(Luận văn) các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định phòng ngừa rủi ro tài chính tại các công ty phi tài chính ở việt nam

t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM hi ep w n lo ad VÕ THỊ MỸ XUYÊN ju y th yi pl n ua al CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN va n QUYẾT ĐỊNH PHÒNG NGỪA RỦI ll fu m oi RO TÀI CHÍNH TẠI CÁC CƠNG TY at nh z PHI TÀI CHÍNH Ở VIỆT NAM z ht vb k jm om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n a Lu n va y te re Tp Hồ Chí Minh, Năm 2014 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM ng hi ep w VÕ THỊ MỸ XUYÊN n lo ad y th ju CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH yi pl PHÒNG NGỪA RỦI RO TÀI CHÍNH TẠI CÁC al n ua CƠNG TY PHI TÀI CHÍNH Ở VIỆT NAM n va ll fu oi m Chuyên ngành: Tài Chính Ngân Hàng at nh Mã số: 60340201 z z ht vb LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ k jm gm GS.TS TRẦN NGỌC THƠ om l.c NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: n a Lu n va y te re Tp Hồ Chí Minh, Năm 2014 t to CỘNG HÒA XÃ HỘI CHỦ NGHĨA VIỆT NAM ng Độc lập - Tự - Hạnh phúc hi ep LỜI CAM ĐOAN w n lo ad Tôi xin cam đoan Luận văn thạc sĩ kinh tế “ Các yếu tố ảnh hưởng đến ju y th định phịng ngừa rủi ro tài cơng ty phi tài Việt Nam” cơng yi trình nghiên cứu riêng tơi pl Các kết nghiên cứu Luận văn trung thực chưa công al n ua bố cơng trình khác va n Học viên ll fu oi m at nh z Võ Thị Mỹ Xuyên z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re MỤC LỤC t to ng hi TRANG PHỤ BÌA ep LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC w n DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT lo ad DANH MỤC BẢNG BIỂU ju y th PHẦN MỞ ĐẦU yi Lý chọn đề tài .1 pl ua al Mục tiêu nghiên cứu .3 n Đối tượng phạm vi nghiên cứu .4 va Đối tượng nghiên cứu .4 3.2 Phạm vi nghiên cứu n 3.1 ll fu m oi CHƯƠNG I: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT nh Lý thuyết quản lý rủi ro làm tối đa hóa giá trị công ty thông qua tác at 1.1 z z động làm giảm chi phí kiệt quệ tài vb Lý thuyết quản lý rủi ro làm tăng giá trị công ty thông qua ht 1.2 jm tác động làm giảm thuế k gm 1.3 Lý thuyết quản lý rủi ro làm tăng giá trị công ty thông việc om l.c tạo điều kiện cho dự án đầu tư tự chọn Lý thuyết quản lý rủi ro làm tối đa hóa lợi ích nhà quản lý .7 1.5 Lý thuyết thực quản trị rủi ro liên quan đến quy mô công ty n a Lu 1.4 Phương pháp thu thập liệu 2.1.2 Giả thuyết nghiên cứu 10 y 2.1.1 te re Dữ liệu nghiên cứu .9 n 2.1 va CHƯƠNG II: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU 2.1.3 Biến nghiên cứu 12 t to Kỹ thuật phân tích số liệu 17 2.2 ng hi ep w Thống kê mô tả 18 2.2.2 Kiểm định t-test .25 2.2.3 Hồi quy logit 25 n 2.2.1 lo ad 2.2.3.1 Kiểm định tự tương quan 25 ju y th 2.2.3.2 Mơ hình hồi quy logit 28 yi CHƯƠNG III: KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM .31 pl Kiểm định yếu tố ảnh hưởng đến định phòng ngừa rủi ro ua al 3.1 n năm tài 2011 31 va Kiểm định đơn biến .31 3.1.2 Kiểm định đa biến 38 ll fu m Kiểm định yếu tố ảnh hưởng đến định phòng ngừa rủi ro oi 3.2 n 3.1.1 nh at năm tài 2012 43 z Kiểm định đơn biến .43 3.2.2 Kiểm định đa biến 49 ht vb jm Kiểm định yếu tố ảnh hưởng đến định phòng ngừa rủi ro k 3.3 z 3.2.1 gm năm tài 2013 53 Kiểm định đơn biến .53 3.3.2 Kiểm định đa biến 59 om l.c 3.3.1 a Lu n CHƯƠNG IV: KẾT LUẬN 68 n va TÀI LIỆU THAM KHẢO y te re DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT t to KÝ HIỆU ng STT TÊN BIẾN hi BIẾN ep TA Tổng tài sản TS Tổng doanh thu DA Tỷ lệ nợ/Tổng tài sản w n lo ad Tỷ lệ nợ dài hạn/tổng tài sản ju Tỷ lệ nợ dài hạn/vốn chủ sở hữu ICR SOI CEA Tỷ lệ tiền tương đương tiền/Tổng tài sản IEA Tỷ lệ chi phí đầu tư/Tổng tài sản 10 IES Tỷ lệ chi phí đầu tư/Tổng doanh thu y th LDA yi LDE pl ua al Tỷ lệ EBIT/Tổng chi phí lãi vay n Tỷ lệ % cổ phiếu công ty thuộc sở hữu nhà đầu tư tổ chức n va ll fu oi m at nh z Biến nhị phân công ty giảm thuế kết chuyển lổ từ năm trước mang sang năm kiểm định z T vb 11 ht cơng ty khơng có giảm thuế kết chuyển lổ jm k từ năm trước mang sang năm kiểm định gm SEM Vốn chủ sở hữu công ty thuộc sở hữu nhà quản lý 13 SOM Tỷ lệ % cổ phiếu công ty thuộc sở hữu nhà quản lý 14 DIV Tỷ lệ chi trả cổ tức 15 