Tiểu luận: Xác định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro doanh nghiệp: bằng chứng tại các công ty Croatian và Slovenian

Chia sẻ: Dfvcx Dfvcx | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:28

Thêm vào BST

Báo xấu

111
lượt xem 16
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Đề tài Xác định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro doanh nghiệp: bằng chứng tại các công ty Croatian và Slovenian nêu tổng quan các nghiên cứu trước đây, nội dung và kết quả nghiên cứu. Theo lý thuyết tài chính doanh nghiệp và danh mục đầu tư hiện đại, việc phòng ngừa rủi ro không làm thay đổi giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, thực tế các nhà quản lý tài chính khá quan tâm đến khả năng công ty đối mặt với rủi ro, và các doanh n gh iệp sử dụn g c ác công cụ phái sinh như là công cụ quản trị rủi ro ngày càng phổ biến.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Tiểu luận: Xác định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro doanh nghiệp: bằng chứng tại các công ty Croatian và Slovenian

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀ O TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ M INH ---------- QUẢN TRỊ RỦI RO TÀI CHÍNH XÁC ĐỊNH CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH PHÒNG NGỪA RỦI RO DOANH NGHIỆP: BẰNG CHỨNG TẠI CÁC CÔNG TY CROATIAN VÀ SLOVENIAN GVHD : TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo Nhóm : 4 Lớp : TCDN Đêm 3 _K22 Hệ : Sau đại học TP Hồ Chí Minh, tháng 2 năm 2014
MỤC LỤC TÓM TẮT............................................................................................................................ 1 1. GIỚ I THIỆU ........................................................................................................... 1 1.1. Lý do chọn đề t ài ................................................................................................. 1 1.2. Mục ti êu nghi ên cứu............................................................................................. 2 2. T NG Q UAN CÁC NGHIÊN C ỨU TRƯỚC ĐÂY............................................ 2 Ổ 2.1. Ki ệt qu ệ tài chính................................................................................................. 2 2.2. Chi phí đại di ện ................................................................................................... 2 2.3. Thuế ................................................................................................................... 3 2.4. Chi phí tài t rợ bên ngoài ....................................................................................... 4 2.5. Lợi ích của nhà quản lý ........................................................................................ 5 2.6. Quy mô công ty ................................................................................................... 5 2.7. Chiến l ược thay th ế phòng n gừa rủi ro ................................................................... 6 3. PH ƯƠ NG PH ÁP NG HIÊN CỨU ......................................................................... 7 3.1. Dữ liệu nghiên cứu............................................................................................... 7 3.2. Mô hình nghi ên cứu ............................................................................................. 8 4. NỘ I DUNG VÀ K ẾT Q UẢ NG HIÊN C ỨU......................................................... 9 4.1. Gi ả thuyết nghiên cứu .......................................................................................... 9 4.2. Các bi ến nghi ên cứu........................................................................................... 10 4.2.1. Biến p hụ thuộc ........................................................................................... 10 4.2.2. Biến đ ộc l ập ............................................................................................... 10 a. Chi phí kiệt quệ tài chính ................................................................................ 10 b. Chi phí đại diện.............................................................................................. 10 c. Chi phí tài t rợ bên ngoài ................................................................................. 11 d. Thuế.............................................................................................................. 11 e. Lợi ích của n hà quản lý................................................................................... 11 f. Chi ến l ược thay t hế phòng ngừa rủi ro ............................................................. 11 4.3. Kết qu ả n ghi ên cứu ................................................................................................. 13 4.3.1. Phân tích đơn bi ến............................................................................................ 13 4.3.2. Phân tích đa bi ến.............................................................................................. 15 5. KẾT LUẬN............................................................................................................ 19 5.1. Kết quả nghiên cứu ............................................................................................ 19 5.2. Hạn chế của bài nghiên cứu ................................................................................ 21 TÀI LIỆU THAM KHẢO .................................................................................................22 PHỤ LỤC ii
T M TẮT Ó Nghiên cứu này t iến hành xác định các y ếu tố ảnh h ưởn g đến quy ết định quản trị rủi ro của các công ty phi tài chính lớn ở Cro atian và Sloveni a. Kết quả nghiên cứu cho thấy các lý do phòng n gừa r ủi ro có r ất ít khả năng dự báo tron g việc giải thích quyết định phòng n gừa r ủi ro của các côn g ty ở Cro atian lẫn Slovenia. Các bằng ch ứng thực n ghiệm dựa trên phân tích đơn biến và đa biến, nhằm kiểm định mối quan hệ giữa quy ết định phòng n gừa r ủi ro và chi phí kiệt quệ tài ch ính, ch i phí đại diện, chi phí tài trợ từ bên n goài, thuế, lợi ích của nhà quản lý và các chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro trong các công ty phi tài chính Croatian, không ủng hộ bất kỳ giả thuyết nào, n go ại trừ ch i phí tài trợ từ bên ngoài đo bằng tỷ số chi tiêu đầu tư trên tài sản. Các phân tích tương tự được tiến hành cho các côn g ty Slov enia chỉ ra rằng không có biến giải thích nào có ý ngh ĩa thống kê cho quyết định phòng ngừa; vì vậy quyết định phòn g ngừa r ủi ro không phụ thuộc vào bất kỳ lý thuy ết dự báo nào. 1. GIỚI THIỆU 1.1. Lý do chọn đề tài Rủi ro tài chính - r ủi ro xuất phát từ sự biến độn g giá c ả hàng hóa, tỷ giá, lãi suất - trực tiếp hoặc gián tiếp ảnh h ưởn g đến giá trị của công ty. Cho dù các công ty hoạt động ở nhiều lĩnh vực khác nhau đều bị ảnh h ưởn g bởi nh ữn g biến động của thị trường tài chính. Chẳn g hạn, các côn g ty đa quốc gia phải đối mặt với r ủi ro tỷ giá, c ác côn g ty vận tải bị ảnh hưởng bởi sự biến động trong giá nhiên li ệu, hoặc công ty có đòn bẩy cao phải gánh chịu rủi ro lãi suất… Rủi ro được quản lý bằng cách nào, v ới mức độ bao nhiêu đón g một vai trò quan trọn g trong sự thành công hay thất bại của hoạt độn g kinh doanh. Do đó, quản trị rủi ro tài chính là một trong những ch ức năng quan trọn g nhất của doanh n ghi ệp vì nó góp phần vào việc thực hiện m ục tiêu ch ính – tối đa hóa giá trị của cổ đôn g. Trước đây, quản trị rủi ro được cho là khôn g tác động đến giá t rị doanh nghiệp và lập luận này dựa trên mô hình định giá tài sản vốn ( CAPM) ( Sharpe, 1964; Lintner, 1965 ; Mossin, 1966) và định đề MM (M odigliani và Miler, 1958). Theo lý thuyết tài chính do anh nghiệp và danh m ục đầu tư hiện đại, việc phòn g ngừa r ủi ro không làm t hay đổi giá trị doanh n ghiệp. T uy nhiên, t hực tế các nhà quản lý tài chính khá quan t âm đến khả năn g công ty đối m ặt với r ủi ro, và các doanh n gh iệp sử dụn g c ác công cụ phái sinh như là công cụ quản trị rủi ro ngày càng phổ biến. Để giải thích cho sự kh ác biệt giữa lý th uyết và thực tế, bất hảo thị trường vốn được dùn g để giải thích cho mối liên h ệ đến ch ức năn g quản trị rủi ro của do anh nghiệp. Mối quan tâm của nhà quản lý đối với việc phòng n gừa r ủi ro được xây dựn g dựa trên hai quan điểm . Đ ầu tiên, quản trị rủi ro như l à một phương tiện để tối đa hóa giá trị cổ đông thông qua việc giảm chi phí cũn g nh ư giảm biến độn g của dòng thu nhập, quan điểm thứ hai tập trung vào quản trị rủi ro như là m ột phương tiện để tối đa hóa lợi ích của nhà quản lý. Bài ngh iên cứu này nhằm tìm ra bằng chứn g thực ngh iệm về lý do phòn g n gừa rủi ro, bằn g cách tìm hiểu các hoạt độn g quản trị rủi ro tại các công ty ở Croatian và Slovenia. Kiểm định giả th uyết giải thích quyết định phòng ngừa r ủi ro của doanh n ghiệp, v à cung cấp bằng chứng thực n ghiệm về tầm quan trọng của nhữn g động cơ khiến công ty tiến hành phòng ngừa rủi ro. Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 1
