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

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