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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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