1.2. Mục ti êu nghiên cứu Nghiên cứu thực ngh iệm được tiến hành trên các công ty phi tài chính lớn nhất của Croatian v à Slovenia nhằm m ục tiêu: - Xác định các yếu tố ảnh hưởn g đến quyết định phòn g n gừa rủi ro của doanh n ghiệp. - So sánh các y ếu tố ảnh h ưởn g đến quyết định quản trị r ủi ro tài chính ở Slovenia và Croatian v ới nhữn g n ghiên cứu trước đây ở các n ước ph ươn g T ây. 2. TỔNG QUAN CÁC NGH IÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 2.1. Kiệt quệ tài chính Các nghiên cứu của Mayer s và S ith (1982), Myers (1984), St ulz (1984), S ith và m m S ulz (1985), Shap iro và Titman (1998) cho rằng các côn g ty có thể giảm chi phí k iệt quệ tài t chính bằn g cách giảm sự biến động của dòn g tiền. Trong thế giới của MM, kiệt quệ tài chính được giả định là khôn g tốn phí. Do đó, t hay đổ i trong xác suất xảy ra kiệt quệ tài chính không ảnh hưởng đến giá trị do anh n ghi ệp. Nếu k iệt quệ tài chính là tốn kém , các công ty có động cơ để làm giảm xác suất của nó, và phòng ngừa r ủi ro là một trong những phương pháp m à m ột công ty có thể làm giảm sự biến độn g trong thu nhập. Bằn g cách giảm độ biến độn g của dòng tiền hoặc lợi nhuận kế toán, phòng n gừa rủi ro làm giảm xác suất, và chi phí dự kiến của kiệt quệ tài chính. Ngoài ra, các nghiên cứu của Smith và Stulz (1985) Campbell và Kracaw (1987), Bessem bin der (1991), Do lde (1995), Mian (1996) và Haushalter (2000) chỉ ra rằng, trong khi giảm chi phí kiệt quệ tài chính làm t ăng giá trị côn g ty đồn g thời cũn g làm tăn g giá trị cổ đông bằn g cách gia tăng khả năng vay nợ của côn g ty. Quản trị rủi ro của côn g ty làm giảm chi phí kiệt quệ tài chính, dẫn đến tỷ lệ nợ tối ưu cao hơn và lá chắn thuế của vốn vay bổ sun g làm tăng thêm giá trị của côn g ty. 2.2. Chi phí đại diện Theo Jensen và Meck lin g (1976) các do anh n ghiệp có thể giảm chi phí đại diện bằng cách giảm độ biến độn g c ủa dòn g tiền. Jen sen và Smith (1985), một công ty vay nợ có thể từ bỏ các dự án có NP V dươn g nếu các lợi ích từ v iệc phân chia dòn g tiền của dự án dồn về cho các trái chủ. Các nh à quản lý của công ty vay nợ cũng có độn g cơ hạn chế đầu tư vào các dự án có NPV dương vì giá trị thu được từ dự án phần lớn ch ảy vào túi các trái ch ủ. Do bson v à S enen (1993) đưa r a ba lý do dựa trên chi phí đại diện giải thích tại sao nên o phòng ngừa r ủi ro của côn g ty: Đầu tiên, phòng ngừa r ủi ro làm giảm sự khôn g ch ắc chắn bằng cách làm giảm độ biến động của dòn g tiền do đó làm giảm chi phí vay nợ. Chi phí đại diện của nợ nảy sinh do quản lý, phòng n gừa r ủi ro làm giảm bất cân xứng thôn g tin giữa nhà quản lý và trái chủ. Vì thế, phòn g ngừa r ủi ro sẽ là lựa chọn hợp lý để gia tăn g giá trị của côn g ty. Thứ hai, do sự tồn tại của vay n ợ, việc giảm biến độn g của dòng tiền thông qua phòng ngừa r ủi ro tỷ giá sẽ có x u h ướn g giảm rủi ro chuyển đổi cũn g như v ấn đề đầu tư dưới mức. Cuối cùn g, phòng ngừa rủi ro làm giảm xác suất của ki ệt quệ tài chính và do đó làm tăng thời gian nắm giữ của các cổ đôn g. Bằn g cách thúc đẩy việc m ua lại côn g ty danh tiếng, phòng n gừa r ủi ro đón g góp trực tiếp vào cải thiện các vấn đề rủi ro đạo đức. Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 2
MacMinn (1987), MacMinn và H an (1990) cũn g cho rằng, bằn g v iệc điều chỉnh dòn g tiền, phòng ngừa r ủi ro sẽ cải thiện được các vấn đề về dịch ch uyển rủi ro. Vì vậy, các trái ch ủ với trái quyền hiện hữu của m ình sẽ có độn g cơ thêm vào các hợp đồng cho vay nh ữn g điều khoản để hạn ch ế khả năng ch uyển đổi tài sản từ trái chủ san g cho cổ đông. Bessem bin der (1991) cho rằn g vi ệc phòn g n gừa rủi ro làm giảm độn g cơ đầu tư dưới m ức, nhất là liên quan đến việc thực hiện các dự án có NP V dươn g của các ch ủ sở hữu doanh nghi ệp. Vì vậy mức độ nhạy cảm của giá trị các trái quyền với các dự án đầu tư sinh lợi được giảm đi. Theo Minton và Schr and (1999), sự biến động dòn g tiền càn g lớn gắn liền với mức trung bình ch i tiêu vốn đầu tư, R& D, v à quản g cáocàng thấp.Các công ty khôn g sử dụn g n guồn tài trợ bên ngo ài để bù đắp cho nhữn g thiếu hụt trong dòn g tiền m à từ bỏ luôn cơ hộ i đầu tư. Dòn g tiền biến độn g nhiều dẫn đến việc tiếp c ận n guồn vốn bên n goài tốn kém chi phí hơn. Hơn nữa, chi phí cao hơn còn hàm ý đầu tư nhạy cảm hơn đối v ới sự biến độn g dòn g tiền. Do đó, sự biến độn g dòng tiền không chỉ làm tăng khả năng một công ty cần phải tiếp cận với thị trường vốn, mà nó còn làm tăng chi ph í tiếp cận. 2.3. Thuế Một lý t huyết khác tập trung vào quản trị rủi ro nh ư là một phương tiện để tối đa hóa giá trị cổ đông cho rằn g, bằng cách giảm sự biến động của dòn g tiền, các côn g ty có thể giảm thuế dự kiến. Lý thuyết này được đưa ra bởi Smith v à St ulz (1985), cho rằn g cấu t rúc của biểu thuế có thể man g lại vị thế thuận lợi đối với các côn g ty t rong thị trườn g giao sau, kỳ h ạn, hoặc quyền chọn. Nếu m ột công ty phải đối mặt với m ột hàm thuế lồi, thì giá trị sau thuế của công ty là m ột hàm lõm của giá trị trước thuế. Nếu phòn g ngừa r ủi ro làm giảm sự thay đổi giá trị trước thuế, nghĩa v ụ thuế dự kiến giảm và giá trị sau thuế dự k iến của côn g ty được tăng lên, miễn là chi phí của việc phòng ngừa khôn g phải là quá lớn. Bằn g cách giảm thuế suất trung bình dài hạn có hiệu lực, các hoạt động mà giảm biến độn g trong báo cáo thu nh ập sẽ nâng cao giá trị cổ đôn g. Biểu thuế hiệu lực càng lồi thì thuế dự k iến càn g giảm .
Vj[Vk] : giá trị công ty tr ước thuế không phòng ngừa rủi ro nếu tình huốngj[k] xảy ra. E(V) : giá trị kỳ vọng của công ty trước thu ế n ếu không phòng ng ừa. E(T) : nghĩa vụ thuế kỳ vọng củ a công ty nếu không phòng ngừa. E(T:H) : nghĩa vụ thuế củ a công ty nếu phòng ngừa ho àn toàn không tốn chi phí . E(V – T) : giá trị kỳ vọng của công ty sau thuế nếu không phòng ng ừa. E(V – T:H) : giá trị công ty s au thuế nếu phòng ngừa không tốn chi phí. C* : chi phí phòng ng ừa tối đa nếu phòng ng ừa là có lợi. Nguồn: Smith và Stul z (1985 ) Froot và cộng sự (1993), Nance và cộn g sự (1993), Mian (1996), Grah am và S ith m (1996) cho rằn g nếu côn g ty đố i mặt với hàm thuế lồi, phòng ngừa r ủi ro làm giảm nghĩa vụ thuế kỳ vọng bằn g cách làm giảm sự biến độn g c ủa thu nhập ch ịu thuế. Đối với côn g ty phải chịu biểu thuế suất lũy tiến, khi thu nhập chịu th uế giảm dẫn đến tỷ lệ thuế suất biên hiệu lực sẽ giảm, nhưng khi thu nhập tăn g, t huế suất sẽ tăng. Nếu m ột công ty phòng n gừa r ủi ro, việc thuế tăng trong trường hợpthu nhập ở mức thấp sẽ nhỏ hơn so với thuế giảm trong trường hợp thu nhập ở mức cao do đó làm giảm các loại thuế dự ki ến. Vì thế thuế được coi như một động cơ để phòn g n gừa rủi ro. 2.4. Chi phí tài trợ bên ngoài Ngoài r a, giảm biến độn g dòng tiền có thể cải thiện kh ả năn g có nguồn tài trợ nội bộ cho kế hoạch đầu tư, loại bỏ v iệc cần thiết phải hoặc cắt giảm các dự án có lợi nh uận hoặc chịu chi phí giao dịch để có được n guồn tài trợ bên n goài. Gi ả thuyết chính là, n ếu tiếp cận tài trợ từ bên ngoài (nợ và/hoặc ph át hành vốn cổ ph ần) l à tốn kém, các côn g ty có dự án đầu tư đòi hỏi kinh phí sẽ phòn g ngừa dòn g tiền của