B ng Omnibus Tests of Model Coefficientsta đ c k t qu ki m đnh H0: β1 = β2 = … = βk = 0. Ki m đnh này xem xét kh n ng gi i thích bi n ph thu c c a t h p bi n đ c l p.
K t qu b ng này cho th y đ phù h p t ng quát có m c ý ngh a quan sát
sig. = 0.000 nên ta bác b H0. Ngh a là t h p liên h tuy n tính c a toàn b các h s trong mô hình có ý ngh a trong vi c gi i thích cho bi n ph thu c.Nh v y các bi n đ c đ a vào mô hình phù h p ,có ý ngh a gi i thích cho bi n ph thu c phòng ng a r i ro c a công ty.
B ng Model Summary th hi n k t qu đ phù h p c a mô hình. Khác v i h i quy tuy n tính thông th ng h s R2 càng l n thì mô hình càng phù h p, h i quy Binary Logistic s d ng ch tiêu -2LL (-2 log likelihood) đ đánh giá đ phù h p c a mô hình. -2LL càng nh càng th hi n đ phù h p cao. Giá tr nh nh t c a - 2LL là 0 (t c là không có sai s ) khi đó đ phù h p c a mô hình đ c đ a ra là
hoàn h o.
K t qu b ng này cho th y giá tr c a -2LL = 72.528 không th p l m, nh
B ng Classification Tablea th hi n m c đ chính xác , b ng này cho th y trong 66 công ty không có qu n tr r i ro, trong đó mô hình đã d đoán đúng 52quan sát,
đ t t l đúng là 78.8%. Còn v i 55công ty có qu n tr r i ro, mô hình d đoán sai 8
tr ng h p, t l đúng là 85,5%.
T đó ta tính đ c t l d đoán đúng c a toàn b mô hình là 81,8%.
B ng Variables in the Equation th hi n k t qu c a ki m đnh Wald (ki m đnh gi thuy t h i quy khác không). N u h s h i quy B0 và B1 đ u b ng 0 thì t l chênh l ch gi a các xác su t s b ng 1, t c là xác su t đ s ki n x y ra hay không x y ra nh nhau, lúc đó mô hình h i quy không có tác d ng d đoán.
i v i h i quy Binary Logistic, đ i l ng Wald Chi Square đ c s d ng đ ki m
đ nh ý ngh a th ng kê c a h s h i quy t ng th .
K t qu b ng này cho th y các bi n chi phí đ i di n c a n , đ th a d ng c a nhà qu n lý, s u đãi v thu và các công c phòng ng a thay th khác có giá tr p (sig.) nh h n m c ý ngh a α = 0,05 bác b H0. Nh v y các h s h i quy trên
có ý ngh a.
Qua k t qu h i quy phân tích trên cho th y quy t đnh phòng ng a r i ro c a Doanh nghi p liên quan đ n chi phí đ i di n c a n , đ th a d ng c a nhà qu n lý, s u đãi v thu và các công c phòng ng a thay th khác.
Bi n th nh t có ý ngh a trong mô hình là công ty đ c đánh giá tín nhi m tín d ng. ánh giá tín nhi m c a công ty đ i di n cho chi phí đ i di n c a n , trong gi đ nh nghiên c u, công ty có đánh giá tín nhi m thì ít phòng ng a r i ro h n. Tuy
nhiên, đánh giá tín nhi m đ i di n cho chi phí đ i di n c a n , mà chi phí đ i di n
liên quan đ n v n đ b t cân x ng thông tin và đ c k v ng r ng v n đ b t cân x ng thông tin càng l n thì càng có nhi u đ ng c đ qu n tr r i ro h n. D báo r ng m i quan h gi a bi n ph thu c và bi n đánh giá tín nhi m là cùng chi u. Tuy
nhiên, k t qu cho th y các công ty đ c đánh giá tín nhi m thì ít phòng ng a r i ro
h n. i u này đúng v i k t qu c a DeMarzo và Duffie (1995) và Haushalter (2000), nh ng ng i đã ch ng minh r ng các công ty đ c đánh giá tín nhi m thì ít phòng ng a r i ro h n, trong khi các công ty không có đánh giá tín nhi m, thì tình tr ng b t cân x ng thông tin càng l n thì càng có l i h n t ho t đ ng qu n tr r i ro.
