Tác giả bắt đầu với quyết định phòng ngừa rủi ro ngoại tệ của công ty và sau đó phân tích quyết định phòng ngừa rủi ro hàng hóa.
Quy ết định có/không: Bảng 3 trình bày kết qủa của phân tích hồi quy logit giai đoạn 2. Biến phụ thuộc bằng 1 nếu công ty có sử dụng phái sinh ngoại tệ và bằng 0 nếu trường hợp khác. M ô hình này ước tính chỉ những công ty có xác định trước nguy cơ rủi ro ngoại tệ. Trong mô hình đầu tiên, leverage tương quan dương và có y nghĩa tại mức 1% trong khi leverage 2 thì nghịch biến
TCDN Đêm 4 – Nhóm 11 Trang 28 và cũng có y nghĩa tại mức 1%. Để việc giải thích dễ dàng hơn, tác giả trình bày tác động biên (xác suất phòng ngừa rủi ro) của biến giải thích xác định tại trung bình hơn là hệ số phân tích ban đầu từ mô hình logit. Trong mô hình tiếp theo, tác giả dùng biến tương tác giữa vay nợ và biến giả để chỉ ra liệu công ty có phụ thuộc vào ngành công nghiệp tập trung cao hay không. Hệ số tương quan của biến tương tác vay nợ và concd là dương. Giống với kỳ vọng, việc sử dụng biến tương tác đã làm yếu đi mức ý nghĩa biến vay nợ nhưng vẫn có ý nghĩa thông kế ở mức 5% ( trước đó là 1%).
Table 3
Quy ết định có/không phòng ngừa r ủi ro ngoại tệ
Bảng này thể hiện kế quả hồi quy của việc phòng ngừa r ủi ro tỷ giá bởi các c ông cụ phái sinh. Đầu tiên tác giả ước lượng m ô hình hồi quy OLS theo cấp độ. Kết quả ước lượng từ m ô hình hồi quy này được thể hiện trong hai cột đầu tiên. Ngoài các hệ số đươc bá o cá o trong bảng này , hồi quy này cũng gồm các biến giả kinh doanh dựa trên two-digit SIC code (hệ số chặn). Tiếp theo, m ột mô hình logictic được ước lượng với những công ty có phòng ngừa r ủi ro tỷ gía giống như biến đôc lập (1 là có phòng ngừa r ủi ro và 0 là trường hợp khác ). Le v* biểu thị giá trị dự báo c ủa ảnh hưởng từ hồi quy lúc đầu.Hiệu quả biên của biến giải thích ( đánh giá ở m ức trung bình) trong khả năng phòng ngừa r ủi ro cùng với kết hợp t-values được thể hiện trong bảng. Từ cột 3 đến cột 8 thể hiện kết quả từ bước ước lương thứ 2 của m ô hình phòng ngừa r ủi ro. Size đại diện cho log tổng doanh thu của c ông ty . Quick là tỉ lệ tiền m ặt và tài sản đầu tư ngắn hạn trong Tài sản Ngắn Hạn. rnd thay thế cho tỉ lệ chi phí tìm kiếm và phá t triển doanh thu của c ông ty. Concd là m ột biến giả dựa trên mức độ tập trung của công ty trong lĩnh vực sản xuất ( dựa trên on three-digit SIC code). Concd bằng m ột nếu công ty có mức tập trung dưới mức trung bình, còn lại là 0. Fsale đại diện cho doanh thu nước ngoài như tỷ lệ % của tổng doanh thu. Inst là tỷ lệ sở hữu trong công ty . Mtr viết tắt của tỷ lệ thuế biên trung bình trong quá khứ của c ông ty. Ppe/ta thay thế cho tỷ lệ nhà xưởng, tài sản cố định, và tra ng thiết bị trong tổng tài sản. Modified Z is the Altman Z-score không có hiệu ứng đòn bẩy. ni/sales thay thế cho tỷ lệ thu nhập ròng trong tổng doanh thu. Taxconvexity đo lợi ich thuế đôla từ việc giảm biến động 5% trong thu nhập của công ty với doanh thu. Mtb việt tắt tỷ lệ giá trị sổ sác h của công ty. Segno viết tắt của số lượng khu vực địa lí mà ở đó công ty có m ặt. số lượng biến quan sát và R2 (c ho hồi quy OLS) được thể hiện ở cuối bảng.