họ để tránh tình trạng thiếu hụt nguồn tài trợ nội bộ, có thể giảm chi phí t iếp cận thị trường vốn. Một quan điểm thực n gh iệm t hú vị dựa trên lý do này là các côn g ty có cơ hội tăng trưởn g cao và phải chịu chi phí cao khi huy động vốn dưới m ức kiệt quệ tài chính sẽ có động cơ phòn g n gừa rủi ro nhiều so với doanh n gh iệp trun g bình. Gay và Nam (1998) nghiên cứu vấn đề đầu tư dưới mức như là m ột yếu tố quy ết định chính sách phòn g ngừa r ủi ro của doanh n ghiệp, tìm thấy bằn g ch ứn g về mối tươn g quan dương giữa việc sử dụng côn g cụ ph ái sinh và cơ hội tăng trưởn g của doanh n ghiệp. Đối với các doanh nghiệp có nhiều cơ hội đầu tư, việc sử dụng các côn g cụ phái sinh tốt hơn khi có thu nhập cổ phiếu bằn g tiền mặt tương đối thấp. Các doanh nghiệp có ch i tiêu đầu tư tương quan thuận với dòn g tiền nội bộ có xu hướng sử dụn g công c ụ phái sinh ít hơn. Điều n ày ủng hộ lập luận rằng việc sử dụn g các công cụ phái sinh có thể bị điều chỉnh bởi nhu cầu tránh nhữn g vấn đề đầu tư dưới mức. Haushalter (2000), n ghiên c ứu v ề các chính sách phòng n gừa r ủi ro của các nhà sản xuất dầu và kh í đốt đã tìm thấy bằn g chứng về mức độ phòng n gừa gắn liền với chi phí tài trợ. Đặc biệt, các côn g ty có đòn bẩy tài chính càn g cao thì quản trị rủi ro về giá càn g nhiều hơn. Khả n ăng phòn g n gừa rủi ro có liên quan đến quy m ô kinh tế của chi phí phòng n gừa và rủi ro cơ sở gắn liền với các côn g cụ phòn g ngừa r ủi ro. Các côn g ty lớn và các côn g ty sản x uất mà giá cả có một mối tương quan cao với giá của các côn g cụ phái sinh thì quản trị r ủi ro nhiều hơn. Mello và Par sons (2000), đánh giá các chiến lược phòng n gừa r ủi ro thay thế đối với các côn g ty bị hạn ch ếtài chính. Một loạt các chiến lược phòng ngừa r ủi ro khác nhau được xác định xem xét trong m ỗi trườn g hợp nếu chiến lược phòng n gừa r ủi ro làm tăng hoặc làm giảm giá trị côn g ty, kết quả thấy rẳng mỗi chi ến lược phòn g ngừa r ủi ro đi kèm với m ột chiến lược vay nợ cần ph ải xem xét kỹ lưỡn g. Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 4
Allayannis v à Ofek (2001) cho thấy các côn g ty sử dụn gcôn g cụ phái sinh tiền tệđểphòng ngừa rủi rolàm giảm đán g kểtỷ lệ thiệt hại do tỷ giá hối đoái.Tron g khi quyết định sử dụn gcác công vụ phái sinhph ụ thuộcvào c ác y ếu tốbên n goàivàcác y ếu tốliên quan đếnlý thuyếtphòng n gừa rủi rot ối ưu( quy mô và chi phí R&D…), thì m ức độ các côn g cụ phái sinh được sử dụngchỉ ph ụ thuộcm ức thiệt hại của côn g tyt hông quadoanh số bán hàngv à thương mại. Haushalter và cộn g sự (2002) ch ỉ ra rằn g các công ty có xác suất kiệt quệ tài chính cao hoặc đầu tư dưới mức bị ảnh hưởng bất lợi bởi sự gia tăng tính không chắc ch ắn của dòn g tiền trong tươn g lai. Quản trị r ủi ro có thể làm tăng giá trị cổ đông bằn g cách giảm chi phí dự kiến của kiệt quệ tài ch ính và đầu tư dưới mức. 2.5. Lợi ích của nhà quản lý Một lý luận khác với giả thuyết tối đa hóa giá trị cổ đông, đề cập đến giả thuyết tối đa hóa lợi ích nhà quản lý. Nó được lập luận rằng các nhà quản lý côn g ty bị hạn ch ế khả n ăng đa dạn g hóa v ị thế tài sản cá nhân, n ắm giữ cổ phi ếu kết hợp với vốn hóa các khoản thu nh ập gắn liền với vị trí v iệc làm c ủa họ. Do đó, họ sẽ có độn g cơ để phòng ngừa r ủi ro cho tài sản riêng của họ bằn g chi phí của các cổ đôn g. T hườn g thì loại phòn g ngừa rủi ro này không được thực hiện để cải thiện giá trị của các cổ đôn g nhưn g để cải thiện tài sản của nhà quản lý. Để tránh vấn đề này, ràng buộc pháp lý cho nhà quản lý phải được thiết kế để khi các nhà quản lý làm tăng giá trị của công ty, họ cũng tăn g lợi ích kỳ vọn g của họ. Đ iều này thườn g có thể thực hiện bằn g cách đưa ra các điều khoản giống quy ền chọn để ràn g buộ c nhà quản lý. Lý do này lần đầu tiên được đề xuất bởi Stulz (1984) và đã được phát triển hơn nữa bởi Smith và S ulz t (1985). Kết quả của m ột số nghiên cứu thực ngh iệm ủn g hộ giả thuyết này (nh ư: Tufano, 1996; Gay v à Nam, 1998).Ngược lại, Getzy và cộng sự (1997) và Haushalter (2000) đã khôn g tìm được bằng ch ứng cho thấy phòng ngừa r ủi ro công ty bị ảnh hưởn g bởi việc nắm giữ cổ phần của nhà quản lý. Một lý thuyết quản trị rất khác c ủa phòn g n gừa rủi ro, dựa trên bất cân xứng thông tin, được đưa ra bởi Bree den và Viswan athan (1996) và DeMarzo và Duffie (1995), đã tập trung vào danh tiến g của n gười quản lý. Cho rằng các nhà quản lý có thể thích tham gia vào các hoạt độn g quản trị rủi ro để chứn g tỏ kỹ năng của họ trên thị trường lao động. Họ đã lập luận rằng giám đốc điều hành trẻ tuổi và nhữn g người có nhiệm kỳ n gắn hơn có ít danh tiếng hơn so với các nhà quản lý có tuổ i hoặc nhiệm kỳ dài h ơn. Vì vậy, họ sẵn sàn g nắm lấy các khái niệm m ới như quản trị r ủi ro với m ục đích để thể hiện ch ất lượn g quản lý của mình. Tufano (1996) đã kiểm định các giả định và thấy rằng khôn g có m ối quan hệ có ý nghĩa giữa tuổ i tác của CEO & CFO và m ức độ hoạt độn g quản lý rủi ro. Tuy nhiên, ông đã chứn g m inh rằng các công ty mà CFO có ít thâm niên trong công việc hiện tại của họ có nhiều khả năn g tham gia vào các hoạt độn g quản trị rủi ro hơn, khẳng định giả thuyết rằng giám đốc điều hành mới hơn thì sẵn sàng để tham gia vào các hoạt độn g quản trị rủi ro hơn các nhà quản lý với nhiệm kỳ dài hạn. Như vậy, kết quả có t hể được xem như phù hợp với lý thuy ết của Bre eden và Viswanathan (1996) và DeMar zo và Duffie (1995). 2.6. Quy m ô công ty Kết quả n ghiên cứu thực nghiệm cũng đã chứng minh r ằng lợi ích của ch ươn g trình quản trị r ủi ro ph ụ thuộc vào quy m ô công ty. Nance và cộn g sự (1993), Dol de (1995), Mian (1996), Getzy và cộn g sự (1997) và Haushalter (2000) đã chỉ ra rằn g các công ty lớn hơn có thể phòng ngừa r ủi ro nhiều hơn. Một trong những y ếu tố quan trọng trong các lý do quản trị rủi ro gắn liền với chi phí tham gia vào cá c hoạt độn g quản lý rủi ro. Chi phí phòng n gừa rủi ro bao Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 5
gồm các chi ph í giao dịch trực tiếp c ũng nh ư các chi phí đại diện đảm bảo rằn g các nhà quản lý giao dịch một cách hợp lý. Chi phí giao dịch bao gồm các chi phí cho việc thực hiện giao dịch, các chi phí tăn g thêm của hệ thống thông tin cần thiết để cun g cấp các dữ liệu cho v iệc đưa ra quyết định thực hi ện các vị thế phòng n gừa r ủi ro một cách thích h ợp. Chi phí đại diện bao gồm các chi phí của hệ thống kiểm soát nội bộ để điều hành các chương trình phòng n gừa r ủi ro. Các ch i phí này liên quan đến cơ hội đầu cơ mà cụ thể là cho phép tham gia thị trườn g phái sinh. Giả định cơ bản của lý do n ày ám chỉ vi ệc có lợi thế kinh tế về quy m ô hay chi phí có liên quan đến phòn g n gừa rủi ro. Đố i với nhiều côn g ty (đặc biệt là các côn g ty nhỏ), lợi ích biên của một chươn g trình phòng n gừa r ủi ro có thể xấp xỉ bằng chi phí biên (có thể ch i phí thiết lập và điều hành một chươn g trình quản trị rủi ro của côn g ty quá lớn). Vì vậy, nhi ều côn g ty có thể không phòng n gừa tất cả mọi rủi ro, ngay cả khi họ phải chịu các r ủi ro tài ch ính, đơn giản chỉ vì nó khôn g phải là m ột hoạt độn g m an g lại giá trị kinh tế. Trên cơ sở kết quả thực n ghiệm, có thể lập luận rằng chỉ có các côn g ty lớn với r ủi ro đủ lớn thìmới có thể hưởng lợi từ m ột chươn g trình phòn g n gừa rủi ro. 2.7. Chiến lược thay thế phòng ngừa rủi ro Các nghiên cứu về hoạt độn g thay thế quản trị r ủi ro của Froot và cộn g sự (1993), Nance và cộn g sự (1993) chỉ ra rằn g, t hay vì quản trị rủi ro thông qua phòng n gừa r ủi ro, các công ty có thể theo đuổi các hoạt động mà nó thay thế cho chi ến lược quản trị r ủi ro tài chính. Các công ty có thể áp dụn g ch ính sách tài chính bảo thủ nh ư duy trì đòn bẩy thấp hoặc giữ m ột lượng tiền mặt lớn để bảo vệ họ chống lại những khó khăn tài ch ính tiềm ẩn. Sử dụng nhiều hơn các hoạt độn g thay thế phòn g n gừa r ủi ro sẽ có ít h ơn các hoạt độn g quản trị rủi ro tài chính hơn. Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 6