Bi n th hai có ý ngh a trong mô hình là t l ph n tr m c ph n th ng c a
công ty đ c n m gi b i nhà qu n lý. B i vì các nhà qu n lý c a m t công ty có kh n ng b h n ch khi đa d ng hóa v th n m gi tài s n cá nhân k t h p v i s n m gi c ph n và giá tr v n hóa thu nh p c a h , h có nhi u đ ng c đ phòng ng a. Thông th ng thì ki u phòng ng a nh v y không đ c th c hi n đ gia t ng
giá tr c đông công ty nh ng l i có l i cho tài s n c a chính các nhà qu n lý.
tránh v n đ này, các h p đ ng thù lao cho nhà qu n lýc n đ c thi t k đ mà khi các nhà qu n lý gia t ng giá tr c a công ty, h c ng làm gia t ng đ th a d ng kì v ng cho h . i u này có th th ng đ t đ c b ng cách thêm các đi u kho n d ng quy n ch n trong các h p đ ng qu n lý. Nhân t c b n này l n đ u đ c đ a vào
b i Stulz (1984) và đ c nghiên c u sâu h n b i Smith và Stulz (1985). Các k t qu c a m t nghiên c u th c nghi m đã xác nh n lý thuy t này (Tufano, 1996; Gay
và Nam, 1998), trong khi đó, ng c l i, nghiên c u c a Getzy và c ng s (1997) và Haushalter (2000) không tìm th y b ng ch ng v s phòng ng a doanh nghi p ch u
nh h ng s n m gi c ph n b i ban qu n lý.
Các k t qu c a phân tích đa bi n cho th y m t m i t ng quan cùng chi u gi a quy t đ nh phòng ng a và t l c ph n c a công ty n m gi b i ban đi u hành,
đi u đó d n t i k t lu n là các công ty mà có t l ph n tr m c ph n th ng đ c n m gi b i ban qu n lý công ty càng cao thì càng có đ ng c phòng ng a h n các
công ty không đ c n m gi b i ban đi u hành. i u này đúng v i d báo, và v i b ng ch ng c a Tufano (1996), ông c ng ch ra r ng các công ty mà các nhà qu n
lý c a h có nhi u tài s n đ u t vào c ph n công ty h n thì xu h ng qu n tr r i ro doanh nghi p nhi u h n.
Bi n th ba có ý ngh a là bi n t s thanh toán nhanh đ i di n cho các chi n
l c phòng ng a thay th khác. K t qu ch y h i quy cho th y các công ty có s d ng càng nhi u công c phòng ng a thay th thì càng ít qu n tr r i ro h n. i u
này đúng v i gi đ nh đ t ra, có m i t ng quan ng c chi u gi a quy t đ nh phòng ng a r i ro và các chi n l c phòng ng a thay th khác. Các công ty có th áp d ng các chính sách tài chính th n tr ng nh duy trì t l đòn b y th p hay d tr ngân sách ti n m t l n đ giúp h đ i phó v i nh ng khó kh n tài chính ti m n. M t s bi n khác đ c đ a vào mô hình đ c s d ng đ i di n cho các chi n l c phòng ng a thay th khác có t ng quan đ i v i quy t đnh phòng ng a r i ro, tuy nhiên l i có t ng quan cùng chi u đ i v i quy t đnh phòng ng a r i ro đó là t l chi tr c t c. Ngh a là công ty s d ng càng nhi u công c phòng ng a khác, thì càng có phòng ng a r i ro chuyên sâu h n. i u này trái v i gi đ nh đ c đ t ra. Tuy nhiên khi ki m đ nh đ b n khi th c hi n thay th t s thanh toán nhanh b ng t l thanh kho n làm bi n đ i di n cho chi n l c phòng ng a thay th khác l i không
đ a ra k t qu có ý ngh a th ng kê. Các k t qu này cho th y m i t ng quan gi a phòng ng a r i ro và các chi n l c thay th khác không b n v ng.