Các kết quả khác cho thấy những công ty có doanh thu ngoại tệ cao hơn thì có khả năng cao hơn trong việc sử dụng sản phẩm phòng ngừa nhiều hơn, và những công ty có nguy cơ rủi ro cao thì có nhiều động lực phòng ngừa rủi ro hơn. M ối tương quan giữa cơ hội tăng trưởng (đo lường bằng R&D) và phòng ngừa rủi ro khá mạnh. Kết quả này đồng nhất với nhận định của Froot, Scharfstein, và Stein (1993) cũng như của Geczy , M inton và Scharand (1997). M ối tương quan giữa số cố phẩn nắm giữ bởi tổ chức và phòng ngừa rủi ro có dấu dương. Giả định có một mối quan hệ ngược giữa cổ phần nắm giữ bởi tổ chức và bất cân xứng thông tin giữa người bên trong và bên ngoài công ty, kết quả này lại không đồng nhất với mô hình phòng ngừa dựa trên bất cân
TCDN Đêm 4 – Nhóm 11 Trang 29 xứng thông tin. Tuy nhiên , cần phân tích thêm để đưa ra những kết luận mạnh mẽ hơn về lý thuyết này vì việc đo lường bất cân xứng thông tin rất khó trong thực tế. Trong mô hình cuối cùng, tác giả cho thêm ba biến kiểm soát : độ lồi của thuế, giá trị thị trường trên giá trị số sách ( mtb), phân vùng địa lý (segno) nơi mà công ty hoạt động. Tất cả những kết quả chính vẫn tương đồng như trước. Tác giả không tìm thấy bằng chứng hỗ trợ cho việc thuế sẽ kích thích việc phòng ngừa rủi ro. Cuối cùng công ty hoạt động trên nhiều thị trường có tiền tệ khác nhau thì phòng ngừa nhiều hơn (hệ số tương quan dương và có ý nghĩa thông kê cao). Kết quả này dẫn tới quan điểm là các công cụ phái sinh đóng vai trò như phần bù trong chiến lược phòng ngừa tự nhiên của công ty.
Table 4
Phòng ngừa r ủi ro ngoại tệ - m ức độ phòng ngừa r ủi ro
Trong bảng này trình bày kết quả hồi quy Tobit về việc QTRR ngoại tệ bằng cá c c ông cụ phái sinh. Trong phần đầu tác giả ước lượng m ô hình hồi quy OLS theo cấp độ . |Tr ong phần thứ hai, mô hình Tobit được ước lượng với việc sử dụng cá c c ông cụ phái sinh ngoại tệ của công ty như là biến độc lập. biến này là số lương những công c ụ phái sinh ngoại tệ đươc đo bằng tổng doanh thu của c ông ty (0 cho không QTRR). Tác giả cung cấp kết quả ước lượng ở giai đọng thứ 2 cho 3 m ô hình khác nhau trong bảng bên dưới, lev-biểu thị gí trị dự đoán c ấp độ từ hồi quy đầu tiện. hiệu quả biên của biến giải thích (đánh giá ở m ức trung bình) trên giá trị kỳ vong của c ác quan sát không bị kiểm duy ệt với t-Values được thể hiện trong bảng.size đại điện cho log tổng doanh thu của c ông ty.quick là tỷ lệ tiền mặt và đầu tư ngắn hạn trong TSNH.rnd thay thế tỷ lệ chi phí tìm kiếm và phá t triển doanh thu của c ông ty.concd là biến giả dựa trên m ức độ tập trung của công ty trong lĩnh vực sản xuất ( dựa trên on three-digit SIC code). Concd bằng m ột nếu công ty có mức tập trung dưới mức trung bình, còn lại là 0. . Fsale đại diện cho doa nh thu nước ngoà i như tỷ lệ % c ủa tổng doanh thu. Inst là tỷ lệ sở hữu trong công ty . Taxconvexity đo lợi ichq thuế đôla từ việc giảm biến động 5% trong thu nhập của c ông ty với doanh thu. Mtb việt tắt tỷ lệ giá trị sổ sác h của c ông ty. Segno viết tắt của số lượng khu vực địa lí mà ở đó công ty có m ặt. số lượng biến quan sát được thể hiện ở cuối bảng.