QR Tỷ lệ (Tài sản ngắn hạn-hàng tồn kho)/nợ ngắn hạn 16 LR Tỷ lệ tài sản ngắn hạn/nợ ngắn hạn om l.c 12 n a Lu n va y te re DANH MỤC BẢNG BIỂU t to Danh mục Trang ng hi ep 14 Bảng 2.2: Thống kê mô tả biến độc lập năm 2011 (1) 19 Bảng 2.3: Thống kê mô tả biến độc lập năm 2011 (2) 20 w Bảng 2.1: Tóm tắt giả thuyết nghiên cứu n Bảng 2.4: Thống kê mô tả biến độc lập năm 2012 (1) lo 21 ad 22 Bảng 2.6: Thống kê mô tả biến độc lập năm 2013 (1) 23 ju y th Bảng 2.5: Thống kê mô tả biến độc lập năm 2012 (2) yi 24 Bảng 2.8 : Hệ số tương quan biến đưa vào mơ hình (1) 26 Bảng 2.9 : Hệ số tương quan biến đưa vào mơ hình (2) 27 Bảng 3.1: T-test biến độc TA năm 2011 33 pl Bảng 2.7: Thống kê mô tả biến độc lập năm 2013 (2) n ua al n va ll fu Bảng 3.2 : T-test biến độc TS năm 2011 oi m 34 35 Bảng 3.4 : T-test biến độc LDE năm 2011 36 at nh Bảng 3.3 : T-test biến độc LDA năm 2011 z 37 z Bảng 3.5 : T-test biến độc SEM năm 2011 vb ht Bảng 3.6 : Kết hồi quy đa biến Kết hồi quy đa biến với biến độc 39 k jm lập TA, SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2011 40 l.c lập TS, SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2011 gm Bảng 3.7 : Kết hồi quy đa biến Kết hồi quy đa biến với biến độc om Bảng 3.8 : Kết hồi quy đa biến Kết hồi quy đa biến với biến độc 42 n va lập LDE, SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2011 n Bảng 3.9 : Kết hồi quy đa biến Kết hồi quy đa biến với biến độc 41 a Lu lập LDA, SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2011 Bảng 3.11 : T-test biến độc TS năm 2012 45 y 44 te re Bảng 3.10 : T-test biến độc TA năm 2012 t to ng hi ep Bảng 3.12 : T-test biến độc LDA năm 2012 46 Bảng 3.13 : T-test biến độc T năm 2012 47 Bảng 3.14: T-test biến độc SEM năm 2012 48 Bảng 3.15 : Kết hồi quy đa biến Kết hồi quy đa biến với biến độc w 50 n lập TA, SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2012 lo ad Bảng 3.16 : Kết hồi quy đa biến Kết hồi quy đa biến với biến độc 51 y th lập TS, SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2012 ju Bảng 3.17 : Kết hồi quy đa biến Kết hồi quy đa biến với biến độc yi 52 pl lập LDA, SOI, CEA, T, SEM, DIV năm 2012 al Bảng 3.18: T-test biến độc lập TA năm 2013 n ua 54 Bảng 3.19: T-test biến độc lập TS năm 2013 n va 55 Bảng 3.20: T-test biến độc DIV năm 2013 ll fu 56 oi m Bảng 3.21: Kết hồi quy đa biến Kết hồi quy đa biến với biến độc 60 at nh lập TS, SOI, IEA, T, SOM, DIV năm 2013 Bảng 3.22: Kết hồi quy đa biến với biến độc lập TA, SOI, IEA, T, 61 z z vb SOM, DIV năm 2013 ht Bảng 3.23: Kết hồi quy đa biến với biến độc lập TA, SOI, IES, T, 62 k jm SOM, DIV năm 2013 gm Bảng 3.24: Kết hồi quy đa biến với biến độc lập TS, SOI, IEA, T, 63 om l.c SOM, QR năm 2013 n a Lu n va y te re t to ng hi PHẦN MỞ ĐẦU ep Bài nghiên cứu trình bày kết thực nghiệm yếu tố tác động đến định phịng ngừa rủi ro tài cơng ty phi tài Việt Nam từ năm w n 2011 đến 2013 Bài nghiên cứu cho thấy lý thực nghiệp vụ lo ad phịng ngừa rủi ro có khả dự đoán việc giải thích định quản ju y th lý rủi ro công ty Việt Nam Các chứng dựa kiểm định đơn biến yi (kiểm định t-test) kiểm định đa biến (hồi quy logit) định phịng ngừa rủi pl ro cơng ty phi tài Việt Nam với chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại al n ua diện nợ, chi phí tài trợ bên ngồi, thuế, bất cân xứng thơng tin, lợi ích nhà quản va lý sách tài thay cho phịng ngừa rủi ro không ủng hộ cho n giả thuyết kiểm định ngọai trừ biến đại diện cho quy mô công ty tổng doanh fu ll thu, tổng tài sản Tuy nhiên, bên cạnh hai biến này, biến đại diện cho địn bẩy tài m oi tỷ lệ chi trả cổ tức có ảnh hưởng đến định phòng ngừa rủi ro không nh at bền vững thay đổi khoảng thời gian nghiên cứu Nghiên cứu khác với z nghiên cứu trước cách áp dụng định nghĩa tồn diện phịng ngừa z ht vb rủi ro, phân tích nghiên cứu cho thấy phần lớn thực tế biến phòng k phi phái sinh jm ngừa rủi ro sử dụng bao gồm phòng ngừa rủi ro phái sinh phòng ngừa rủi ro gm Bài nghiên cứu chia thành phần Phần tổng quan lý thuyết nghiên l.c cứu phịng ngừa rủi ro cơng ty Phần trình bày phương pháp nghiên cứu thu om thập liệu Phần cung cấp chứng mối tương quan đến định phòng an Lu ngừa rủi ro kiểm định t-test hồi quy logit Phần kết luận nghiên