu của tôi cũng đã đóng góp vào lý

thuyết hiện tại khi thực hiện kiểm định thực nghiệm tại Việt Nam. Tôi cho rằng từ

các đặc điểm của 103 công ty có thể cho thấy cái nhìn toàn diện về đặc điểm của

tất cả các công ty phi tài chính khác trên thị trường; đó là hầu như các công ty đều

quản lý rủi ro tài chính chủ yếu với các công cụ quản lý rủi ro đơn giản như phòng

ngừa rủi ro tự nhiên trong khi việc sử dụng các công cụ phái sinh như hợp đồng

tương lai, hợp đồng hoán đổi mới thực sự là các công cụ quan trọng và hiệu quả

nhất trong những năm gần đây.

5.2. Hạn chế của bài nghiên cứu

Thứ nhất, biến phụ thuộc được dung dưới dạng nhị phân nên không thể mô tả

đầy đủ quy mô cũng như mức độ của hoạt động phòng ngừa, khi đó một công ty

với tỷ lệ phòng ngừa rủi ro 1% cũng tương tự như công ty có tỷ lệ 100%.

Thứ hai, mẫu dữ liệu thu thập gần 500 doanh nghiệp tuy nhiên vì hạn chế về

mặt thông tin được cung cấp nên số liệu tổng hợp chỉ có 103 công ty có đầy đủ yếu

tố cần thiết nên mẫu này vẫn chưa thực sự lớn và tổng quát cho cả thị trường.

Thứ ba, các biến tôi đưa vào mô hình nghiên cứu có thể chưa hoàn toàn đại diện

hết cho các nhân tố xem xét mà chỉ dựa trên kết quả nghiên cứu của Danijela

Milos Sprcica, Zeljko Sevic (2012) và điều chỉnh một vài chỉ tiêu cho phù hợp với

tình hình Việt Nam.

Do đó, với những hạn chế trên, các nghiên cứu sau có thể mở rộng mẫu với số

lượng doanh nghiệp nhiều hơn, thời gian nghiên cứu dài hơn và có thể đưa những

biến khác để xem xét các nhân tố tác động lên quyết định phòng ngừa rủi ro để có

thể đưa ra những nhân tố giải thích tốt hơn.

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tiếng Việt

1. Nguyễn Thị Ngọc Trang, 2007. Giáo trình Quản trị rủi ro tài chính. Nhà xuất

bản thống kê, trang 547.

2. Nguyễn Thị Ngọc Trang, 2011. Giáo trình Quản trị rủi ro tài chính. Đại học

Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh, trang 327-335.

3. Vũ Việt Quảng, 2013. Giáo trình Kinh tế lượng trong tài chính. Đại Học Kinh

tế Thành phố Hồ Chí Minh.

Tiếng Anh

4. Allayannis, G., Ofek, E., 2001. Exchange rate exposure, hedging, and the user

of foreign currency derivatives. Journal of International Money and Finance 20 (2),

273–296.

5. Amrit Judge, Middlesex University Business School, 2006. Why and How UK

Firms Hedge. European Financial Management Journal, Vol.12, No.3, pp.407-441,

2006.

6. Berkman, H. and Bradbury, M.E., ‘Empirical evidence on the corporate use of

derivatives’, Financial Management, Vol. 25, 1996, pp. 5-13.

7. Bessembinder, H., 1991. Forward contracts and firm value: investment

incentive and contracting effects. The Journal of Financial and Quantitative

Analysis 26 (4), 519–532.

8. Bodnar, G. M., Jong, A. D. and Macrae, V., ‘The impact of institutional

differenceson derivatives usage: a comparative study of U.S. and Dutch firms’,

EuropeanFinancial Management, Vol. 9, 2003, pp. 271-297.

9. Breeden, D., Viswanathan, S., 1996. Why do Firms Hedge? An Asymmetric

Information Model. Working Paper (Duke University).

10. Campbell, T.S., Kracaw, W.A., 1987. Optimal managerial incentive contracts

and the value of corporate insurance. Journal of Financial and Quantitative

Analysis 22 (3), 315–328.

11. De Ceuster, M.J.K., Durinck, E., Laveren, E. and Lodewyckx, J., ‘A survey

into theuse of derivatives by large non-financial firms operating Belgium’,

European Financial Management, Vol. 6, 2000, pp. 301-318.

12. DeMarzo, P.M., Dufﬁe, D., 1995. Corporate incentives for hedging and hedge

accounting. Review of Financial Studies 8 (3), 743–771.

13. D.,M.,Sprcic, Z.,Sevic, 2011. Determinants of corporate hedging decision:

Evidence from Croatian and Slovenian companies. Research in International

Business and Finance 26 (2012) 1-25.