3. PH ƯƠNG PH ÁP NGHIÊN CỨ U 3.1. Dữ liệu nghiên cứu Nghiên cứu thực n gh iệm được tiến hành trên các công ty phi tài ch ính lớn nh ất Croatian và Sloveni a, tiêu chí l ựa chọn các công ty trong mẫu tươn g tự cho cả h ai quố c gia. Các công ty được chọn cần đáp ứn g hai trong số ba điều kiện theo yêu cầu của Luật kế toán Croatian và Luật công ty Slovenia liên quan đến các côn g ty lớn. Tiêu chí Crotian Slovenia Giá trị tổng tài sản ≥108 triệu k una ≥3400 triệu tolars Thu nhập năm trước ≥216 triệu k una ≥6800 triệu tolars Số lao độn g ≥250 người ≥250 người Có 157côn g ty đáp ứn g được các tiêu chí bắt buộc trong tổng số 400 công ty lớn nhất Croatian trong năm 2005. T rong trường hợp Slovenia, cơ sở dữ liệu điện tử GVI N đã được sử dụn g và t rên cơ sở các tiêu chí, 189 côn g ty được lựa chọn để phân tích. Ư u điểm chính của mẫu là có thể tổng quát hóa cho một phân lớp rộng các côn g ty trong các n gành khác nhau. Các công ty tài chính bị loại khỏi m ẫu bởi vì các tổ chức này đồn g thời là các nhà tạo lập thị trường, nên động cơ của họ trong vi ệc sử dụn g các công cụ phái sinh có thể khác so với các công ty phi tài ch ính. Dữ liệu được thu thập từ hai nguồn: báo cáo thườn g niên và báo cáo tài chính cho năm 2005, và thông qua điều tra khảo sát. Bảng câu hỏi được gửi vào đầu thán g 9/2006 đến các nhà quản lý tham gia vào các quy ết định quản trị rủi ro tài chính ởCro atian và Slovenia. Bản g câu hỏi được thiết kế để khám phá có bao nhiêu côn g ty quản trị rủi ro tài chính bằng cách sử dụng các côn g cụ ph ái sinh và c ác côn g cụ quản trị r ủi ro kh ác, c ũng như để tìm xem liệu quyết định quản trị r ủi ro có bị ảnh h ưởn g bởi các lý do khá c nhau đã giải thích trong phần trước. Các côn g ty phòng n gừa r ủi ro bao gồm côn g ty sử dụn g côn g cụ phá i sinh, côn g ty sử dụn g các côn g cụ khác cho chiến lược phòng n gừa r ủi ro nh ư phòn g n gừa r ủi ro hoạt độn g, phòng ngừa r ủi ro thiên tai, đa dạng hóa kinh doanh quố c tế, vv.Đại diện cho phòn g n gừa rủi ro của côn g ty, biến phụ thuộ c nhị phân được sử dụng có m ột số vấn đề bởi vì nó không hoàn toàn mô tả mức độ hoạt động phòng n gừa r ủi ro của một công ty. Nếu một công ty phòng ngừa r ủi ro 1% hay 100% thì rủi ro của nó cũng được xử lý như nh au trong m ô hình khi một biến nhị phân được sử dụn g. Do đó, tác giả đã dự định sử dụn g m ột thước đo liên t ục để khắc ph ục những nhược điểm của biến phụ thuộ c nhị phân. Tác giả m uốn sử dụn g vốn khái toán của tất cả các hợp đồng kỳ hạn, quyền chọn và các phái sinh khác … chia cho giá trị thị trường của tài sản công ty vào đầu năm khi mà t hông tin phái sinh được thu thập. Lợi thế của thước đo này làxem xét các yếu tố quy ết định quy mô phòng ngừa r ủi ro, và xem xét tác động của v iệc sử dụn g phái sinh trên r ủi ro của m ột công ty. Tuy nhiên, t ác giả khôn g thể thu thập dữ liệu về giá trị vốn khái t oán các phái sinh của công ty được sử dụn g trong phân tích. Vì vậy, trong phân tích của tác giả, tác giả chỉ sử dụn g thước đo nhị phân cho biến phụ thuộc Để kiểm t ra các giả th uyết n ghiên cứu v ề khả năng kiệt quệ tài ch ính và quy mô kinh tế liên quan đến hoạt động quản lý rủi ro, tác giả đã thu thập dữ liệu về quy m ô và đòn bẩy của công ty bao gồm giá trị sổ sách c ủa tài sản, giá trị sổ sách tổng doanh thu bán hàn g, tỷ lệ giá trị sổ sách của nợ dài hạn trên giá trị sổ sách của tài sản, tỷ lệ giá trị sổ sách c ủa nợ dài hạn trên giá trị sổ sách của vốn ch ủ sở hữu và tỷ số khả n ăn g thanh toán lãi vay. Kiểm t ra giả th uyết liên quan đến vấn đề bất cân x ứng thông tin, t ác giả thu thập thông tin về tỷ lệ phần trăm cổ phiếu công ty thuộc sở hữu của các nhà đầu tư tổ chức v à xếp hạng tín Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 7
nhiệm của côn g ty. Cơ hội đầu tư (tăng trưởng) được đo bằng tỷ số chi tiêu đầu tư trên giá trị sổ sách của tài sản và tỷ lệ ch i tiêu đầu tư trên giá trị tổng doanh th u. Để kiểm tra giả thuy ết thuế, tác giả sử dụn g dữ liệu liên quan đến các thước đo hàm thuế hiệu lực của côn g ty bao gồm tổng giá trị của khoản thuế do thua lỗ mang san g và mang lui, tổng giá trị của khoản thuế do thua lỗ m ang san g và m ang lui trên tổng tài sản, các khoản tín dụn gthuế đầu tư sử dụng để bù đắp th uế thu nhập phải nộp. Giả th uyết lợi ích của nhà quản lý, dữ liệu v ề m ức tài sản của họ được đo bằn g giá trị sổ sách vốn chủ sở hữu của côn g ty thuộc sở hữu của ban quản lý và tỷ lệ cổ ph iếu đan g lưu hành của côn g ty được nắm giữ bởi ban quản lý. Hai thước đo đại diện cho sự ghét rủi ro của người quản lý – tuổi của nhà quản lý và nh iệm kỳ, hoặc vốn nhân lực được giao phó cho côn g ty. Để kiểm tra giả th uyết về chi ến lược thay thế cho phòng ngừa r ủi ro, t ác giả sử dụng một số thước đo như tỷ số thanh toán nhanh vàtỷ số thanh khoản của côn g ty đại diện cho tính thanh khoản của côn g ty, cổ tức hàng năm chi trả cho các cổ đôn g thườn g đại diện cho chính sách cổ tức, dữ liệu v ề côn g ty niêm yết trên thị trường chứng khoán được sử dụn g để phân biệt giữa công ty đại ch ún g và côn g ty nội bộ. 3.2. Mô hình nghiên cứu Số liệu điều tra được phân tích bằng cách sử dụn g c ả phân tích đơn biến và đa biến. Trước tiên, t hống kê mô tả được trình bày để có cái nhìn tổng quát về các đặc tính của các côn g ty trong cả hai m ẫu. Sau đó, sử dụn g kiểm định t cho mẫu độc lập để so sánh sự khác biệt giữa giá trị trun g bình của các biến ở “những côn g ty có phòng ngừa r ủi ro” và “những công ty khôn g phòng ngừa r ủi ro”. Kiểm định t cho m ẫu độc lập cho phép tính toán sự khác biệt có ý n ghĩa thống kê giữa các mẫu có tham số nhỏ v à không liên quan với nha u ( Brym an và Cramer, 1997) phù h ợp cho dữ liệu ở Crotian và Slovenia. Ngo ài ra, dữ liệu n ghiên cứu có tính chất không phân loại (dữ liệu khoản g/tỷ lệ), nên k iểm định t được cho là thích hợp nh ất cho phân tích đơn biến. Phân tích tương quan được tiến hành bằng cách tính toán hệ số tươn g quan Pearson vì các biến có tính chất khoảng/tỷ lệ. Việc phân tích đa biến, hồi quy logistic nhị thức được ước lượn g để tìm hiểu sự khác biệt giữa nhữn g lý thuy ết giải thích cho quyết định phòn g n gừa rủi ro. Hồi quy lo gistic nhị thứcđược sử dụn g bởi vì nó là m ột hình thức hồi quy được sử dụn g khi các biến phụ thuộc có dạn g phân đôi ( giới hạn, rời rạc và không liên tục) và các biến độc lập là bất kỳ dạng nào (Hosm er v à Lemesho w, 1989 ; Allison năm 1999; Menar d, 2001). Ngoài ra, hồi quy lo gistic được lựa chọn bởi vì nó khắc ph ục rất nhiều giả định hạn chế của hồi quy OLS. Phân tích so sánh cũn g được sử dụn g như là m ột phương pháp để so sánh các kết quả nghiên cứu thực n ghiệm được tiến hành trên các côn g ty Croatian v à Slovenia. Phân tích so sánh theo kiểu so sánh v à tươn g phản, trong đó các kết quả cho cả hai n ước đều có trọng số như nhau,nhằm tìm ra sự khác biệt quan t rọng cũn g như sự tươn g đồng trong các hoạt động quản trị r ủi ro tài ch ính và các lý thuyết phòn g n gừa r ủi ro được thông qua bởi các công ty Croatian v à Slovenia. Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 8