cứu va Lý chọn đề tài n Quản trị rủi ro xác định mức độ rủi ro mà công ty mong muốn nhận diện ey th công cụ tài khác nhằm điều chỉnh mức độ rủi ro thực theo mức rủi ro mong t re rủi ro mà công ty gánh chịu để sử dụng công cụ phái sinh t to ng hi muốn Mục tiêu trì cân tài để hạn chế mát thiệt hại cho doanh ep nghiệp Phân tích vấn đề quản lý rủi ro tài cơng ty rủi ro phát sinh từ độ nhạy w n cảm nhân tố giá thị trường lãi suất, tỷ giá giá hàng hóa Rủi ro đối lo ad với công ty xuất phát từ biến động giá cả, lãi suất, tỷ giá ảnh hưởng trực tiếp ju y th gián tiếp đến giá trị cơng ty Cho dù công ty đa quốc gia với rủi ro tỷ giá hối đối, cơng ty vận tải với rủi ro giá nhiên liệu, hay cơng ty có địn bẩy tài yi pl cao với rủi ro lãi suất, cách thức mức độ quản lý rủi ro thường al ua đóng vai trị quan trọng thành công hay thất bại cơng ty Do n đó, người cho quản lý rủi ro tài chức quan va n trọng công ty góp phần vào việc thực mục tiêu tối đa hóa fu ll giàu có cổ đông phát triển công ty m oi Vai trò quản trị rủi ro thế, yếu tố tác động đến định quản trị z ngỏ at nh rủi ro công ty Việt Nam mức độ tác động vấn đề bỏ z vb Theo nghiên cứu Amrit Judge (2006) tác giả sử dụng liệu báo cáo hàng jm ht năm 400 công ty Anh thông qua khảo sát, tìm thấy chứng mạnh mẽ k liên kết định phòng ngừa rủi ro chi phí dự kiến kiệt quệ tài gm Bằng chứng tác giả cho thấy công ty lớn, cơng ty có nhiều tiền l.c mặt, công ty với xác suất kiệt quệ tài lớn hơn, cơng ty có kim ngạch om xuất nhập công ty có nợ ngắn hạn nhiều có nhiều khả an Lu thực phòng ngừa rủi ro công cụ phái sinh va Theo nghiên cứu Danijela Milos Sprcic Zeljko Sevic (2012) công ty n phi tài lớn Croatia Slovenia Tác giả phát lý phòng ngừa th thuyết kiểm định tác động biến đại diện cho chi phí kiệt quệ tài chính, ey công ty Croatia Slovenia Bằng chứng Croatia không ủng hộ cho giả t re rủi ro có khả dự đốn việc giải thích định phịng ngừa rủi ro 60 Bảng 3.21: Kết hồi quy đa biến Kết hồi quy đa biến với biến độc lập TS, t to SOI, IEA, T, SOM, DIV năm 2013 ng Dependent Variable: Y hi ep Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 10/11/14 Time: 11:06 w Sample: 510 n Included observations: 510 lo ad Convergence achieved after iterations ju y th Covariance matrix computed using second derivatives yi Variable pl Std Error z-Statistic Prob 8.05E-05 3.53E-05 2.278490 0.0227 -0.234453 0.8146 -7.80E-05 0.000333 IEA 1.074198 1.355753 0.792326 0.4282 T 0.293455 0.240085 1.222298 0.2216 SOM 0.007146 0.005706 1.252452 0.2104 DIV 0.008867 0.003301 2.686207 0.0072 C -0.782753 0.177935 -4.399092 0.0000 n SOI ua al TS Coefficient n va ll fu oi m at nh z McFadden R- z 0.023640 Mean dependent var 0.423529 S.D dependent var 0.494603 S.E of regression 0.489393 Akaike info criterion 1.358045 Sum squared resid Schwarz criterion 1.416164 Log likelihood criter 1.380832 Deviance Restr deviance 695.0338 Restr log likelihood LR statistic 16.43083 Avg log likelihood Prob(LR statistic) 0.011619 678.6029 om l.c -347.5169 -0.665297 n a Lu 510 n Total obs va y te re 216 -339.3015 gm Obs with Dep=1 120.4713 k 294 jm Obs with Dep=0 ht Hannan-Quinn vb squared Nguồn: số liệu báo cáo tài năm 2013 cơng ty phi tài Việt Nam 61 Bảng 3.22: Kết hồi quy đa biến với biến độc lập TA, SOI, IEA, T, SOM, DIV t to năm 2013 ng Dependent Variable: Y hi ep Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 10/11/14 Time: 10:51 w Sample: 510 n Included observations: 510 lo ad Convergence achieved after iterations ju y th Covariance matrix computed using second derivatives yi Variable Std Error z-Statistic Prob 4.75E-05 2.44E-05 1.945231 0.0517 0.000330 -0.234656 0.8145 pl ua SOI al TA Coefficient -7.73E-05 n 1.088407 1.355096 0.803196 0.4219 T 0.258936 0.238658 1.084971 0.2779 SOM 0.006685 0.005708 1.171304 0.2415 DIV 0.009508 0.003313 2.869476 0.0041 C -0.757395 0.176890 -4.281721 0.0000 n va IEA ll fu oi m at nh z McFadden R- z 0.021978 Mean dependent var 0.423529 S.D dependent var 0.494603 S.E of regression 0.489152 Akaike info criterion 1.360311 Sum squared resid Schwarz criterion 1.418430 Log likelihood criter 1.383098 Deviance Restr deviance 695.0338 Restr log likelihood LR statistic 15.27513 Avg log likelihood