14. Dobson, J., Soenen, L., 1993. Three agency-cost reasons for hedging foreign

exchange risk. Managerial Finance 19 (6), 35–44.

15. Dolde, W., 1995. Hedging, leverage and primitive risk. Journal of Financial

Engineering 4 (2), 187–216.

16. Elliott, W.B., Huffman, S.P. and Makar, S.D., ‘Foreign denominated debt and

foreign currency derivatives: complements or substitutes in hedging foreign

currency risk’, Journal of Multinational Financial Management, Vol. 13, 2003, pp.

123-139.

17. Faulkender, M., ‘Hedging or market timing? Selecting the interest rate

exposure ofcorporate debt’, Journal of Finance, Vol. 60, 2005, pp. 931-962.

18. Froot, K.A., Scharfstein, D.S., Stein, J.C., 1993. Risk management:

coordinating corporate investment and financing policies. Journal of Finance 48

(5), 1629–1658.

19. Gay, G.D., Nam, J., 1998. The underinvestment problem and corporate

derivatives use. Financial Management 27 (4), 53–69.

20. Getzy, C., Minton, B.A., Schrand, C., 1997. Why firms use currency

derivatives. The Journal of Finance 52 (4), 1323–1354.

21. Graham, J.R., Smith Jr., C.W., 1996. Tax incentives to hedge. The Journal of

Finance 54 (6), 2241–2262.

22. Grant, K. and Marshall, A.P., ‘Large U.K. companies and derivatives’.

European Financial Management, Vol. 3, 1997, pp. 191-208.

23. Guay, W. and Kothari, S.P., ‘How much do firms hedge with derivatives?’,

Journal of Financial Economics, Vol. 70, 2003, pp. 423-461.

24. Haushalter, G.D., 2000. Financing policy, basis risk, and corporate hedging:

evidence from oil and gas producers. The Journal of Finance 55 (1), 107–152.

25. Howton, S.D. and Perfect, S.B., ‘Currency and interest-rate derivatives use in

U.S. firms’, Financial Management, Vol. 27, 1998, pp. 111-121.

26. Jensen, C.M., Smith Jr., C.W., 1985. Stockholder, manager, and creditor

interests: application of agency theory. In: Altman, E.I., Subrahmanyam, M.G.

(Eds.), Recent Advances in Corporate Finance. Irwin, Homewood, IL, pp. 93–131.

27. Judge, A.P., ‘A survey of derivatives use in the UK’, Working Paper

(Middlesex University Business School, 2001).

28. Kedia, S. and Mozumdar, A., ‘Foreign currency denominated debt: an

empirical investigation’, Journal of Business, Vol. 76, 2003, pp. 521-546.

29. Keloharju, M. and Niskanen, M., ‘Why do firms raise foreign currency

denominated debt? Evidence From Finland’, European Financial Management,

Vol. 7, 2001, pp. 481-496

30. Knopf, J.D., Nam, J. and Thornton, Jr., J.H., ‘The volatility and price

sensitivities of managerial stock option portfolios and corporate hedging’, Journal

of Finance, Vol. 57, 2002, pp. 801-813.

31. Lessard, D.R., 1991. Global competition and corporate ﬁnance in the 1990s.

Journal of Applied Corporate Finance 3 (4), 59–72.

32. Lintner, J., 1965. Security prices, risk and maximal gains from diversification.

Journal of Finance 20 (4), 587–615.

33. Mallin, C., Ow-Yong, K. and Reynolds, K., Derivatives usage in U.K. non-

financial listed companies’, European Journal of Finance, Vol. 7, 2001, pp. 63-91.

34. Mayers, D., Smith Jr., C.W., 1982. On the corporate demand for insurance.

The Journal of Business 55 (2), 281–296.

35. Mello, A.S., Parsons, J.E., 2000. Hedging and liquidity. The Review of

Financial Studies 13 (1), 127–153.

36. Mian, S., 1996. Evidence on corporate hedging policy. Journal of Financial

and Quantitative Analysis 31 (3), 419–439.

37. Minton, B.A., Schrand, C., 1999. The impact of cash ﬂow volatility on

discretionary investment and the cost of debt and equity ﬁnancing. Journal of

Financial Economics 54 (3), 423–460.

38. Modigliani, M., Miler, M., 1958. The cost of capital, corporate finance and

theory of investment. The American Economic Review 48 (3), 261–297.

39. Mossin, J., 1966. Equilibrium in a capital asset market. Econometrica 34 (4),

768–783.

40. Myers, C.S., 1984. The capital structure puzzle. Journal of Finance 39 (3),

575–592.

41. Nance, D.R., Smith, C.W., Smithson, 1993. On the determinants of corporate

hedging. Journal of Finance 48 (1), 267–284.