Bi n th t có ý ngh a là s u đãi v thu c a công ty.S d ng bi n này là bi n nh phân, n u các công ty có u đãi v thu đ c gi đ nh là ‘1’, và ng c l i n u không u đãi v thu đ c gi đnh là ‘0‘. K t qu cho th y có m i t ng quan
cùng chi u gi a các công ty có u đãi v thu và quy t đnh phòng ng a r i ro, đi u
đó cho th y công ty nào càng đ c u đãi v thu thì càng có đ ng c phòng ng a r i ro h n các công tu không có u đãi v thu . i u này đúng v i gi đ nh ban đ u.
Nh v y có th k t lu n r ng b ng ch ng th c nghi m d a trên m i t ng
quan gi a quy t đnh phòng ng a th c hi n gi a các công ty tài chính t i Vi t Nam và các chi phí ki t qu tài chính , chi phí đ i di n, b t hoàn h o th tr ng và tài tr
chi phí bên ngoài, u đãi v thu , đ th a d ng c a nhà qu n lý và các chi n l c phòng ng a thay th khác, thì các nhân t đ th a d ng c a nhà qu n lý, u đãi v
thu và các chi n l c phòng ng a thay th khác đ u đúng so v i các lý thuy t đ c ki m đnh.
5. K T LU N:
5.1. K t qu nghiên c u:
B ng ch ng d a trên m i quan h th c nghi m đ n bi n và đa bi n gi a quy t đnh phòng ng a nh ng công ty phi tài chính t i Vi t Nam đ i v i chi phí k t qu tài chính, chi phí đ i di n, tài tr chi phí bên ngoài, thu , đ th a d ng c a nhà qu n lý và các chi n l c phòng ng a thay th khác. K t qu cho th y các nhân t chi phí đ i di n, u đãi v thu , đ th a d ng c a nhà qu n lý và các chi n l c phòng ng a thay th khác có tác đ ng trong quy t đnh phòng ng a r i ro c a Doanh nghi p Vi t Nam, các k t qu này phù h p, đúng v i lý thuy t đ c đ a ra
ph n lý thuy t. Còn nhân t chi phí đ i di n c a n có m i quan h ng c chi u v i quy t đnh qu n tr r i ro. Bi n đ i di n cho chi phí đ i di n đây là các công ty đ c x p h ng tín nhi m. Chi phí đ i di n liên quan đ n v n đ b t cân x ng thông
tin và đ c k v ng r ng v n đ b t cân x ng thông tin càng l n thì càng có nhi u
đ ng c đ qu n tr r i ro h n. Tuy nhiên, k t qu cho th y các công ty đ c đánh
giá tín nhi m thì ít phòng ng a r i ro h n. i u này đúng v i k t qu c a DeMarzo và Duffie (1995) và Haushalter (2000), nh ng ng i đã ch ng minh r ng các công
ty đ c đánh giá tín nhi m thì ít phòng ng a r i ro h n, trong khi các công ty không có đánh giá tín nhi m tình tr ng b t cân x ng thông tin càng l n thì càng có l i h n t ho t đ ng qu n tr r i ro.
Các nhân t khác đ c ki m đ nh v chi phí ki t qu tài chính, và tài tr chi phí bên ngoài không tìm th y có m i t ng quan trong vi c gi i thích quy t đnh phòng ng a r i ro c a Doanh nghi p. D a theo k t qu phân tích đ n bi n independent t-test và phân tích đa bi n mô hình h i quy logistics đ i v i các Doanh nghi p Vi t Nam cho th y các bi n gi i thích này không có ý ngh a th ng kê đ i v i quy t đnh phòng ng a r i ro c a Doanh nghi p. Do đó, có th k t lu n r ng các bi n gi i thích này không ph thu c vào b t k lý thuy t phòng ng a qu n tr r i ro nào.