Prob(LR statistic) 0.018221 679.7586 om l.c -347.5169 -0.666430 n a Lu 510 n Total obs va y te re 216 Obs with Dep=1 -339.8793 gm 294 120.3527 k Obs with Dep=0 jm Hannan-Quinn ht vb squared Nguồn: số liệu báo cáo tài năm 2013 cơng ty phi tài Việt Nam 62 Bảng 3.23: Kết hồi quy đa biến với biến độc lập TA, SOI, IES, T, SOM, DIV t to năm 2013 ng Dependent Variable: Y hi ep Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 10/11/14 Time: 16:48 w Sample: 510 n Included observations: 510 lo ad Convergence achieved after iterations yi Variable Coefficient z-Statistic Prob 4.93E-05 2.42E-05 2.035884 0.0418 0.000307 -0.249156 0.8032 pl al TA Std Error ua ju y th Covariance matrix computed using second derivatives -7.65E-05 IES -0.527212 0.534154 -0.987004 0.3236 T 0.247198 0.237957 1.038835 0.2989 SOM 0.005962 0.005714 1.043451 0.2967 DIV 0.009456 0.003315 2.852098 0.0043 C -0.669245 0.170287 -3.930096 0.0001 McFadden R-squared 0.022642 Mean dependent var S.D dependent var 0.494603 S.E of regression Akaike info criterion 1.359406 Sum squared resid Schwarz criterion 1.417525 Log likelihood Hannan-Quinn criter 1.382192 Deviance Restr deviance 695.0338 Restr log likelihood LR statistic 15.73685 Avg log likelihood Prob(LR statistic) 0.015238 n SOI n va oi at nh z z 0.489220 vb 120.3859 ht jm -339.6485 k 679.2969 gm -347.5169 -0.665977 om l.c Total obs a Lu 510 n y te re Nam n Nguồn: số liệu báo cáo tài năm 2013 cơng ty phi tài Việt va 216 m Obs with Dep=1 ll 294 fu Obs with Dep=0 0.423529 63 Bảng 3.24: Kết hồi quy đa biến với biến độc lập TS, SOI, IEA, T, SOM, QR t to năm 2013 ng Dependent Variable: Y hi ep Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Date: 10/11/14 Time: 11:25 w Sample: 510 n Included observations: 510 lo ad Convergence achieved after iterations ju y th Covariance matrix computed using second derivatives yi Variable Std Error z-Statistic Prob 7.91E-05 3.53E-05 2.239105 0.0251 0.000264 -0.284659 0.7759 pl ua SOI al TS Coefficient -7.52E-05 n 1.189317 1.350277 0.880795 0.3784 T 0.070661 0.228937 0.308647 0.7576 SOM 0.005732 0.005661 1.012588 0.3113 QR -0.049907 0.075184 -0.663806 0.5068 C -0.491673 0.183444 -2.680233 0.0074 n va IEA ll fu oi m at nh z McFadden R- z 0.013786 Mean dependent var 0.423529 S.D dependent var 0.494603 S.E of regression 0.492769 Akaike info criterion 1.371475 Sum squared resid Schwarz criterion 1.429594 Log likelihood criter 1.394261 Deviance Restr deviance 695.0338 Restr log likelihood LR statistic 9.581601 Avg log likelihood Prob(LR statistic) 0.143414 685.4522 om l.c -347.5169 -0.672012 n a Lu 510 n Total obs va y te re 216 Obs with Dep=1 -342.7261 gm 294 122.1391 k Obs with Dep=0 jm Hannan-Quinn ht vb squared Nguồn: số liệu báo cáo tài năm 2013 cơng ty phi tài Việt Nam 64 t to Trong giả định nghiên cứu, cho công ty có quy mơ lớn thực ng phịng ngừa rủi ro hơn, thấy thực tế công ty luôn hi ep xem xét lợi ích kinh tế từ hoạt động quản lý rủi ro mang lại, yếu tố quan trọng lý quản trị rủi ro cơng ty gắn liền với chi phí w việc thực quản lý hoạt động quản trị rủi ro Đối với nhiều công ty, n lo đặc biệt công ty nhỏ, chi phí biên chương trình phịng ngừa rủi ro có ad y th thể vượt q lợi ích biên Từ thật cho thấy cơng ty trả ju khoản chi phí lớn liên quan đến điều hành chương trình quản trị rủi ro yi pl cơng ty Vì nhiều cơng ty khơng phịng ngừa rủi ro tất chí ua al họ đối diện với rủi ro tài đơn giản khơng phải hoạt n động có giá trị kinh tế Trên sở kết thực nghiệm lập luận va n có cơng ty lớn với rủi ro đủ lớn hưởng lợi từ chương ll fu trình phịng rủi ro thức Để kiểm tra tính bền vững vai trị quy mơ tác oi m động đồng biến đến định phòng ngừa rủi ro, thay biến tổng doanh thu at nh đại diện cho quy mô công ty biến tổng tài sản, lại cho kết đáng ngạc nhiên gần tổng tài sản khơng có ảnh hưởng đến định phịng z z ngừa rủi ro với P = 0.0517 (bảng 3.22) Tuy nhiên mơ hình tơi vb ht kết hợp với biến đại diện khác cho chi phí đại diện nợ, chi phí tài trợ bên jm ngồi kết lại có ý nghĩa thống kê tổng tài sản với P = 0.0418 (xem k gm bảng 3.23), tơi kết luận tổng tài sản có ảnh hưởng đến l.c định phòng ngừa rủi ro, mức độ ảnh hưởng thấp Kết thực nghiệm om bào nghiên cứu phát mối