4. NỘ I DUNG VÀ KẾT Q UẢ NG HIÊN CỨU 4.1. Giả thuyết nghiên cứu Đầu tiên tác giả cho rằn g phòng ngừa r ủi ro có t hể làm tăng giá trị của côn g ty bằng cách giảm ch i phí liên quan kiệt quệ tài ch ính, chi ph í đại diện của nợ, thuế dự kiến và thị trường vốn bất hảo. Tiền đề được biết đến như giả th uyết tối đa hóa lợi ích cổ đôn g và được kiểm t ra trong các giả định sau. - Lập luận của việc giảm chi phí kiệt quệ tài chính có nghĩa là nhữn g lợi ích của phòng ngừa r ủi ro lớn hơn kh i yê u cầu tài sản cố định cao hơn tron g cơ cấu vốn của công ty (Myers, 1984 ; Stulz, 1984; S ith và S m tulz, 1985; Cam p bell và Kracaw, 1987; Bessem bin der, 1991; Do bson và Soen en, 1993; Dolde 1995 ; Shapiro và Titman, 1998; Mian, 1996; Haushalter, 2000). - Chi phí đại diện của nợ lập luận rằn g các lợi ích c ủa phòn g ngừa r ủi ro lớn h ơn khi đòn bẩy của công ty và vấn đề bất cân xứn g thông tin cao h ơn (Mayers và Smith, 1982, 1987; MacMinn, 1987; MacMinn và Han, 1990; Bessem bin der, 1991; Do bson v à S enen, 1993; Minton và Schran d, 1999 ; Haushalter và cộn g sự, 2002). o - Những lý luận về nguồn tài trợ bên n goà i tốn kém n gụ ý rằng các lợi ích của phòng ngừa r ủi ro lớn hơn khi các quy ền chọn tốc độ tăng trưởn g nhiều hơn trong các cơ hội đầu tư của công ty ( Froot và cộng sự, 1993; Getzy và cộng sự, 1997 ; Gay và Nam, 1998; Mint on và Schrand, 1999 ; Allay anni s và Ofek, 2001; Haushalter và cộng sự, 2002). - Giả thuyết thuế cho thấy những lợi ích của phòng n gừa r ủi ro càn g lớn khi m à xác suất thu nhập trước thuế của côn g ty nằm trong vùn g biểu thuế lũy tiến càn g cao, và giá trị tổn thất thuế m ang sang của côn g ty, các khoản tín dụn gth uế đầu tư và các quy định khác của biểu thuế càn g lớn( Froot và cộn g sự, 1993; Nance v à cộng sự, 1993; Mian, 1996; Graham và Sm ith, 1996). - Ngoài ra, thôn g tin và chi phí giao dịch, quy mô kinh tế lập luận n gụ ý rằn g các công ty lớn hơn sẽ có nhiều khả năn g để tự phòng ngừa r ủi ro (Nan ce và cộng sự, 1993; Dolde, 1995; Mian, 1996; Getzy và cộng sự, 1997; Haushalter, 2000). Vì vậy, một m ối tương quan dươn g giữa quyết định phòng ngừa r ủi ro và quy m ô công ty, đòn bẩy tài chính, vấn đề bất c ân x ứn g thông tin, cơ hội đầu tư (tăn g trưởn g) và thuế dự kiến đã được dự đoán. - Giả th uyết tối đa hóa lợi ích nhà quản lý. Tác giả cho rằn g, do thực tế là các nhà quản lý của m ột công ty bị giới hạn khả năng để đa dạng hóa các vị thế tài sản cá nhân của mình, nắm giữ các chứng khoán và vốn hóa các khoản thu nhập từ n ghề nghiệp, họ có độn g cơ m ạnh mẽ để tự phòng n gừa r ủi ro (Amihud và Lev, 1981; S ulz, 1984; Smith và St ulz, 1985; Tuf ano, 1996; Fatemi và Luft, 2002). Tác giả t kiểm t ra giả th uyết rằn g các nhà quản lý sở hữu lượn g cổ phần lớn muốn quản trị r ủi ro hơn, trong khi nhữn g n gười có quy ền chọn nắm giữ cổ phiếu muốn quản trị rủi ro ít hơn. Ngo ài ra, các côn g ty với các nh à quản lý trẻ tuổi và nhữn g công ty có các nhà quản lý có nhi ệm kỳ ngắn hơn tron g công việc sẽ có xu hướn g quản trị rủi ro nhiều hơn (Br eeden và Viswan athan, 1996; DeMarzo và Duff ie, 1995; Tufano, 1996). - Giả th uyết liên quan đến các ch ính sách tài ch ính thay thế được xem xét thay cho phòng ngừa r ủi ro côn g ty bởi vì ch ún g làm giảm thuế dự kiến, chi phí giao dịch, hoặc chi phí đại diện (Froot và cộng sự, 1993, Smithson và Chew, 1992; Nance và cộng sự, 1993). Tác giả đưa r a giả định rằn g khả năng côn g ty sử dụn g các công cụ Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 9
quản trị r ủi ro thấp hơn kh i tài sản của công ty có t ính lỏn g nhiều h ơn, và trả cổ tức của côn g ty là cao hơn. 4.2. Các biến nghiên cứu 4.2.1. Biến phụ thuộc Một biến phụ thuộc được thiết kế ở dạn g thước đo nhị phân và đã được mã hoá là “1” cho nhữn g côn g ty có phòng ngừa r ủi ro và “0” cho nhữn g công ty không phòn g n gừa r ủi ro. Những côn g ty phòn g n gừa r ủi ro bao gồm các công ty sử dụng côn g cụ phái sinh như m ột công cụ quản trị rủi ro doanh nghiệp, các công ty sử dụng các loại khác cho chiến lược phòng ngừa r ủi ro như phòn g n gừa rủi ro hoạt động, phòng n gừa r ủi ro thiên tai, đa dạn g hóa kinh doanh quốc tế, … Phần lớn các n ghiên cứu thực ngh iệm trước đây về quản trị rủi ro như Nance và cộn g sự (1993), Mian (1996), Getzy và cộn g sự (1997), Allay annis và Weston (2001) và Cumm ins và cộn g sự (2001) đã sử dụng một biến nhị phân bằn g 1 nếu công ty đã sử dụn g các công cụ phái sinh và 0 n ếu không có. Vì bao gồm t ất cả các ho ạt độn g quản lý r ủi ro, biến nhị phân của tác giả khôn g phải chịu sự phân loại không chính xá c vị thế tài chính. Điều này đã cho phép tác giả giải quy ết hoạt động phái sinh từ hoạt động quản lý rủi ro, đó là m ột lợi thế lớn của ph ươn g ph áp tiếp cận của tác giả. 4.2.2. Biến độc lập a. Chi phí ki ệt q uệ tà i c hính Để kiểm t ra c ác giả thuyết liên quan đến việc giảm ch i ph í kiệt quệ tài chính, thông tin và chi ph í giao dịch quy mô kinh tế tác giả đã sử dụn g quy mô của côn g ty và đòn bẩy của công ty. Quy m ô của m ột công ty được đo bằn g giá t rị sổ sách c ủa tài sản (Haushalter, 2000; Hoyt và Khan g, 2000 ; Allayannis và W eston, 2001; Allayannis v à Ofek, 2001) và giá trị sổ sách c ủa tổng doanh thu bán h àn g (Allay annis và W eston, 2001). Đòn bẩy, đại diện cho các tác độn g của tài sản cố định lên quyết định tự phòn g n gừa r ủi ro, được đo bằng tỷ số giữa giá trị sổ sách của nợ dài hạn trên giá trị sổ sách của tài sản (Tufano, 1996; Nance và cộn g sự, 1993; Getzy và cộn g sự, 1997), t ỷ số giá trị sổ sách của nợ dài hạn trên giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu ( Hoyt và Khan g, 2000; Allayanni s và W eston, 2001; Mian, 1996) và tỷ số kh ả năng thanh toán lãi vay được x ác định như là thu nhập trước lãi và thuế trên tổng chi phí lãi vay ( Getzy và cộn g sự, 1997; Nan ce v à cộng sự, 1993). Các hệ số của tất cả các biến trên được dự báo sẽ là mang dấu dương. b. Chi phí đại d iện Xếp hạng tín nhiệm của một công ty được đánh giá bởi các cơ quan xếp hạn g đại diện cho vấn đề bất cân xứng thôn g tin. Biến đã được mã hoá là “1” cho các công ty có xếp hạng tín nhiệm và “0” nếu không có. Các doanh n ghiệp có xếp hạng tín nhiệm đã chịu sự giám sát nhiều hơn của thị trườn g vốn và do đó được giả định đối m ặt với sự bất cân xứn g thông tin ít hơn những công ty không có xếp hạn g nợ (Barclay và Smith, 1995b). Các công ty có xếp hạng tín nhiệm được dự đoán sẽ phòn g n gừa r ủi ro ít hơn, trong khi các côn g ty có sự bất cân xứng thông tin lớn h ơn sẽ được hưởng lợi rất nhiều từ hoạt động quản trị r ủi ro ( DeMarzo v à Duffie, 1995; Haushalter, 2000). Hệ số của biến này được dự đo án là m an g dấu âm . Đại diện khác sử dụn g cho các vấn đề bất cân xứng thông tin là tỷ lệ phần trăm cổ phiếu côn g ty thuộc sở h ữu của nh à đầu tư của tổ chức. DeMarzo v à Duff ie (1995), Tufano Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 10
(1996) và Getzy (1997) đã dự đoán rằng số lượn g cổ phần thuộ c sở h ữu c ủa nhà đầu tư tổ chức nhiều hơn có liên quan tích cực đến sự sẵn có của thông tin, và do đó liên quan tiêu c ực đến khả năng phòn g n gừa rủi ro. Do đó, tác giả dự đoán rằng hệ số biến này là mang dấu âm với quyết định phòng ngừa r ủi ro. c. Chi phí tà i trợ bên ngoài Cơ hội đầu tư (tăng trưởn g) được đo bằng tỷ số chi t iêu đầu tư trên giá trị sổ sách của tài sản ( Haushalter, 2000; Froot và cộng sự, 1993; DeMar zo & Duffie, 1995; Getzy & cộng sự, 1997; Smith & Stulz, 1985),và tỷ lệ chi tiêu đầu tư so với giá trị tổng doanh thu (DeMarzo và Duffie, 1995; Froot và cộng sự, 1993; Getzy và cộng sự, 1997; Sm ith và Stulz, 1985; Dolde, 1995). Các hệ số của các biến được dự báo sẽ là mang dấu dươn g. d. Thuế Để kiểm tra giả thuyết thuế, các thước đo hàm thuế hiệu lực của côn g ty được sử dụng như: tổng giá trị thuế do thua lỗ man g sang và man g lui (Nan ce và cộng sự, 1993), t ổng giá trị thuế do th ua lỗ m ang san gvà mang luitrên tổng tài sản ( S ith & Stulz, 1985 ; Getzy &cộng sự, m 1997; Tufano, 1996) (Nance & cộn g sự, 1993), các khoản tín dụn gthuế đầu tư sử dụng để bù đắp th uế thu nh ập phải nộp. N ếu một công ty có thuế m ang san g, thuế mang lui ho ặc các khoản tín dụn gthuế đầu tư thì biến nhị phân sẽ nhận giá trị 1, và 0 nếu n gược lại (Allay anni s và Ofek, 2001). Các hệ số tất cả các biến trên được dự báo sẽ là man g dấu dươn g. e. Lợi ích của nhà quả n lý Mức độ tài sản của công ty được sở hữu bởi các nhà quản lý đại diện cho lợi ích của nhà quản lý được đo lườn g theo hai cách:Giá trị sổ sách vốn chủ sở hữu của công ty thuộc sở hữu của ban quản lý (Tufano, 1996; Getzy & cộng sự, 1997).Tỷ lệ cổ phiếu của côn g ty được nắm giữ bởi ban quản lý (Hoyt và Khang, 2000; Haushalter, 2000). Các ưu đãi cho các nhà quản lý để phòng ngừa r ủi ro nên được tăng tron g c ả hai biến ( Sm ith & Stulz, 1985), do đó các hệ số được dự báo sẽ là m ang dấu dươn g. Mức độ m à quyền chọn được sử dụng để thưởng các nhà quản lý được đo bằn g m ột biến nhị phân nhận giá trị 1 nếu các nhà quản lý c ủa công ty sở h ữu quy ền chọn cổ phiếu và 0 nếu ngược lại. Tác giả đã dự đoán đại lượng này tư ơng quan âm với quy m ô phòn g n gừa r ủi ro. Thước đo đại diện cho sự gh ét rủi ro của người quản lý – t uổi nhà quản lý và nhi ệm kỳ hoặc vốn nhân lực trao cho côn g ty (Tufano, 1996). T ác giả đã dự đoán rằn g c ác nhà quản lý trẻ tuổi và các nhà quản lý có nhiệm kỳ ngắn hơn trong công việc sẽ có x u hướn g quản trị rủi ro nhiều hơn. f. Chiến lược thay thế p hòng ngừa rủi ro Để kiểm t ra giả thuyết về chi ến lược thay thế phòn g ngừa r ủi ro, tác giả đã sử dụn g m ột số thước đo được đề x uất bởi các tài liệu Cumm ins và cộng sự (2001) xem xét các khả n ăng mà công ty đại ch úng và côn g ty nội bộ có thể hành xử khác nh au liên quan đến quản lý r ủi ro. Các chủ sở hữu của các công ty nội bộ có thể có mức độ kiểm soát hành vi quản lý cao, và do đó, sẽ có thể gắn kết lợi ích của các nhà quản lý với lợi ích của côn g ty. Tác giả kỳ vọng các chủ sở hữu của các công ty nội bộ thích tối đa hóa giá trị. T uy nhiên, c ũn g có thể là biểu hiện một m ức độ lo n gại r ủi ro, dẫn đến tài sản của cổ đôn g được đa dạn g hóa dưới mức tối ưu vì sự nắm giữ của họ trong côn g ty.