42. Sharpe, W.F., 1964. Capital asset prices: a theory of market equilibrium under

conditions of risk. Journal of Finance 19 (3), 425–442.

43. Shapiro, A.C., Titman, S., 1998. An integrated approach to corporate risk

management. In: Stern, J.M., Chew Jr., D.H. (Eds.), TheRevolution in Corporate

Finance. Blackwell Business, Malden, Mass., and Oxford, pp. 251–265.

44. Smith, C.W., Stulz, R.M., 1985. The determinants of firms hedging policies.

Journal of Financial and Quantitative Analysis 20 (4), 391–405.

45. Stulz, R., 1984. Optimal hedging policies. The Journal of Financial and

Quantitative Analysis 19 (2), 127–140.

PHỤ LỤC

Phụ lục 1: Danh sách mã chứng khoán của 103 doanh nghiệp theo VNR500

MSN

POM

HPG DHG PET HSG VMD SMC SVC PGD QNS HLA HAG COM CMV VHC HBC VTEC PVC VTF PSW NKG REE VGS GMD TLH VNM HVG CTD BHS FPT PNJ KDC

VNS UTXICO APFCO AGM TMC VCF SHI HUT RAL

DTL MCG OGC LSS QNC PTP MKP HPP VCS TLG LIG VLF TRA SHV DNY VHL TNA FCN AAA SCR SAM BBC HDG DDN FLC PCC1 TNG C47 HLG SC5 ASM

Dependent Variable: HEDGING Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 12/10/14 Time: 16:08 Sample: 1 103 Included observations: 103 Convergence achieved after 9 iterations Covariance matrix computed using second derivatives

Std. Error

z-Statistic

Prob.

Coefficient

0.993987 40.45893 0.240552 2.190023 0.008112 0.582245 1.382144 92.02465 3.463589

0.280994 -2.125598 1.284211 -1.247316 0.523691 1.045688 -0.022125 0.764072 -1.072040

0.7787 0.0335 0.1991 0.2123 0.6005 0.2957 0.9823 0.4448 0.2837

0.279305 -85.99941 0.308920 -2.731650 0.004248 0.608847 -0.030580 70.31342 -3.713107

Variable ASYMINFOR CEF1 COSIZE1 DIV FINCOST1 MINGUTIL1 MNSHARE TAX C

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

0.135487 0.465035 1.246137 1.476356 1.339383 17.29444 0.027185

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.689320 0.445670 18.67041 -55.17605 -63.82327 -0.535690

103

32 71

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

Total obs

Phụ lục 2: Kết quả Eviews 24 phương trình hồi quy Logistic

Dependent Variable: HEDGING Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 12/10/14 Time: 16:09 Sample: 1 103 Included observations: 103 Convergence achieved after 9 iterations Covariance matrix computed using second derivatives

Std. Error

z-Statistic

Prob.

Coefficient

0.998776 30.03843 0.239606 2.259714 0.007471 0.622470 1.399428 89.94608 3.455021

0.254108 -2.420676 1.103400 -0.833346 0.497680 1.255456 -0.121448 0.695168 -0.918481

0.7994 0.0155 0.2699 0.4046 0.6187 0.2093 0.9033 0.4869 0.3584

Variable ASYMINFOR CEF2 COSIZE1 DIV FINCOST1 MINGUTIL1 MNSHARE TAX C

0.253797 -72.71333 0.264381 -1.883125 0.003718 0.781484 -0.169957 62.52765 -3.173372

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.148914 0.465035 1.229497 1.459716 1.322744 19.00832 0.014815

0.689320 0.440861 18.26970 -54.31911 -63.82327 -0.527370

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Std. Error

z-Statistic

Prob.

Coefficient 0.143727 -83.73603 0.205249 -3.040081 0.004408 0.644853 -0.020772 90.96169 -2.278234

0.142294 -2.071716 0.687615 -1.358869 0.532319 1.137191 -0.015220 0.947269 -0.528926

0.8868 0.0383 0.4917 0.1742 0.5945 0.2555 0.9879 0.3435 0.5969

Variable ASYMINFOR CEF1 COSIZE2 DIV FINCOST1 MINGUTIL1 MNSHARE TAX C

1.010069 40.41869 0.298495 2.237214 0.008281 0.567058 1.364790 96.02520 4.307288

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.125663 0.465035 1.258312 1.488531 1.351559 16.04040 0.041806

103

32 71

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

Total obs

0.689320 0.448751 18.92947 -55.80307 -63.82327 -0.541777

Std. Error

z-Statistic

Prob.