quan hệ đồng biến quy mô công ty a Lu định phòng ngừa rủi ro mối quan hệ không mạnh mẽ bền vững n Tương tự kiểm định đơn biến, địn bẩy tài đại diện cho chi phí kiệt y với định phịng ngừa rủi ro, kết khơng có ý nghĩa thống kê te re nợ tổng tài sản để kiểm định lại khả giải thích địn bẩy tài đối n phịng ngừa rủi ro Tôi thay biến tỷ số khả chi trả lãi biến tỷ lệ va quệ tài khơng chứng minh có ảnh hưởng đến đến định 65 Bằng chứng thực nghiệm cho thấy kết không phù hợp với dự t to đốn xuất phát từ mơ hình chi phí đại diện nợ có liên quan đến mức độ bất cân ng xứng thông tin diện cơng ty, mối tương quan biến phụ thuộc hi ep tỷ lệ cổ phiếu công ty thuộc sở hữu nhà đầu tư tổ chức mơ hình khơng có ý nghĩa để dự đốn cho định phịng ngừa rủi ro (xem bảng 3.21) w Hồn tồn trái với dự đốn phát DeMarzo n lo Duffie (1995), Tufano (1996) Getzy et al (1997) chứng minh phần ad y th lớn cổ phiếu thuộc quyền sở hữu nhà đầu tư tổ chức tỷ lệ thuận với ju thơng tin có sẵn, nghịch biến với hoạt động quản trị rủi ro, hay nói cách yi ua al pl khác công ty bất cân xứng thơng tin lớn có động lực quản lý rủi ro n Tỷ lệ chi phí đầu tư tổng tài sản dùng để kiểm soát hội đầu tư công va n ty, theo dự đốn tơi cơng ty có phịng ngừa rủi ro có nhiều khả có ll fu hội đầu tư lớn hơn, lập luận lý thuyết Froot cộng (1993), hay m oi chứng thực nghiệm Bessembinder (1991), Nance cộng (1993), với at nh giả thuyết là, việc tiếp cận tài bên ngồi tốn kém, cơng ty có dự án đầu tư địi hỏi tài trợ thực phòng ngừa rủi ro cho dịng tiền họ để z z tránh tình trạng thiếu hụt quỹ, đưa đến tăng chi phí tham gia thị vb ht trường vốn Nhưng kết thực nghiệm mơ hình hồi quy logit cho thấy hồn jm tồn khơng có ý nghĩa thống kê định phòng ngừa rủi ro tỷ lệ chi k gm đầu tư tài sản (xem bảng 3.21) Tơi kiểm tra tính chắn kết l.c luận cách thay tỷ lệ chi phí đầu tư tài sản với biến đại diện khác om là, tỷ lệ chi phí đầu tư tổng doanh thu giả thuyết tốn từ việc tài trợ a Lu bên ngồi khơng có ý nghĩa thống kê Các kết hiểm định cho thấy n thị trường vốn khơng hồn hảo khơng có ảnh hưởng đến định phịng ngừa rủi y tồn khơng có ý nghĩa thống kê Như kết luận thuế mang te re giải thích nhân tố thuế kết chuyển, kết nhân tố thuế hồn n Tơi kiểm định kết hợp khác biến đại diện để kiểm tra lại khả va ro công ty Việt Nam 66 sang năm 2013 thua lỗ năm trước khơng có tác động đến định t to phịng ngừa rủi ro cơng ty Việt Nam ng Biến đại diện cho lợi ích nhà quản lý khơng có ý nghĩa thống kê hi ep cơng ty phi tài Việt Nam Tơi dự đốn rằng, nhà quản lý cơng ty có khả đa dạng hóa giá trị tài sản họ kết hợp với nắm giữ cổ phiếu vốn hóa w khoản thu nhập gắn liền với vị trí việc làm Do nhà quản lý có n lo động để tự phòng ngừa rủi ro tài sản riêng họ chi phí cổ đơng ad y th Tuy nhiên trái với dự đốn tơi, kết kiểm định dẫn đến kết luận ju cơng ty có tỷ lệ cổ phiếu nắm giữ nhà quản lý khơng có ảnh hưởng đến yi pl định phịng ngừa rủi ro (xem hình 3.21) Vì nên loại bỏ giả thuyết liên ua al quan đến tối đa hóa lợi ích nhà quản lý n Bằng chứng thực nghiệm sách tài xem xét để thay va n cho việc phịng ngừa rủi ro hồn tồn trái ngược với lập luận tỷ lệ chi fu ll trả cổ tức công ty cao, nhu cầu cơng ty thực phịng ngừa rủi ro oi m thấp công ty chưa bị thiếu hụt khoản, lập luận at nh Haushalter (2000) công ty phải đối mặt với khó khăn khoản trả cổ tức khơng có cổ tức Nghiên cứu phát mối tương quan đồng biến z z có ý nghĩa thống kê định phòng ngừa rủi ro định tài vb ht liên quan đến cơng cụ thay phịng ngừa rủi ro Các công ty Việt Nam trả jm cổ tức cao, chứng tỏ không thiếu hụt khoản lại có động lực phịng k gm ngừa rủi ro, sách tài xem xét để thay cho việc l.c phòng ngừa rủi ro có ảnh hưởng đến định thực phòng ngừa rủi ro Tuy om nhiên khả khoản cơng ty lại khơng có ý nghĩa thống kê a Lu định phòng ngừa rủi ro (xem bảng 3.24), tơi lập luận n công ty đạt hiệu từ việc thực kỹ thuật phòng ngừa rủi ro cải y hưởng định thực phòng ngừa rủi ro hay việc thực phòng ngừa rủi ro te re ngừa rủi ro, tính khoản tỷ lệ chi trả cổ tức, dù tỷ lệ chi trả cổ tức ảnh n tức với mức cao, thật khó để phân biệt mối quan hệ nhân phịng va thiện tính khoản cơng ty họ từ đưa đến định cơng ty chi trả cổ 67 làm nâng cao khoản Kết nghiên cứu