Để kiểm tra sự khá c biệt giữa các công ty đại chúng v à công ty nội bộ, biến giả bằng 1 nếu là côn g ty đại ch úng và 0 nếu khác. Nếu các công ty nội bộ có xu hướng sợ rủi ro, hệ số của biến giả côn g ty đại ch úng được dự đoán là m ang dấu dươn g. T uy nhiên, nếu Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 11
các côn g ty nội bộ ch ủ yếu theo đuổ i tối đa hóa giá trị, biến này sẽ khôn g có ý nghĩa về m ặt thống kê. Đại diện cho chính sách cổ tức là tỷ lệ chi t rả cổ tức của công ty bằn g cổ tức hàn g năm chi trả cho các cổ đôn g thườn g như một phần thu nhập sau thuế và lãi (Haushalter năm 2000; Getzy & cộng sự, 1997).Tác giả đã giả định rằng tỷ lệ ch i trả cổ tức của công ty cao hơn thì nhu cầu của công ty để phòn g n gừa r ủi ro là thấp hơn, bởi vì công ty khôn g phải chịu thiếu h ụt tiền mặt (Nance & cộng sự, 1993). Tỷ số thanh toán nhanh c ủa côn g ty được coi là đại diện cho tính thanh khoản của công ty, được xác định là tiền v à ch ứn g khoán ngắn h ạn chia cho nợ ngắn hạn ( Sm ith và Stulz, 1985; Froot & cộng sự, 1993). Một thước đo thanh khoản của m ột công ty là tỷ lệ thanh khoản bằng tài sản ngắn h ạn chia nợ n gắn hạn (Nanc e & cộn g sự, 1993). Hệ số cả ba biến được dự đoán là mang dấu âm. BẢNG T M TẮT KỲ VỌ NG DẤU C ỦA CÁC BIẾN NGH IÊN C ỨU Ó Kỳ vọng d ấu tác Biến nghiên Biến đ ại di ện động l ên qu yết định cứu phòng n gừa rủi ro Tổng tài sản Tổng doanh thu Chi phí kiệt Nợ dài hạn/Tổng tài sản + quệ tài chính Nợ dài hạn/ VCSH EBIT/I Chi phí đại Xếp hạng tín nhiệm + diện TL cổ phiếu thuộc sở h ữu NĐT tổ chức Chi phí tài trợ Chi tiêu đầu tư/Tổng tài sản + bên ngoài Chi tiêu đầu tư/Tổng doanh th u Tổng giá trị thuế do th ua lỗ m an g san g và m ang lui Tổng giá trị thuế do thua lỗ mang sang và m ang lui/ Thuế + Tổng tài sản Tín dụn g thuế đầu tư Giá trị VCSH thuộ c NQL TL cổ phiếu thuộc sở h ữu NQL Lợi ích nhà Quyền chọn m ua CP + quản lý Tuổi quản lý Số nhiệm kỳ quản lý Côn g ty đại ch úng Chi ến lược thay thế Tỷ lệ chi trả cổ tức - phòng n gừa Tỷ số thanh toán nhanh rủi ro Tỷ số thanh khoản Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 12
Trong bản g dưới đây tác giả trình bày thống kê mô tả các biến, sử dụn g trong phân tích đơn biến trong mô hình hồi quy logistic cho mẫu Croatian và Slov enia. Bảng 1 Thố ng kê mô tả các biến độ c lập –Mẫu Croatian . N Minimu m Maximu m Mean Std. d ev iation Skewn ess Std.error Statistic Statistic Statistic Statistic Statistic Statistic Tổn g tài s ản 49 3 117 3 ,79 6,086 2 62,189 .67 5 99,929.59 4 .848 .340 Tổn g doanh thu bán h àng 49 1 62 1 ,30 4,680 1 29,032 .61 2 13,620.29 4 .321 .340 Nợ/tổng tài sản 49 .0569 1 .67 67 .536 147 .310749 1 .001 .340 Nợ d ài hạn /Tổng tà sản i 48 .0000 .724 0 .217 236 .182465 1 .112 .343 Nợ d ài hạn /V n CSH ố 48 −3 .1860 2 2.9 220 1 .59 2013 4 .072219 4 .042 .343 Tỷ số th an h to án lãi vay 44 −13.7689 1 20.2259 9 .96 6513 2 3.66013 8 3 .692 .357 Tỷ lệcổ phần thuộ csở h ữu bởi NĐT tổ ch ức 48 .0000 .725 0 0 .06 776 .145301 2 .983 .343 Tiền và tương đ ương tiền /Tổ ng tài sản 48 .0006 .359 9 0 .07 488 0 .0874973 1 .522 .343 Chi tiê đ ầu tư/Tổng tài sản u 49 .0000 .564 2 0 .08 85203 0 .0105411 2 .501 .340 Chi tiê đ ầu tư/Tổng doanh th u u 49 .0000 4 .14 68 .229 198 .609356 5 .830 .340 Chi phí R&D/ Tổng tài sản 47 .0000 .054 6 0 .04 54177 0 .0109967 3 .030 .347 Tổn g giá trịth u ếd o thua lỗ mang san g và mang lui 49 .00 9 88,041 4 1,3 55.898 0 1 59,879.3119 5 .029 .340 Tổn g giá trịth u ếd o thua lỗ mang san g và mang lui/Tổng tài sản 49 .0000 3 1.1 823 .714 151 4 .451312 6 .962 .340 Tín dụn g th uế đ ầu tư 48 .00 9 660 2 98.3125 1 43 .967 1 8 6 .187 .343 VC SH thu ộc sở hữu củ a nhà quản lý 49 .0 1 08,566 .0 7 010.596 1 8,523 .473 4 .239 .340 Tỷ lệcổ phần thuộ csở h ữu củ anhà q u ản lý 49 .000 1 .00 0 .192 63 .33858 1 .775 .340 Số nhiệm kỳ nhà quản lý 49 2 38 1 2.3 5 1 0.36 1 .095 .340 Tỷ lệch i trảcổ tức 43 .00 .98 .155 0 .2663 1 .605 .361 Tỷ số th an h to án n hanh 48 .0009 6 .25 00 .547 654 1 .044173 3 .947 .343 Tỷ số th an h kho ản 49 .0216 2 5.6 076 2 .68 0185 3 .959613 4 .443 .340 Tỷ lệcổ phần thuộ csở h ữu củ anhà đ ầu tư n ướcngo ài 49 .0000 1 .00 00 .245 890 .370236 1 .171 .340 Nguồ n :d ữ liệu khảo sát ở Cro atian . Các b iến đượctrìn h bày theo g iá trị tuyệt đ i có đơn vị tín h là 1 Euro. ố 000 Bảng 2 Thố ng kê mô tả các biến độ c lập –Mẫu Slo en ian. v N Min imum Max imum Mean Std. dev iation Sk ewness Std. err r o Statistic Statistic Statistic Statistic Statistic Statistic Tổn g tàis ản 41 12,1 94 1,179,145 1 51,221 .51 2 36,982 .42 3 .089 .369 Tổn g doanh thu b án hàng 41 14,0 94 1,754,016 1 41,072 .39 2 75,470 .64 5 .286 .369 Nợ/tổng tài s ản 41 .0456 .9967 .406 892 .206 677 .284 .369 Nợ d ài hạn /Tổng tài s ản 41 .0000 .3069 .121 320 9 .21 496 E−02 .407 .369 Nợ d ài hạn /Vốn CSH 41 .0000 .8407 .280 353 .261 797 .861 .369 Tỷ số than h to án lãi vay 40 −95.08 33 564.3571 1 9.7 42316 9 1.2 84027 5 .677 .374 Tỷ lệ cổ phần t uộ c sở h ữu bởi NĐT tổ chức h 40 .00 100.00 1 7.6 833 2 8.3 987 1 .786 .374 Tiền v àtươn g đương tiền /Tổng tài sản 41 .0003 .2499 3 .62 719 E-02 5 .23 842 E-02 2 .480 .369 Chi tiêu đ ầu tư/Tổng tài sản 41 .0000 .2336 7 .19 644 E−02 5 .62 824 E−02 .744 .369 Chi tiêu đ ầu tư/Tổng d anh t u o h 41 .0000 .7295 8 .43 506 E-02 .119 113 4 .251 .369 Chi phíR&D/ Tổng tài sản 35 .0000 .0591 1 .19 042 E−02 1 .65 807 E−02 1 .422 .398 Tổn g giá trị th uếd o thua lỗ mang sa g và n mang lui 40 .00 1696.00 4 2.4 400 2 68.1548 6 .325 .374 Tổn g giá trị th uếd o thua lỗ mang sa g và n mang lui/Tổng tài s ản 40 .0000 .0500 1 .25 292 E−03 7 .90 787 E−03 6 .325 .374 Tín dụng thuế đầu tư 38 .00 26,9 78.00 2 656.2105 5 196.7128 3 .571 .383 VCSH t uộc sở hữu c a nhà quản lý h ủ 41 .0 78,3 75.0 2 505.265 1 2,2 47.611 6 .244 .369 Tỷ lệ cổ phần t uộ c sở h ữu củ an h àq u ản lý h 39 .00 100.00 4 .88 15 1 7.9 650 4 .705 .378 Tuổ i của quản lý 40 2 5 3 .25 .95 .023 .374 Số nh iệm kỳ quản lý 38 3 37 1 5.1 4 9 .73 .675 .383 Tỷ lệ chi trả cổ tức 38 .00 160.00 2 3.7 161 3 8.0 949 1 .873 .383 Tỷ số than h to án n h anh 41 −.5976 3.0000 .221 750 .534 335 3 .828 .369 Tỷ số than h kh ản o 41 −10.85 70 20.0 000 1 .89 6927 3 .69 6341 2 .075 .369 Tỷ lệ cổ phần t uộ c sở h ữu củ an h àđ ầu tư h nước ng ài o 40 .00 100.00 2 3.0 070 4 0.1 712 1 .291 .374 Nguồ n :d ữ liệu khảo sát ở Slov en ian Các b iến đượctrìn h bày theo g iá trị tuyệt đ i có đơn vị tín h là 1 Euro. ố 000 4.3. Kết quả nghiên cứu 4.3.1. Phân tích đơn biến Theo kiểm định so sánh giá trị trun g bình của nh ững côn g ty có và không có phòng ngừa r ủi ro ở Crotian, thì ch úng khá c nhau ở biến đại diện cho chính sách tài chính thay thế chiến lược phòng ngừa r ủi ro. Nhữn g công ty phòng n gừa r ủi ro có tỷ số thanh toán nhanh lớn hơn, tức là khả năng thanh khoản ngắn hạn của những công ty này cao hơn những công ty Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 13