Coefficient

1.020874 30.97983 0.304583 2.312918 0.008088 0.617484 1.386830 91.20429 4.400505

0.064715 -2.449449 0.843034 -0.931871 0.551479 1.369299 -0.102335 0.842870 -0.706861

0.9484 0.0143 0.3992 0.3514 0.5813 0.1709 0.9185 0.3993 0.4797

Variable ASYMINFOR CEF2 COSIZE2 DIV FINCOST1 MINGUTIL1 MNSHARE TAX C

0.066066 -75.88350 0.256774 -2.155343 0.004461 0.845521 -0.141922 76.87334 -3.110545

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.144731 0.465035 1.234681 1.464900 1.327927 18.47441 0.017938

0.689320 0.442159 18.37742 -54.58606 -63.82327 -0.529962

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Dependent Variable: HEDGING Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 12/10/14 Time: 16:10 Sample: 1 103 Included observations: 103 Convergence achieved after 5 iterations Covariance matrix computed using second derivatives

Std. Error

z-Statistic

Prob.

Coefficient

0.980607 40.41031 0.255725 2.359971 1.770142 0.582957 1.411293 86.12431 3.572943

0.084186 -2.162793 1.755807 -1.602640 -1.699366 1.333283 -0.052247 0.570584 -1.458097

0.9329 0.0306 0.0791 0.1090 0.0893 0.1824 0.9583 0.5683 0.1448

Variable ASYMINFOR CEF1 COSIZE1 DIV FINCOST2 MINGUTIL1 MNSHARE TAX C

0.082554 -87.39914 0.449004 -3.782184 -3.008119 0.777246 -0.073736 49.14116 -5.209697

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.149374 0.465035 1.228927 1.459146 1.322174 19.06706 0.014505

0.689320 0.438631 18.08533 -54.28974 -63.82327 -0.527085

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Std. Error

z-Statistic

Prob.

Coefficient 0.031002 -77.49352 0.419850 -2.859561 -3.340176 1.005772 -0.246532 40.80235 -4.859893

0.984895 30.24939 0.254553 2.438696 1.781441 0.657217 1.437471 83.98888 3.553922

0.031478 -2.561821 1.649366 -1.172578 -1.874986 1.530351 -0.171504 0.485807 -1.367473

0.9749 0.0104 0.0991 0.2410 0.0608 0.1259 0.8638 0.6271 0.1715

Variable ASYMINFOR CEF2 COSIZE1 DIV FINCOST2 MINGUTIL1 MNSHARE TAX C

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.167910 0.465035 1.205955 1.436174 1.299202 21.43314 0.006082

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

0.689320 0.431525 17.50408 -53.10670 -63.82327 -0.515599

Std. Error

z-Statistic

Prob.

Coefficient

0.989676 38.80147 0.289153 2.331901 1.578367 0.577200 1.372942 94.53758 4.160715

0.050431 -2.043328 0.780357 -1.716855 -1.348545 1.417837 -0.069408 0.872753 -0.539914

0.9598 0.0410 0.4352 0.0860 0.1775 0.1562 0.9447 0.3828 0.5893

Variable ASYMINFOR CEF1 COSIZE2 DIV FINCOST2 MINGUTIL1 MNSHARE TAX C

0.049910 -79.28413 0.225642 -4.003536 -2.128499 0.818376 -0.095294 82.50798 -2.246430

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.127786 0.465035 1.255681 1.485900 1.348928 16.31139 0.038134

0.689320 0.444922 18.60786 -55.66757 -63.82327 -0.540462

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Std. Error

z-Statistic

Prob.

0.997092 30.72848 0.295676 2.419635 1.616600 0.652309 1.399657 89.67059 4.255542

-0.047561 -2.517419 0.946305 -1.299070 -1.589660 1.685944 -0.172982 0.755620 -0.723987

0.9621 0.0118 0.3440 0.1939 0.1119 0.0918 0.8627 0.4499 0.4691

Variable ASYMINFOR CEF2 COSIZE2 DIV FINCOST2 MINGUTIL1 MNSHARE TAX C

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

Coefficient -0.047423 -77.35646 0.279799 -3.143274 -2.569844 1.099756 -0.242116 67.75691 -3.080956 0.151950 0.465035 1.225734 1.455953 1.318981 19.39590 0.012880

0.689320 0.435885 17.85962 -54.12532 -63.82327 -0.525489

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Std. Error

z-Statistic

Prob.

Coefficient -0.090757 -90.54336 0.414724 -3.467487 -0.429169 0.851425 -0.235021 50.11746 -4.777066

0.994667 41.54969 0.253068 2.291261 0.249953 0.607276 1.410343 85.26669 3.571577

-0.091244 -2.179159 1.638784 -1.513353 -1.717000 1.402040 -0.166641 0.587773 -1.337523

0.9273 0.0293 0.1013 0.1302 0.0860 0.1609 0.8677 0.5567 0.1811

Variable ASYMINFOR CEF1 COSIZE1 DIV FINCOST3 MINGUTIL1 MNSHARE TAX C

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.160381 0.465035 1.215286 1.445505 1.308533 20.47206 0.008690

0.689320 0.435404 17.82017 -53.58723 -63.82327 -0.520264

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Std. Error

z-Statistic

Prob.