hiểu có tác động t to tích cực nghiệp vụ phịng ngừa rủi ro đến hoạt động cơng ty Việt Nam ng Tuy nhiên tỷ lệ toán nhanh tỷ lệ toán hành đại diện cho khả hi ep khoản công ty lại khơng có ý nghĩa thống kê nghiên cứu tôi, phù hợp với nghiên cứu Danijela Milos Sprcic Zeljko Sevic (2012) w n cơng ty Croatia Slovenia lo ad Nhìn chung, kết luận chứng dựa kết thực nghiệm y th đơn biến đa biến định phòng ngừa rủi ro cơng ty phi tài ju Việt Nam chi phí kiệt quệ tài chính, chi phí đại diện nợ, khơng hồn hảo yi pl thị trường vốn tài trợ bên tốn kém, thuế, lợi ích nhà quản lý nghiệp ua al vụ thay phịng ngừa rủi ro, khơng cung cấp ủng hộ cho giả n thuyết thử nghiệm ngoại trừ nhân tố - quy mô công ty đo tổng doanh thu va n nhân tố tỷ lệ chi trả cổ tức, nhiên nhân tố có ảnh hưởng khơng ll fu mạnh mẽ bền vững oi m Bên cạnh đó, tìm hiểu cơng ty phi tài niêm yết thị trường at nh chứng khốn Việt Nam, nhận thấy hầu hết công không sử dụng cơng cụ phái sinh để phịng ngừa rủi ro, thay vào việc sử dụng công cụ phái sinh, họ z z phòng ngừa rủi cách trì cấu nợ tài sản, trì lượng tiền mặt vb ht lớn, bên cạnh hợp đồng xuất công ty phát hành hợp đồng nợ để phòng ngừa k jm rủi ro tỷ giá om l.c gm n a Lu n va y te re 68 CHƯƠNG IV: KẾT LUẬN t to ng hi Bài nghiên cứu sử dụng liệu độc kiểm tra yếu tố ep định cơng ty phịng ngừa rủi ro cho mẫu cơng ty phi tài Việt Nam Dữ liệu phòng ngừa rủi ro lấy từ báo cáo tài từ năm 2011-2013 w n công ty Khác với hầu hết nghiên cứu thực nghiệm lĩnh vực này, lo ad nghiên cứu cho phép phòng ngừa rủi ro định nghĩa rộng việc y th sử dụng cơng cụ phái sinh bao gồm công cụ phi phái Hơn ju nguồn liệu nghiên cứu khoảng thời gian năm, cho yi pl chứng thực nghiệm xác hồn chỉnh Các chứng từ kiểm định đơn ua al biến đa biến nghiên cứu cho thấy kết luận quan trọng n nhân tố phịng ngừa rủi ro khảo sát có khả dự đốn va n việc giải thích định quản lý rủi ro công ty Việt Nam Các fu ll chứng thực nghiệm đơn biến đa biến thực năm từ 2011-2013 m oi để kiểm tra ảnh hưởng định phòng ngừa rủi ro với chi phí kiệt quệ tài at nh chính, chi phí đại diện nợ, chi phí tài trợ bên ngồi, thuế, lợi ích quản lý z thay phịng ngừa rủi ro không cung cấp ủng hộ cho giả z thuyết thực nghiệm ngoại trừ giả thuyết quy mô công ty kiểm định vb ht biến đại diện tổng tài sản tổng doanh thu, hai biến ảnh hưởng đến jm k định phòng ngừa rủi ro cơng ty Việt Nam tồn giai đoạn nghiên gm cứu Tuy nhiên biến đại diện cho địn bẩy tài biến tỷ lệ chi trả cổ tức om nghiên cứu, cho thấy yếu tố khơng bền vững l.c có ảnh hưởng đến định phòng ngừa rủi ro thay đổi theo thời gian a Lu Mặc dù chi phí để thực quản lý rủi ro cao, cơng ty n có quy mơ đủ lớn hưởng lợi từ chương trình phịng rủi ro y hỗ trợ yếu cho dự đoán lý thuyết kiểm định Các giả thuyết te re Nhưng nhìn chung, liệu nghiên cứu có ý nghĩa thống kê lại cung cấp n cơng ty hoạt động có giá trị kinh tế họ sẵn sàng thực va thức Vì lợi ích biên đủ lớn so với chi phí biên, hoạt động quản lý rủi ro 69 thực nghiệm chứng minh Việt Nam quy mô công ty thể t to mối quan hệ đồng biến việc giải thích định phịng ngừa rủi ro ng Đối với chi phí kiệt quệ tài kết kiểm định năm 2011, hi ep 2012 ủng hộ hoàn toàn cho giả thuyết nghiên cứu đại diện biến LDE (tỷ lệ nợ dài hạn chia cho vốn chủ sở hữu) biến LDA (tỷ lệ nợ dài hạn chia cho tổng w tài sản) hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu Amrit Judge (2006), tác giả tìm n lo thấy chứng mạnh mẽ liên kết định phòng ngừa rủi ro chi ad y th phí dự kiến kiệt quệ tài cơng ty Anh Tuy nhiên năm 2013 ju biến đại diện cho địn bẩy tài lại khơng có ý nghĩa thống kê nghiên yi pl cứu ảnh hưởng đến định phòng ngừa rủi ro Chúng ta thấy ua al kinh tế Việt Nam năm 2011, 2012 bị ảnh hưởng khủng hoảng kinh tế, n vấn đề địn bẩy tài nhạy cảm kiệt quệ tài nhà va n quản lý tăng cường bảo vệ cơng ty trước nguy tài tiềm ẩn nên thúc đẩy ll fu việc phòng ngừa rủi ro, năm 2013 kinh tế Việt Nam tương đối ổn định phát oi m triển, nhà quản lý ngại chi phí kiệt quệ tài Như phịng ngừa rủi ro cho công ty Việt Nam at nh chứng thực nghiệm cho thấy quan trọng địn bẩy tài việc z z Cần lưu ý biến tỷ lệ chi phí đầu tư chia tổng tài sản sử dụng đại vb ht diện cho hội đầu tư tăng trưởng để kiểm tra