Phạm vi phòng ngừa: trong bảng 4, trình bày kết quả từ ước tính Tobit với giá trị các phái sinh ngoại tệ được đo bởi tổng doanh thu của công ty như biến phụ thuộc. Vì hệ số ước tính trong mô hình Tobit không thể hiện tác động biên của các biến giải thích trên các biến phụ thuộc được quan sát, để dễ giải thích hơn, tác giả sẽ thể hiện hệ số dốc tại mức độ trung bình. Những kết quả từ ba mô hình khác nhau cho thấy rằng các công ty có vay nợ cao thì phòng ngừa nhiều hơn và mối tương quan này lại đảo dấu ở mức độ đòn bẩy quá cao. Công ty đạt mức cao trong ngành công nghiệp tập trung có động cơ phòng ngừa nhiều hơn. Những kết quả này tương tự với nhận định của mô hình logit và các nghiên cứu trước dựa trên chi phí phà sản (Smith và Stulz,1985). Về khía cạnh kinh tế, những kết quả này cho thấy nếu vay nợ tăng từ 10% lên 20% thì công ty sẽ tăng việc sử dụng các phái sinh ngoại tệ gần 6,4% có khoảng 60% công ty trong mẫu có biểu hiện này(xem bảng 1; đây là những ước tính đơn giản với ngoại suy tuyến tính quanh giá trị trung bình).
TCDN Đêm 4 – Nhóm 11 Trang 30 Nghiên cứu trước đó cung cấp bằng chứng hỗn hợp cho lý thuyết phòng ngừa rủi ro dựa trên chi phí kiệt quệ tài chính. M ian (1996) với nghiên cứu nhị phân (tức là, có-không) quyết định phòng ngừa rủi ro cho mẫu lớn các công ty và thấy không hỗ trợ cho lý thuyết chi phí kiệt quệ tài chính Những kết quả của tác giả cho thấy rằng việc tìm kiếm mô hình tuy ến tính để kiểm định lý thuyết quản trị rủi ro, đặc biệt nếu tiến hành trên một mẫu nhỏ, có thể sẽ thất bại trong việc chứng minh mối tương quan dương giữa kiệt quệ tài chính và hoạt động sử dụng công cụ phái sinh trong các công ty vay nợ vừa phải.
Để hiểu mối quan hệ không đơn điệu giữa phòng ngừa rủi ro và đòn bẩy, tác giả tiến hành kiểm định bán tham số (semi-parametric). Tác giả chia mẫu ra thành hai nhóm dựa trên mức vay nợ là trên hay dưới phân vị thứ 70 của phân phối về đòn bẩy trong mẫu. Trong ước tính này, tác giả chạy hồi quy Tobit với các biến như M odel 1 trong bảng 4 sau khi giảm leverage2 . Kết quả hồi quy cho thấy trong nhóm đầu tiên-nhóm vay trung bình- ành hưởng biên của đòn bẩy là dương với hệ số dốc là 0.0452 tại mức ý nghĩa 1%. Tuy nhiên, ảnh hưởng biên của đòn bẩy trong phòng ngừa rủi ro trở nên phủ định đối với những công ty ở nhóm khác, tức là, đối với những công ty có đòn bẩy ở tốp 30% của mẫu. trong nhóm này, ảnh hưởng biên của đòn bẩy trong phòng ngừa rủi ro tính được -0.1504 với mức ý nghĩa 2%. Kiểm định semi-parametric khẳng định mối quan hệ không đơn điệu trong kiểm định tham số ban đầu.