0.999501 30.67072 0.251576 2.361580 0.250010 0.683471 1.437538 83.35879 3.549583

-0.152713 -2.590614 1.502848 -1.066258 -1.849034 1.615365 -0.291068 0.504920 -1.224860

0.8786 0.0096 0.1329 0.2863 0.0645 0.1062 0.7710 0.6136 0.2206

Variable ASYMINFOR CEF2 COSIZE1 DIV FINCOST3 MINGUTIL1 MNSHARE TAX C

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

Coefficient -0.152636 -79.45599 0.378081 -2.518054 -0.462276 1.104055 -0.418422 42.08949 -4.347743 0.179458 0.465035 1.191644 1.421863 1.284891 22.90720 0.003485

0.689320 0.427974 17.21718 -52.36967 -63.82327 -0.508443

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Std. Error

z-Statistic

Prob.

1.007645 40.22394 0.289007 2.292322 0.212079 0.600945 1.381985 91.94231 4.152948

-0.165605 -2.078720 0.776658 -1.659121 -1.644975 1.482027 -0.157402 0.847213 -0.529516

0.8685 0.0376 0.4374 0.0971 0.1000 0.1383 0.8749 0.3969 0.5964

Variable ASYMINFOR CEF1 COSIZE2 DIV FINCOST3 MINGUTIL1 MNSHARE TAX C

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

Coefficient -0.166871 -83.61429 0.224459 -3.803240 -0.348865 0.890616 -0.217527 77.89476 -2.199051 0.142309 0.465035 1.237682 1.467901 1.330929 18.16525 0.020021

0.689320 0.440602 18.24823 -54.74064 -63.82327 -0.531463

103

32 71

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

Total obs

Dependent Variable: HEDGING Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 12/10/14 Time: 16:11 Sample: 1 103 Included observations: 103 Convergence achieved after 6 iterations Covariance matrix computed using second derivatives

Std. Error

z-Statistic

Prob.

Coefficient -0.279936 -80.66220 0.278624 -2.864326 -0.393599 1.198651 -0.374308 63.51851 -3.069529

1.016192 31.36962 0.295787 2.375613 0.217560 0.681295 1.410783 87.22098 4.258666

-0.275476 -2.571347 0.941978 -1.205721 -1.809151 1.759373 -0.265319 0.728248 -0.720772

0.7830 0.0101 0.3462 0.2279 0.0704 0.0785 0.7908 0.4665 0.4710

Variable ASYMINFOR CEF2 COSIZE2 DIV FINCOST3 MINGUTIL1 MNSHARE TAX C

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.689320 0.431095 17.46926 -53.12664 -63.82327 -0.515793

0.167598 0.465035 1.206343 1.436562 1.299589 21.39325 0.006173

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Dependent Variable: HEDGING Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 12/10/14 Time: 16:11 Sample: 1 103 Included observations: 103 Convergence achieved after 9 iterations Covariance matrix computed using second derivatives

Std. Error

z-Statistic

Prob.

0.999478 44.09199 0.247874 2.304499 0.008713 1.463831 1.402109 98.15983 3.536015

-0.051064 -2.165357 1.228452 -1.495675 0.408483 1.839120 -0.215947 0.687034 -0.965446

0.9593 0.0304 0.2193 0.1347 0.6829 0.0659 0.8290 0.4921 0.3343

Variable ASYMINFOR CEF1 COSIZE1 DIV FINCOST1 MINGUTIL2 MNSHARE TAX C

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

Coefficient -0.051037 -95.47488 0.304501 -3.446781 0.003559 2.692161 -0.302781 67.43918 -3.413832 0.163563 0.465035 1.211342 1.441561 1.304589 20.87828 0.007478

0.689320 0.438140 18.04491 -53.38412 -63.82327 -0.518292

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Dependent Variable: HEDGING Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 12/10/14 Time: 16:11 Sample: 1 103 Included observations: 103 Convergence achieved after 9 iterations Covariance matrix computed using second derivatives

Std. Error

z-Statistic

Prob.

1.010536 34.62519 0.250186 2.377422 0.008606 1.684277 1.437326 98.08281 3.573742

-0.144496 -2.523072 0.993608 -1.052855 0.413284 2.060444 -0.393940 0.609414 -0.739823

0.8851 0.0116 0.3204 0.2924 0.6794 0.0394 0.6936 0.5423 0.4594

Coefficient -0.146019 -87.36184 0.248587 -2.503081 0.003557 3.470359 -0.566221 59.77301 -2.643936

Variable ASYMINFOR CEF2 COSIZE1 DIV FINCOST1 MINGUTIL2 MNSHARE TAX C

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

0.185565 0.465035 1.184076 1.414295 1.277322 23.68673 0.002586

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.689320 0.430448 17.41685 -51.97990 -63.82327 -0.504659

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Dependent Variable: HEDGING Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 12/10/14 Time: 16:11 Sample: 1 103 Included observations: 103 Convergence achieved after 9 iterations Covariance matrix computed using second derivatives

Std. Error

z-Statistic

Prob.