giả thuyết chi phí tài trợ bên ngồi jm khác biệt đáng kể thống kê kiểm định đơn biến k gm cơng ty phịng ngừa rủi ro khơng phịng ngừa Đồng thời biến khơng có l.c ý nghĩa thống kê kiểm định đa biến, định phịng ngừa rủi ro om khơng liên quan đến hội đầu tư tăng trưởng cơng ty Việt Nam a Lu Ngồi cơng ty mà nhà quản lý đầu tư nhiều hay vào cổ phiếu n công ty ý nghĩa cho định phịng rủi ro công ty Việt y kết nghiên cứu Danijela Milos Sprcic Zeljko Sevic (2012) Croatia, te re cá nhân mà không trọng đến lợi nhuận công ty Điều trái ngược với n phần chủ sở hữu cơng ty, họ có động tối đa hóa lợi ích va Nam Chúng ta dễ dàng thấy rằng, Việt Nam nhà quản lý công ty đa 70 hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu Getzy cộng (1997), Haushalter t to (2000) khơng tìm chứng cho thấy phịng ngừa rủi ro doanh nghiệp bị ng ảnh hưởng cổ phần nhà quản lý Hay vấn đề bất cân xứng thông tin hi ep không tác động đến định phịng rủi ro cơng ty Việt Nam Có thể nói nghiên cứu tơi góp phần vào lý thuyết tại, w lý thuyết tiếng chấp nhận phòng ngừa rủi ro lại n lo hành vi quản trị rủi ro cơng ty Việt Nam Do đó, kết thực ad y th nghiệm phân tích báo cho thấy so sánh rộng ju quốc gia khu vực Tôi cho định thực phòng ngừa rủi ro yi pl thúc đẩy yếu tố ảnh hưởng khác không yếu tố ua al nêu tài liệu quản lý rủi ro khám phá nghiên cứu Qua n nghiên cứu thấy cơng ty phi tài Việt Nam quản lý rủi ro va n tài chủ yếu với công cụ quản lý rủi ro đơn giản trì địn bẩy thấp ll fu lượng tiền mặt lớn, hay phát hành hợp đồng nợ ngoại tệ để phòng ngừa tự oi m nhiên cho doanh thu nước ngồi… tất cơng ty phi tài Việt at nh Nam sử dụng cơng cụ phái sinh để phịng ngừa rủi ro, công ty tham gia thị trường tài châu Âu, đặc biệt thị trường chứng z z khoán phái sinh, phát triển đáng kể năm gần Do đó, kỳ vb ht vọng công ty Việt Nam phát triển thị trường công cụ phái sinh k jm mở rộng công cụ quản trị rủi ro gm Hiện Việt Nam, Ngân hàng thương mại cung cấp số sản l.c phẩm phái sinh, tùy theo nhu cầu công ty lựa chọn cho cơng cụ bảo om hiểm rủi ro tỷ giá: giao dịch kỳ hạn (Forward), giao dịch quyền chọn (Option) hay a Lu hợp đồng tương lai (Future) Ví dụ, với dịch vụ “Option”, cơng ty mua quyền n chọn bán ngoại tệ với tỷ giá xác định, khoảng thời gian định để bảo vệ y công ty Việt Nam chưa coi nghiệp vụ phòng tránh rủi ro tỷ giá quan trọng phần te re từ biến động mạnh tỷ giá khoản phải trả tương lai Các n ngoại tệ với tỷ giá xác định, khoảng thời gian định để phòng ngừa rủi ro va nguồn vốn khoản phải thu Hoặc, cơng ty mua quyền chọn mua 71 chế sách tỷ giá, trường hợp ngoại lệ công t to ty chưa mặn mà sử dụng cơng cụ phịng ngừa rủi ro tỷ giá, khơng nên để tình ng trạng kéo dài mãi, đến lúc đó, kinh tế giới tiềm ẩn nhiều hi ep bất ổn, Ngân hàng Nhà Nước nới biên độ điều chỉnh tỷ giá tương đối thường xuyên hơn, chắn công ty phải tăng cường sử dụng cơng cụ phịng w ngừa rủi ro tỷ giá để tránh thiệt hại n lo Bên cạnh đóng góp nghiên cứu cịn nhiều hạn chế thiếu sót, ad y th nghiên cứu Danijela Milos Sprcic, Zeljko Sevic (2012), bên cạnh thu thập ju liệu từ báo cáo tài tác giả cịn gửi bảng câu hỏi khảo sát cho nhà quản yi pl lý công ty để xác định cơng ty có phịng ngừa rủi ro hay không Tuy nhiên Việt ua al Nam đa phần đối tượng khảo sát chưa trọng nhiều đến vai trò n liệu khảo sát, phần tâm lý hành vi nên trả lời câu hỏi khảo sát va n không đưa đến kết xác, nghiên cứu thay nguồn fu ll liệu khảo sát, nguồn liệu thu thập từ bảng thuyết minh báo cáo tài oi m mục quản lý rủi ro để phân biệt công ty có phịng ngừa rủi ro khơng at nh phòng ngừa rủi ro Sẽ đáng giá tiến hành phân tích tồn diện chi tiết lý z z kết nghiên cứu mối quan hệ định thực phòng vb ht ngừa rủi ro số lý thuyết phòng ngừa rủi ro lại trái ngược với dự đoán Sự jm tiến nghiên cứu tơi cung cấp thúc đẩy cho nghiên k gm cứu sau giải vấn đề lý thuyết phòng ngừa rủi ro tại, l.c điều chứng minh đầy đủ việc giải thích định quản lý rủi om ro công ty Việt Nam Phương pháp định tính loại nghiên cứu giải a Lu thích chuyên sâu cần sử dụng chúng cho phép nhà nghiên cứu mở n rộng lý thuyết kiểm định giả thiết mới, tạo kết tổng qt y te re Nam từ tìm câu trả lời cho câu hỏi mà nghiên cứu cịn bỏ ngỏ n tồn diện sở lý luận quản