không phòng ngừa rủi ro. Tác giả cho rằng chiến lược thay t hế phòng ngừa rủi ro không được xem như m ột chiến lược quản t rị rủi ro đặc biệt, nhưn gcác chính sách t ài chính thay t hế cũng có thể làm giảm rủi ro cho doanh n ghiệp m à khôn g cần phải tiến hành các hoạt độn g quản trị rủi ro (Nance 1993, T ufano 1996, Getzy 1997). Do đó, khi côn g ty có các chính sách tài chính thay thế, nó sẽ ít thực hiện phòn g ngừa r ủi ro. T rái với dự báo, kết quả đã chỉ ra m ột mối tương quan dươn g giữa quyết định phòng ngừa và biến giải thích đại diện cho chính sách tài chính thay thế, những công ty càng có khả năn g thanh khoản cao thì càn g có độn g c ơ phòn g n gừa r ủi ro nhiều. Cùn g kết quả, Froot và cộng sự (1993) đã dự đoán m ột mối tương quan dươn g giữa khả năng thanh khoản và việc phòn g n gừa r ủi ro, lý giải r ằng tính thanh khoản không phải là chiến lược thay thế phòng ngừa mà là thước đo của các n guồn tài trợ nội bộ sẵn có. Người ta cũn g cho rằng mối tương quan dươn g giữa quy ết định phòn g n gừa và tỷ số thanh toán nhanh là do giả thiết về những bất hảo của thị t rường vốn và nguồn tài trợ đắt đỏ bên ngoài chứ không phải bởi nhân tố chiến lược thay thế phòng n gừa. Do đó giả định v ề ch iến lược thay thế phòng ngừa n ên bị bác bỏ trong t rườn g h ợp của những côn g ty ở Croat ian. T uy nhiên k ết quả này không được ủn g hộbởi phân tích tươn g quan (khôn g có ý n ghĩa thống kê). Bảng 3 Kiểm đ ị h t cho mẫu độ c lập – Croatian h e gers/no n -h edgers. n d Lev ene’s test fo r Group s tatistics equality o f t-Test fo r equ ality Variances o f mean s F Sig. T Sig. (2 -tailed ) Numb er of Mean Std. dev iation Analysed Com an ies p Qu ickratio Equal v ariances assu med 4 .531 .039 −1 .473 .147 Non edger h s 13 .187749 .252538 Equal v ariances no t assumed −2 .317 .026 Hedg ers 35 .681333 1 .190270 Kết quả ki ểm định đơn biến cho rằn g nhữn g công ty phòng ngừa r ủi ro không có khác biệt với nhữn g côn g ty không phòng ngừa về chi phí kiệt quệ tài ch ính, chi phí đại diện của vay nợ, thị trường vốn bất hảo, các khoản mục ưu đãi về th uế hoặc lợi ích nhà quản lý. Do đó, nghiên cứu này bác bỏ tất cả những giả thiết nghiên cứu về tối đa hóa giá trị cổ đông cũn g như tối đa hóa lợi ích của nhà quản lý đối với nhưng côn g ty ở Croat ian. So sánh kết quả phân tích đơn biến c ủa Croatian với kết quả của phân tích khám ph á ở Sloven ian thì thấy rằng những lý thuyết phòng ngừa được kiểm định có ít khả năng dự báo về chươn g trình quản trị rủi ro ở cả 2 quốc gia. Kiểm định đơn biến thấy rằng các côn g ty có phòng ngừa ở Sloveni an khác vớ i nh ữn g công ty không phòng ngừa ở hệ số c ủa biến giả công ty đại chún g, đại diện cho chiến lược thay thế phòng ngừa. Mối tương quan dươn g giữa quyết định phòn g n gừa và hệ số biến giả của những côn g ty đại chúng đưa đến kết luận rằng những công ty có cổ phiếu được niêm yết trên sàn sẽ có nhiều độn g cơ để phòn g ngừa trong khi những côn g ty nội bộ thì không lo n gại r ủi ro nên khôn g phòng n gừa. Điều n ày trái v ới dự báo của tác giả trong giả định về h ành vi khác nh au của những côn g ty đại ch úng và công ty nội bộ liên quan tới quản trị r ủi ro ( St ulz 1984, Smith và St ulz 1985, Froot 1993, Cum mins 2001). Kết quả này khôn g được ủng hộ bằn g phân tích tươn g quan. Nhữn g kết quả khác chỉ ra r ằng những công ty phòng ngừa ở Slovenian không kh ác so v ới nhữn g công ty không phòn g n gừa về chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện của vay nợ, bất hảo của thị trường vốn, các khoản m ục ưu đãi về thuế hoặc lợi ích nhà quản lý. Do đó bài n ghiên cứu bác bỏ tất cả nhữn g giả định nghiên cứu liên quan tới giả thuyết tối đa hóa giá trị cổ đông và giả thuyết tối đa hóa lợi ích nhà quản lý cho nh ữn g công ty ở Sloveni an. Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 14
Bảng 4 Kiểm đ ị h t cho mẫu độ c lập – Slove ian hedgers/non -hedgers. n n t-Test fo r equalit o f y Leven e’s test for mean s Group s tatistics equality of v arian ces Nu m er o f an aly s b ed F Sig. t Sig. (2 -tailed ) co m anies p Mean Std. d ev iation Comp lis o n th e stock-exchange any ted Equal v ariances assu med 1 3.355 .001 −1 .406 .168 Nonhedgers 9 .00 .00 Equal v ariances no t assumed −2 .675 .012 Hedg ers 32 .19 .40 4.3.2. Phân tích đa biến Ước lượng hồ i quy lo gistic nhị thức để phân biệt giữa các biến giải thích cho quy ết định phòng ngừa r ủi ro. Nhữn g biến được kiểm định trong phân tích đa biến dựa trên những yếu tố đã trình bày trong m ục 2. Trong mô hình lo gistic, để k iểm định liệu quyết định có phòn g ngừa hay không,tác giả sử dụn g m ột hàm gồm 6 nhân tố: chi phí kiệt quệ tài ch ính, ch i phí đại diện, bất hoàn hảo của thị trường vốn, thuế, lợi ích nhà quản lý và nhữn g thay thế phòng ngừa. Bởi vì nhữn gyế u tố này thích hợp để đo lườn g m ột số đặc tính của doanh n gh iệp n ên tác giả sẽ ước lượng hồi quy logistic riêng cho tất cả nhữn g kết hợp có thể được của những biến này cho m ỗi giả thiết dự báo. Trong các yếu tố chính, năm yếu tố đầu tiên được dự báo là có mối tương quan dươn g với quyết định phòn g n gừa của côn g ty. Đó là, chi ph í kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện, nhữn g bất hoàn hảo của thị trườn g vốn, thuế, lợi ích nhà quản lý càn g lớn thì khả năng doanh n ghiệp t ham gia vào các hoạt độn g phòng ngừa rủi ro càng cao. Yếu tố thứ sáu là chiến lược thay thế phòn g n gừa được kỳ vọng có mối t ương quan âm với quyết định phòng ngừa rủi ro. Biến phụ thuộc được m ã hóa là “1” nếu công ty có phòng n gừa r ủi ro và “0” cho trường hợp ngược lại. Mối quan hệ giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và các nhân tố ảnh hưởn g có thể được trình bày theo một hàm như sau: He dge=f(FC, AC, CEF, T, MU, HS) Trong đó: Hedge là biến nhị phân, bằng 1 nếu côn g ty có phòn g n gừa và 0 nếu khôn g phòng ngừa, FC là x ác suất kiệt quệ tài chính hoặc phá sản của công ty, AC là chi phí đại diện c ủa vay nợ,CEF là chi ph í tài trợ bên ngoài,T là độ lồi của hàm thuế, MU là mức tài sản của các nhà quản lý đầu tư vào công ty,HS là mức độ nh ữn g chiến lược thay thế phòn g n gừa được công ty sử dụn g. Bản g 5 báo cáo kết quả phân tích đa biến liên quan đến khả năng phòng ngừa của những côn g ty được phân tích ở Croatian. Những biến độ c lập bao gồm : tổng doanh số bán hàng đại diện cho quy m ô và chi phí t ài chính, xếp hạn g nợ đại diện cho chi phí đại diện của vay nợ, ch i tiêu đầu tư trên tài sản đại diện cho ch i phí tài trợ từ bên n goài, tổng giá trị của khoản thuế thua lỗ ch uyển sang đại diện cho động cơ thuế, tỷ lệ cổ phần được sở hữu bởi các nhà quản lý công ty đại diện cho lợi ích nhà quản lý và tỷ số thanh toán nhanh đại diện cho những thay t hế phòng ngừa. Các biến đại diện này đều có giá trị t có ý nghĩa thống kê và phù hợp nhất với các ý tưởng xây dựn g trong mô hình hồi quy logistic. Ngoài mô hình trên, tác giả đã tạo ra được nh iều đại diện thích hợp để đo lườn g các đặc tính của côn g ty nên tất cả những kết hợp có thể có của các biến này đều được ước lượng bằn g hồi quy lo gistic riên g biệt. Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 15