Coefficient -0.223469 -93.54820 0.213566 -3.798367 0.003789 2.815758 -0.294562 89.50074 -2.143144

1.023716 44.32442 0.304850 2.371486 0.008984 1.473032 1.384679 101.0049 4.347547

-0.218292 -2.110534 0.700559 -1.601682 0.421699 1.911539 -0.212729 0.886103 -0.492955

0.8272 0.0348 0.4836 0.1092 0.6732 0.0559 0.8315 0.3756 0.6220

Variable ASYMINFOR CEF1 COSIZE2 DIV FINCOST1 MINGUTIL2 MNSHARE TAX C

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.155119 0.465035 1.221807 1.452026 1.315053 19.80045 0.011118

0.689320 0.441621 18.33273 -53.92304 -63.82327 -0.523525

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Dependent Variable: HEDGING Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 12/10/14 Time: 16:11 Sample: 1 103 Included observations: 103 Convergence achieved after 9 iterations Covariance matrix computed using second derivatives

Std. Error

z-Statistic

Prob.

1.046591 35.97769 0.313642 2.461122 0.009655 1.706329 1.427175 97.76552 4.466155

-0.374508 -2.549065 0.863690 -1.169244 0.466343 2.162280 -0.391331 0.766640 -0.664163

0.7080 0.0108 0.3878 0.2423 0.6410 0.0306 0.6956 0.4433 0.5066

Variable ASYMINFOR CEF2 COSIZE2 DIV FINCOST1 MINGUTIL2 MNSHARE TAX C

Coefficient -0.391957 -91.70947 0.270890 -2.877652 0.004503 3.689561 -0.558497 74.95100 -2.966256

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.183662 0.465035 1.186434 1.416653 1.279680 23.44386 0.002839

0.689320 0.431949 17.53855 -52.10134 -63.82327 -0.505838

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Dependent Variable: HEDGING Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 12/10/14 Time: 16:11 Sample: 1 103 Included observations: 103 Convergence achieved after 5 iterations Covariance matrix computed using second derivatives

Std. Error

z-Statistic

Prob.

0.994247 41.52357 0.263306 2.435484 1.888687 1.474264 1.423000 92.45994 3.643128

-0.231954 -2.191573 1.691188 -1.833081 -1.415783 1.772218 -0.223765 0.537496 -1.334335

0.8166 0.0284 0.0908 0.0668 0.1568 0.0764 0.8229 0.5909 0.1821

Variable ASYMINFOR CEF1 COSIZE1 DIV FINCOST2 MINGUTIL2 MNSHARE TAX C

Coefficient -0.230620 -91.00196 0.445300 -4.464439 -2.673971 2.612718 -0.318418 49.69684 -4.861156

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.170134 0.465035 1.203199 1.433418 1.296446 21.71704 0.005468

0.689320 0.434254 17.72616 -52.96475 -63.82327 -0.514221

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Dependent Variable: HEDGING Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 12/10/14 Time: 16:11 Sample: 1 103 Included observations: 103 Convergence achieved after 5 iterations Covariance matrix computed using second derivatives

Std. Error

z-Statistic

Prob.

Coefficient -0.340765 -84.75485 0.414498 -3.650793 -3.021573 3.419992 -0.598207 42.97658 -4.382533

1.004582 31.94729 0.265091 2.509190 1.942538 1.703762 1.460732 92.92142 3.666437

-0.339211 -2.652959 1.563608 -1.454968 -1.555477 2.007318 -0.409525 0.462505 -1.195311

0.7345 0.0080 0.1179 0.1457 0.1198 0.0447 0.6822 0.6437 0.2320

Variable ASYMINFOR CEF2 COSIZE1 DIV FINCOST2 MINGUTIL2 MNSHARE TAX C

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.194144 0.465035 1.173444 1.403663 1.266690 24.78181 0.001693

0.689320 0.425691 17.03402 -51.43236 -63.82327 -0.499343

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Dependent Variable: HEDGING Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 12/10/14 Time: 16:11 Sample: 1 103 Included observations: 103 Convergence achieved after 5 iterations Covariance matrix computed using second derivatives

Std. Error

z-Statistic

Prob.