trị rủi ro doanh nghiệp công ty Việt va Tôi tin phương pháp nghiên cứu giải thích chuyên sâu tạo phân tích TÀI LIỆU THAM KHẢO t to ng hi Danh mục tài liệu tiếng Việt ep Nguyễn Thị Ngọc Trang, 2007 Quản trị rủi ro tài NXB Thống Kê Danh mục tài liệu tiếng Anh w n Allayannis, G., Ofek, E., 2001 Exchange rate exposure, hedging, and the user of lo ad foreign currency derivatives Journal of International Money and Finance, Vol.20, ju y th No.2, pp.273–296 Allayannis, G., Weston, J., 2001 The use of foreign currency derivatives and yi pl firm market value The Review of Financial Studies, Vol.14,No.1, pp.243–276 al ua Allison, P.D., 1999 Comparing logit and probit coefficients across groups n Sociological Methods and Research,Vol.28, No.2, pp.186–208 va n Amihud, Y., Lev, B., 1981 Risk reduction as a managerial motive for fu ll conglomerate mergers Bell Journal of Economics,Vol.12, No.2,pp.605–617 m oi Amrit Judge, 2006 Why and How UK Firms Hedge European Financial nh Management Journal, Vol.12, No.3, pp.407-441 at z Barclay, M., Smith, C., 1995b The priority structure of corporate z vb liabilities.Journal of Finance,Vol 50,No.3, pp.899–917 ht Bessembinder, H., 1991 Forward contracts and firm value: investment incentive jm k and contracting effects The Journal of Financialand Quantitative Analysis, Vol.26, gm No.4, pp.519–532 Information Model Working Paper (Duke University) om l.c Breeden, D., Viswanathan, S., 1996 Why Firms Hedge? An Asymmetric a Lu Danijela Milos Sprcic, Zeljko Sevic, 2012 Determinants of corporate hedging n decision: Evidence from Croatian and Slovenian companies Research in y te re accounting Review of Financial Studies, Vol.8, No.3, pp.743–77 n DeMarzo, P.M., Duffie, D., 1995 Corporate incentives for hedging and hedge va International Business and Finance, Vol.26, No.1, pp.1-25 Froot, K.A., Scharfstein, D.S., Stein, J.C., 1993 Risk management: coordinating t to corporate investment and financing policies Journal of Finance, Vol.48, No.5, ng pp.1629–1658 hi ep Gay, G.D., Nam, J., 1998 The underinvestment problem and corporate derivatives use Financial Management, Vol.27, No.4, pp.53–69 w n Graham, J.R., Smith Jr., C.W., 1996 Tax incentives to hedge The lo ad Journal of Finance 54 (6), 2241–2262 y th Getzy, C., Minton, B.A., Schrand, C., 1997 Why firms use currency derivatives ju The Journal of Finance, Vol.52, No.4, pp.1323–1354 yi pl Haushalter, G.D., 2000 Financing policy, basis risk, and corporate hedging: n pp.107–152 ua al evidence from oil and gas producers The Journal of Finance, Vol.55, No.1, va n MacMinn, R.D., Han, L.M., 1990 Limited liability, corporate value, and the fu ll demand for liability insurance The Journal of Risk and Insurance,Vol.57, No.4, oi m pp.581–607 and Insurance,Vol.54,No.4, pp.658–677 at nh MacMinn, R.D., 1987 Insurance and corporaterisk management Journal of Risk z z Mayers, D., Smith Jr., C.W., 1982 On thecorporate demand forinsurance.The ht vb Journal of Business,Vol.55, No.2, pp.281–296 jm Mayers, D., Smith Jr., C.W.,1987 Corporate insurance and the underinvestment k gm problem Journal of Risk andInsurance,Vol.54, No.1, pp.45–54 om No.3, pp.575–592 l.c Myers, C.S., 1984 The capital structure puzzle Journal of Finance,Vol.39, n hedging Journal of Finance, Vol.48, No.1, pp.267–284 a Lu Nance, D.R.,Smith,C.W.,Smithson, 1993.Onthe determinants of corporate y Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol.20, No.4, pp.391–405 te re Smith, C.W., Stulz, R.M., 1985 Thedeterminants of firms hedging policies n conditions of risk Journal of Finance, Vol.19, No.3, pp.425–442 va Sharpe, W.F., 1964 Capital asset prices: a theory of market equilibrium under Smithson, C.W., Chew Jr., D.H., 1992 The uses of hybrid debt in managing t to corporate risk.Journal of Applied Corporate Finance, Vol.4, No.4, pp.89–112 ng Stulz, R., 1984 Optimal hedging policies The Journal of Financial and hi ep Quantitative Analysis, Vol.19, No.2, pp.127–140 Tufano, P., 1996 Who manages risk? An empirical examination of risk w n management practices in the gold mining industry Journal of Finance, Vol.51, lo ad No.4, pp.1097–1137 ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re