Bảng 5 Kết quả p hân tích đ abiến – mẫu Cro atian Nu m er o fselecte cases: 49 b d Nu m er rejected becau seo f missing d ata: 1 b Nu m er o f cases inclu dedin th ean alysis: 48 b Ind e endent variables p FINCOST2 Total sales rev enues AGCOST1 Credit rating CEF 2 Inv estmen t expenditu res-to-assets ratio TAX1 Total value of tax loss carry -fo rward and carry b ack s SUB STIT3 Qu ick ratio MNGUTIL 2 Sh areo f the co mp any owned by man ag emen t Estimation termina at iteratio number 7 b ecau se ted n Log Lik elihood d ecreased by les th an .01 p ercen t s −2 log lik elihood 2 6.2 68 Goodn ess of F it 2 6.1 63 2 Cox and Snell – R .463 2 Nagelk erk e– R .671 Chi-square Df Significan ce Model 2 9.8 05 6 .0000 Blo ck 2 9.8 05 6 .0000 Step 2 9.8 05 6 .0000 Chi-square df Signific ce an Hosmera nd Leme ow Goodness-o f-F Test sh it Goodn ess -of-fit test 5 .1031 8 .746 5 Variables in the equ ation Variable B S.E. W ald df Sig R FINCOST2 1 .64E−0 5 1.162 E−05 2 .0035 1 .156 9 .007 9 AGCOST1 9 .2589 4.3783 4 .4721 1 .034 5 .210 0 CE F 2 4 7.3 943 22.4 482 4 .4575 1 .034 7 .209 3 TAX1 −1 .1 E−06 6.311 E−06 .0278 1 .867 5 .000 0 SUBSTIT3 1 .5195 1.2838 1 .4008 1 .236 6 .000 0 MNGUTIL2 −8 .5670 3.9033 4 .8172 1 .028 2 −.2241 Constan t −2 .5073 1.3908 3 .2500 1 .071 4 No ountliers found Mô hình hồi quy đa biến nhữn g công ty ở Croatian cho thấy rằn g quyết định phòn g n gừa của doanh nghiệp có liên quan đến xếp h ạn g tín nhiệm c ủa côn g ty, tỷ lệ chi tiêu đầu t ư trên tài sản và tỷ lệ cổ phiếu của các côn g ty được nắm giữ bởi nhà quản lý. Xếp h ạng tín nhiệmbiểu hiện cho chi phí đại diện của vay nợ. T rong giả thiết nghiên cứu, tác giả cho rằng nh ữn g công ty được xếp hạng tín nhi ệm thì ít phòng ngừa. Mà ch i phí đại diện của vay nợ liên quan đến mức độ của bất cân xứng thông tin trong công ty, các công ty với mức độ bất cân xứng thông tin lớn sẽ có nhiều động cơ phòng n gừa rủi ro bằn g cách chuyển dịch r ủi rohoặc đầu tư dưới mức. Bằn g ch ứng tìm thấy không ph ù h ợp với nhữn g dự báo liên quan đến chi phí đại diện c ủa vay nợ, bởi vì biến ph ụ thuộ c có tương quan dươn g với xếp h ạng tín nhiệm trong mô hình của tác giả, dẫn đến kết luận rằn g các côn g ty có xếp hạng tín nhiệm sẽ ưa thích phòn g n gừa r ủi ro. Điều này trái với kết quả của DeMarzo và Duffie (1995) và Hausha lter (2000), họ đã chứng minh rằng các côn g ty với x ếp hạn g tín nhiệm sẽ phòng n gừa ít, trong khi đó nhữn g công ty không có x ếp hạn g tín nhiệm thì bất cân xứn g thông tin lớn sẽ có lợi h ơn nếu thực hiện quản trị rủi ro. Biến thay thế khác đại diện cho chi ph í đại diện (tỷ lệ cổ phần được nắm giữ bởi c ác nhà quản lý côn g ty) cũng không cho thấy sự tương thích nào v ới việc phòn g n gừa rủi ro. Tỷ số chi tiêu đầu tư trên tài sản cho thấy cơ hội đầu tư của côn g ty được dùn g để kiểm định giả thiết rằn g các côn g ty có phòng ngừa r ủi ro nh iều khả năn g là đang có các c ơ hộ i đầu tư lớn (Froot 1993, Getzy 1997, Allayannis và Ofek 2001). Giả thuyết chính cho rằn g khi nguồn tài trợ bên n goà i (nợ và /hoặc vốn ch ủ sở hữu) trở nên đắt đỏ thì nh ữn g công ty cần vốn Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 16
đầu tư sẽ phòng n gừa dòng tiền của họ để tránh sự thiếu hụt vốn, bởi tình trạn g n ày có thể khiến doanh n ghiệp phải lao vào thị trường vốn đắt đỏ. Kết quả của mô hình lo gistic ủng hộ cho dự báo n ày và ch ỉ ra mối tươn g quan dươn g có ý nghĩa thốn g kê giữa quy ết định phòng ngừa và tỷ số chi tiêu đầu tư trên tài sản. Tuy nhiên, khi thay thế tỷ số chi tiêu đầu tư trên tài sản bằn g nhữn g biến kh ác, cũng đại diện cho bất hảo của thị trường và chi phí tài trợ từ bên ngoài, thì kết quả kiểm định khôn g có ý nghĩa thống kê. Các kết quả n ày cho thấy m ối quan hệ giữa phòn g ngừa r ủi ro v à thị trường vốn bất hảo là khôn g m ạnh. Biến thứ ba có ý nghĩa trong mô hình là tỷ lệ cổ phần đan g lưu hành của công ty mà nhà quản lý sở hữu. T ác giả cho r ằn g nh ữn g nhà quản lý bị h ạn chế khả năn g đa dạn g hóa các vị thế tài sản nắm giữ nên họ có động cơ m ạnh m ẽ để phòng ngừa. Thườn g thì các lo ại hình phòng ngừa r ủi ro không được dùng để gia tăng giá trị cho các cổ đôn g m à để gia t ăng tài sản cho nhà quản lý. Để tránh tình trạng này, người ta thiết kế các bản hợp đồn g “thù lao” để khi nhà quản lý làm gia tăng giá trị doanh n ghiệp, họ cũng sẽ làm tăng lợi ích mong đợi của mình. Điều n ày có thể đạt được bằng cách bổ sun g thêm các điều khoản dạng quyền chọn vào hợp đồn g. Đề cập tới nhân tố này lần đầu là St ulz 1984, sau đó là Sm ith và St ulz 1985. Một số nghiên cứu thực n ghiệm c ũn g xác nhận giả thiết này như Tufano 1996, Gay và Nam 1998, trái lại Getzy 1997 và Haush alter 2000 không tìm thấy bằng ch ứn g cho rằng phòng n gừa rủi ro bị ảnh hưởn g bởi số cổ phần của nhà quản lý. Kết quả n ghiên c ứu này cho thấy m ối tương quan âm giữa phòn g n gừa r ủi ro và số cổ phần của nhà quản lý, ngh ĩa là nhữn g doanh nghiệp có tỷ lệ số cổ ph ần mà nhà quản lý nắm giữ càng lớn thì càn g ít phòng n gừa rủi ro. Điều này trái với dự đoán cuả tác giả cũng nh ư kết quả của Tufano (1996) là nhữn g doanh nghiệp mà nhà quản lý càn g đầu tư nắm giữ nhiều cổ phiếu của côn g ty thì càng quản trị rủi ro. Những biến khác đại diện cho giả thiết về lợi ích nhà quản lý (như giá trị cổ phần công ty do nh à quản lý sở hữu, các quy ền chọn cổ phi ếu của nhà quản lý, tuổi và nh iệm kỳ nhà quản lý) đều không có ý nghĩa trong m ô hình. Do đó tác giả bác bỏ giả thiết tối đa hóa lợi ích nhà quản lý. Nói ch un g, nh ữn g bằng chứng thực nghiệm về m ối quan h ệ giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện, bất hảo của thị trường vốn và tài trợ bên ngoài, thuế, lợi ích nhà quản lý và chiến lược thay thế phòng ngừa của các côn g ty phi tài chính ở Croatian đều thất bại trong việc kiểm định giả thuy ết, ngoại trừ nhân tố tài trợ bên ngoài đo bằng tỷ lệ ch i tiêu đầu tư trên tài sản. Với kết quả này, tác giả m uốn nh ấn mạnh rằng mối quan hệ giữa phòng ngừa r ủi ro và bất hoàn hảo của thị trường vốn mà được đại diện bởi các biến khác tron g giả thiết là khôn g mạnh. Bản g 6 là kết quả của phân tích đa biến về khả năng phòn g ngừa r ủi ro và những nhân tố ảnh hưởng của các côn g ty ở Slovenia. Các biến độc lập xác định trước gồm t ổng doanh thu đại diện cho quy mô và chi phí tài chính, xếp hạng tín nhiệm biểu thị cho chi phí đại diện, chi tiêu đầu tư trên tài sản đại diện cho tài trợ bên n goài, tổng lỗ thuế man g sang đại diện cho động cơ về thuế, t ỷ lệ số cổ ph ần trong côn g ty của nhà quản lý n ắm giữ đại diện cho lợi ích nhà quản lý, và khả năng thanh toán nhanh đại diện cho các ch iến lược thay thế phòn g n gừa r ủi ro. Những biến này được cho là phù hợp nhất với mô hình hồi quy lo gistic. Biến phụ thuộ c được gán giá trị “1” nếu doanh nghiệp có phòn g n gừa rủi ro và giá trị “0” nếu n gược lại. Bảng 6 Kết quảp hân tích đ a biến – mẫu Slov en ian. Nu mber o f selected cases: 40 Nu mber rejected b ecau se of missin g d ata: 2 Nu mber o f cases inclu ded in the an alysis: 38 Ind ependen t varia bles FINCOST2 To tal sales revenues AGCOST1 Credit rating CEF2 In v estmen t ex enditures-to -assets ratio p Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 17
TAX1 To tal value o f tax loss carry-fo rward and carr back s y MNGUTIL 1 Valu eof eq uit o wn e b y man ag ers y d SUBSTIT3 Qu ick ratio Estimation terminated at iteration number 9 b ecau se Log Lik eliho d d ecreased by less than .01 p ercen t o −2 log lik eliho od 16.5 42 Goodn ess o fF it 15.9 28 2 Cox and Snell – R .448 2 Nag elk erk e – R .697 Chi-sq uare Df Sign ificance Model 22.5 71 6 .001 0 Blo ck 22.5 71 6 .001 0 Step 22.5 71 6 .001 0 Chi-sq uare df Significan ce Hos mer and Le m es how Good n e ss-o f-F i t Te st Goodn ess -o f-fit test 1.7025 8 .988 8 Variables in th e equation Variable B S. E. W ald df Sig R FINCOST2 .000 1 5 .504 E−05 3 .7022 1 .054 3 .208 6 AGCOST1 1.1796 1 .3441 .7701 1 .380 2 .000 0 CEF2 −32.6534 1 7.2962 3 .5642 1 .059 0 −.2000 TAX1 .004 1 .0402 .0105 1 .918 4 .000 0 MNGUTIL 1 .000 2 .0007 .1312 1 .717 2 .000 0 SUBSTIT3 5.2395 3 .3843 2 .3968 1 .121 6 .100 7 Consta t n −2 .7620 2 .2990 1 .4434 1 .229 6 No outliers f und o Kết quả m ô hình hồi quy tại Sloveni a cho thấy không có biến giải thích nào có ý nghĩa thống kê, do đó kết luận rằn g quyết định phòng ngừa r ủi ro của các công ty ở Slovenia không phụ thuộc vào bất kỳ lý th uyết dự đoán n ào về quyết định phòng ngừa. Bằn g chứn g thực nghiệm cũng thất bại trong vi ệc kiểm định bất kỳ giả thiết nào. Tác giả kiểm định tính mạnh mẽ của kết quả này bằng cách hồi quy lo gistic r iên g biệt cho tất cả các k ết hợp biến giải thích. Cần nhấn mạnh rằng trong m ô hình hồi quy mà các giá trị ngoại lai khôn g được kiểm soát thì tổng doanh thu đại diện cho quy mô gần như có ý nghĩa với p-value = 0.0503. Khi bỏ đi phần dư được ch uẩn hóa từ m ô hình (đây là một trong nhữn g giả định quan trọng của m ô hình hồi quy lo gistic v à độ tin cậy của kết quả) thì tổng doanh thu khôn g còn có ý n ghĩa(p=0.0543). Nhóm 4 – TCD N Đêm 3 18