1.014681 40.03346 0.296361 2.425732 1.634779 1.484992 1.388951 99.63296 4.224540

-0.318331 -2.095149 0.835928 -1.945192 -1.052061 1.925406 -0.255649 0.859232 -0.536430

0.7502 0.0362 0.4032 0.0518 0.2928 0.0542 0.7982 0.3902 0.5917

Variable ASYMINFOR CEF1 COSIZE2 DIV FINCOST2 MINGUTIL2 MNSHARE TAX C

Coefficient -0.323005 -83.87607 0.247736 -4.718516 -1.719887 2.859212 -0.355083 85.60786 -2.266172

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.151433 0.465035 1.226375 1.456594 1.319621 19.32994 0.013191

0.689320 0.440483 18.23840 -54.15830 -63.82327 -0.525809

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Dependent Variable: HEDGING Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 12/10/14 Time: 16:12 Sample: 1 103 Included observations: 103 Convergence achieved after 6 iterations Covariance matrix computed using second derivatives

Std. Error

z-Statistic

Prob.

1.034263 32.66777 0.306413 2.512436 1.700696 1.736538 1.429232 97.01953 4.354637

-0.494251 -2.634408 1.019143 -1.595368 -1.266005 2.195296 -0.441949 0.762174 -0.714742

0.6211 0.0084 0.3081 0.1106 0.2055 0.0281 0.6585 0.4460 0.4748

Coefficient -0.511185 -86.06023 0.312278 -4.008260 -2.153091 3.812215 -0.631647 73.94580 -3.112443

Variable ASYMINFOR CEF2 COSIZE2 DIV FINCOST2 MINGUTIL2 MNSHARE TAX C

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

0.182057 0.465035 1.188424 1.418643 1.281670 23.23888 0.003071

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.689320 0.429951 17.37665 -52.20382 -63.82327 -0.506833

103

32 71

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

Total obs

Dependent Variable: HEDGING Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 12/10/14 Time: 16:12 Sample: 1 103 Included observations: 103 Convergence achieved after 5 iterations Covariance matrix computed using second derivatives

Std. Error

z-Statistic

Prob.

Coefficient -0.332705 -90.60412 0.418604 -4.094484 -0.381131 2.502434 -0.427565 50.87624 -4.514655

1.003900 41.21537 0.259369 2.359296 0.262552 1.448250 1.423749 91.53662 3.625020

-0.331413 -2.198309 1.613932 -1.735469 -1.451640 1.727902 -0.300310 0.555802 -1.245415

0.7403 0.0279 0.1065 0.0827 0.1466 0.0840 0.7639 0.5783 0.2130

Variable ASYMINFOR CEF1 COSIZE1 DIV FINCOST3 MINGUTIL2 MNSHARE TAX C

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.177137 0.465035 1.194520 1.424739 1.287767 22.61095 0.003901

0.689320 0.431676 17.51636 -52.51779 -63.82327 -0.509881

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Dependent Variable: HEDGING Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 12/10/14 Time: 16:12 Sample: 1 103 Included observations: 103 Convergence achieved after 5 iterations Covariance matrix computed using second derivatives

Std. Error

z-Statistic

Prob.

1.013145 31.09889 0.260265 2.420959 0.266229 1.663251 1.461405 92.42976 3.636942

-0.420719 -2.655311 1.469332 -1.334157 -1.528466 1.952164 -0.478184 0.491059 -1.098526

0.6740 0.0079 0.1417 0.1822 0.1264 0.0509 0.6325 0.6234 0.2720

Variable ASYMINFOR CEF2 COSIZE1 DIV FINCOST3 MINGUTIL2 MNSHARE TAX C

Coefficient -0.426249 -82.57721 0.382416 -3.229938 -0.406922 3.246939 -0.698821 45.38845 -3.995276

Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood Avg. log likelihood

McFadden R-squared S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. LR statistic Prob(LR statistic)

0.199991 0.465035 1.166198 1.396417 1.259445 25.52812 0.001264

0.689320 0.423398 16.85096 -51.05921 -63.82327 -0.495720

103

Obs with Dep=0 Obs with Dep=1

32 71

Total obs

Dependent Variable: HEDGING

Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing)

Date: 12/10/14 Time: 16:12

Sample: 1 103

Included observations: 103

Convergence achieved after 5 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Coefficient

Std. Error

z-Statistic

Variable

Prob.

ASYMINFOR

-0.459554

1.027067

-0.447443

0.6546

-84.31874

39.96536

-2.109796

CEF1

0.0349

0.248414

0.296564

0.837640

COSIZE2

0.4022

-4.493640

2.382034

-1.886472

DIV

0.0592

-0.290407

0.221894

-1.308764

FINCOST3

0.1906

2.721108

1.466818

1.855110

MINGUTIL2

0.0636

-0.423669

1.395082

-0.303688

MNSHARE

0.7614

81.95352

97.48660

0.840665

TAX

0.4005

-2.221008

4.217083

-0.526669

0.5984

McFadden R-squared

0.160711

Mean dependent var

0.689320

S.D. dependent var

0.465035

S.E. of regression

0.437647

Akaike info criterion

1.214877

Sum squared resid

18.00431

Schwarz criterion

1.445096

Log likelihood

-53.56618

Hannan-Quinn criter.