Qua b ng câu h i kh o sát c ng cho th y, qu n tr r i ro tài chính các Doanh nghi p Vi t Nam ch y u thông qua các công c qu n tr r i ro đ n gi n nh
phòng ng a t nhiên, k t h p c u trúc ti n t gi a tài s n và n ph i tr , trong
tr ng h p s d ng công c tài chính phái sinh, các Doanh nghi p th ng s d ng h p đ ng kì h n và h p đ ng giao sau.
Ngoài ra, qua b ng kh o sát cho th y có s trùng h p gi a công ty đ c x p h ng tín nhi m và các công ty c ph n đ i chúng,khi ch y mô hình đ ki m đnh s
t ng quan gi a các bi n cho th y bi n đ i di n cho chi phí đ i di n là các công ty
đ c x p h ng tín nhi m và các công ty c ph n đ i chúng đa c ng tuy n. Vì v y, bài nghiên c u lo i bi n công ty c ph n đ i chúng đ i di n cho bi n các chi n l c phòng ng a thay th khác b lo i b .
5.2. H n ch c a đ tài:
Bên c nh k t qu thu đ c c a đ tài, bài vi t còn t n t i m t s h n ch nh sau: Khó kh n trong vi c thu th p thông tin s li u thông qua B ng câu h i kh o sát. Các Doanh nghi p tham gia kh o sát còn h n ch trong s l ng các Doanh nghi p t i Vi t Nam. B ng câu h i đ c g i đ n 512 Doanh nghi p phi tài chính t i Vi t Nam, s l ng kh o sát nh n đ c và đúng yêu c u có 123 Doanh nghi p, và tính chính xác c a các câu tr l i trong b ng kh o sát. Khó kh n trong vi c thu th p thông tin c a Doanh nghi p qua thông tin trong b ng câu h i kh o sát. Nhi u Doanh nghi p ch a n m rõ v tình hình ho t đ ng qu n tr r i ro c a Doanh nghi p.
S l ng m u còn h n ch , h n 54.200 Doanh nghi pl n, v a và nh đang
ho t đ ng t i Vi t Nam, b ng kh o sát đ c g i đ n 512 Doanh nghi p nh ng ch
123 Doanh nghi p tr l i đ u đ thông tin c a B ng câu h i kh o sát, ch a đánh giá
t ng quát đ c các Doanh nghi p t i Vi t Nam v tình hình ho t đ ng qu n tr r i ro c a các Doanh nghi p.
Quy t đnh phòng ng a r i ro c a Doanh nghi p ph thu c nhi u y u t , bài nghiên c u ch đ a ra các nhân t c b n d a trên c s lý thuy t c a các tác gi nghiên c u tr c đây. Tuy nhiên trên th c t , ho t đ ng qu n tr r i ro c a Doanh nghi p còn ph thu c vào nhi u y u t .
Bài nghiên c u c ng ch a gi i thích đ c các lý do vì sao các nhân t chi phí ki t qu tài chính, tài tr chi phí bên ngoài không tác đ ng đ n quy t đnh phòng ng a r i ro c a các Doanh nghi p Vi t Nam.
DANH M C TÀI LI U THAM KH O
Ti ngAnh
1. Amiyatosh Purnanandam,2008. Financial distress and corporate risk management: Theory and evidence. Journal of Financial Economics - Elsevier.
2. Danjela Milos Sprcic, Zeljko Sevic,2012. Determinants of corporate heding decision: Evidence from Croatian and Slovenian companies. Journal of Financial Economics -Elsevier.
3. Haushalter, D.A., Heron, R.A., Lie, E., 2002. Price uncertainty and corporate value. Journal of Corporate Finance: Contracting,Governance and Organization ,8: 271–286.
4. Haushalter, G.D., 2000. Financing policy, basis risk, and corporate hedging: evidence from oil and gas producers. The Journal of Finance
55: 107–152.
5. Gay, G.D., Nam, J., 1998. The underinvestment problem and corporate derivatives use. Financial Management ,27: 53–69.
6. Getzy, C., Minton, B.A., Schrand, C., 1997. Why firms use currency
derivatives. The Journal of Finance , 52: 1323–1354.
7. Graham, J.R., Smith Jr., C.W., 1996. Tax incentives to hedge. The