1.308124

Restr. log likelihood

-63.82327

LR statistic

20.51418

Avg. log likelihood

-0.520060

Prob(LR statistic)

0.008556

Obs with Dep=0

Total obs

103

Obs with Dep=1

Dependent Variable: HEDGING

Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing)

Date: 12/10/14 Time: 16:12

Sample: 1 103

Included observations: 103

Convergence achieved after 6 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Coefficient

Std. Error

z-Statistic

-0.629524

1.044674

-0.602604

Variable ASYMINFOR

Prob. 0.5468

-84.69705

31.99298

-2.647364

CEF2

0.0081

0.313064

0.307068

1.019527

COSIZE2

0.3080

-3.692507

2.459555

-1.501291

DIV

0.1333

-0.325386

0.232348

-1.400425

FINCOST3

0.1614

3.608545

1.701312

2.121037

MINGUTIL2

0.0339

-0.682875

1.434329

-0.476094

MNSHARE

0.6340

71.36089

95.41481

0.747902

TAX

0.4545

-3.115609

4.358835

-0.714780

0.4747

McFadden R-squared

0.190456

Mean dependent var

0.689320

S.D. dependent var

0.465035

S.E. of regression

0.427413

Akaike info criterion

1.178015

Sum squared resid

17.17206

Schwarz criterion

1.408234

Log likelihood

-51.66775

Hannan-Quinn criter.

1.271261

Restr. log likelihood

-63.82327

LR statistic

24.31102

Avg. log likelihood

-0.501629

Prob(LR statistic)

0.002032

Obs with Dep=0

Total obs

103

Obs with Dep=1

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Các nhân tố tác động đến quyết định phòng ngừa rủi ro tài chính của các doanh nghiệp Việt Nam

Chủ đề:

Luận văn thạc sĩ kinh tế

Luận văn thạc sĩ quản trị rủi ro tài chính

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM --------------------

TRẦN THẢO DUYÊN

CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH PHÒNG NGỪA RỦI RO TÀI CHÍNH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH

--------------------

TRẦN THẢO DUYÊN

CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH

PHÒNG NGỪA RỦI RO TÀI CHÍNH CỦA

CÁC DOANH NGHIỆP VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính- Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

MỤC LỤC DANH MỤC HÌNH VẼ BẢNG BIỂU

1. GIỚI THIỆU ........................................................................................ 2

2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY ........................ 5

3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU..................................................... 25

4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU. ............................................................... 37

5. KẾT LUẬN ......................................................................................... 55

TÓM TẮT

1. GIỚI THIỆU

2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

2.1. Cơ sở lý thuyết

2.2. Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm

3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1. Giả thiết nghiên cứu

3.2. Dữ liệu

3.3. Phương pháp nghiên cứu

3.4. Các biến nghiên cứu

4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU.

4.1. Thống kê mô tả.

Mean Median Maximum Minimum

Std.dev

Skewness Kurtosis

N

Phòng ngừa rủi ro Tỷ lệ sở hữu nhà đầu tư tổ chức Quỹ đầu tư phát triển/DT thuần Quỹ đầu tư phát triển/Tổng TS Tổng tài sản Doanh thu thuần Cổ tức Nợ dài hạn/Tổng tài sản

Nợ dài hạn/Vốn CSH

Tỷ lệ thanh toán lãi vay

Tỷ số thanh toán nhanh

Tỷ số thanh toán tiền mặt

Tỷ lệ cổ phiếu nhà quản lý

Ưu đãi thuế

HED

ASY

CEF1

CEF2

SIZE1

SIZE2

DIV

COST1

COST2

COST3 GUTIL1 GUTIL2

SHARE

TAX

HED

ASY

CEF1

CEF2

SIZE1

SIZE2

DIV

COST1

COST2

COST3

GUTIL1

GUTIL2

SHARE

TAX

4.2. Kết quả nghiên cứu.

Biến đại diện

t-Test value

p-value

Std.err

Group statistics

Ghi chú: Số liệu bảng trên gồm hệ số hồi quy và độ lệch chuẩn (trong ngoặc). ,, có ý nghĩa thống kê lần lượt tại 10%, 5%, 1%.

Ghi chú: Số liệu bảng trên gồm hệ số hồi quy và độ lệch chuẩn (trong ngoặc). ,, có ý nghĩa thống kê lần lượt tại 10%, 5%, 1%.