4. NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU:
4.2. Phân tích đa biến:
Sử dụng phương pháp hồi quy nhị phân logistic để ước lượng sự khác nhau giữa các nhân tố dể giải thích quyết định phịng ngừa. Các biến được kiểm định trong phân tích đa biến được dựa trên các nhân tố tác động được trình bày ở tổng quan nghiên cứu như là những nhân tố căn bản của quyết định phòng ngừa rủi ro Doanh nghiệp. Trong mơ hình hồi quy logistic, kiểm định quyết định phịng ngừa rủi ro Doanh nghiệp có phải là một phương trình gồm sáu nhân tố: chi phí kiết quệ tại chính, chi phí đại diện của nợ, bất hoàn hảo thị trường vốn, thuế, độ thỏa dụng của nhà quản lý và các chiến lược phòng ngừa thay thế khác. Trong số các nhân tố chính này, năm nhân tố đầu tiên được kì vọng có tác động cùng chiều đối với quyết định phịng ngừa của cơng ty. Đó là, các giá trị càng cao với các nhân tố liên quan tới các chi phí tài chính, các chi phí đại diện, các bất hồn hảo thị trường vốn, thuế và thỏa dụng của nhà quản lý được kì vọng có mối quan hệ với khả năng càng cao khi công ty tham gia các hoạt động phịng ngừa. Nhân tố thứ sáu được kì vọng có một mối quan hệ ngược chiều đối với quyết định phịng ngừa của cơng ty. Đó là, Doanh nghiệp có tính thanh khoản càng cao thì ít quản trị rủi ro hơn. Biến phụ thuộc bằng “1” nếu cơng ty thực hiện phịng ngừa rủi ro doanh nghiệp, bằng “0” nếu công ty không thực hiện quản trị rủi ro. Mối quan hệ giữa quyết định phòng ngừa và các nhân tố được thể hiện theo công thức như sau:
Hedge = f(FC, AC, CEF, T, MU, HS)
Trong đó biến phịng ngừa Hedge là biến nhị phân, bằng ‘1’ nếu cơng ty có phịng ngừa rủi ro và bằng ‘0’nếu công ty khơng thực hiện phịng ngừa rủi ro. FC: khả năng kiệt quệ tài chính hoặc phá sản của cơng ty.
AC: các chi phí đại diện của nợ mà cơng ty phải đối mặt. CEF: tài trợ chi phí bên ngồi.
T: ưu đãi về thuế của công ty.
MU: quy mô tài sản của nhà quản lý đầu tư trong công ty.
HS: các chiến lược thay thế phịng ngừa được sử dụng bởi cơng ty.
Bảng 5 thể hiện kết quả phân tích đa biến liên quan tới quyết định phịng ngừa rủi ro đối với các nhân tố tác động liên quan đến phòng ngừa cho các Doanh nghiệp Việt Nam. Các biến độc lập bao gồm tổng tài sản đại diện cho chi phí kiệt quệ tài chính, biến nhị phânxếp hạng tín nhiệm tín dụng đại diên cho biến chi phí đại diện của nợ , chi tiêu đầu tư trên tài sản đại diện cho chi phí tài trợ bên ngồi, biến nhị phân sự ưu đãi về thuế đại diện cho sự ưu đãi về thuế, vốn chủ sở hữu của nhà quản lý đại diện cho độ thỏa dụng của nhà quản lý và tỷ số thanh toán nhanh đại diện cho các chiến lược phòng ngừa thay thế khác. Các biến này đại diện cho các biến độc lập mà phù hợp nhất trong báo cáo thống kê ý nghĩa các giá trị t- value, đạt độ bền và thích hợp nhất trong khi xây dựng các mơ hình hồi quy logistic.
Bảng Omnibus Tests of Model Coefficients ta đọc kết quả kiểm định H0: β1 = β2 = … = βk = 0. Kiểm định này xem xét khả năng giải thích biến phụ thuộc của tổ hợp biến độc lập.
Kết quả ở bảng này cho thấy độ phù hợp tổng quát có mức ý nghĩa quan sát sig. = 0.000 nên ta bác bỏ H0. Nghĩa là tổ hợp liên hệ tuyến tính của tồn bộ các hệ số trong mơ hình có ý nghĩa trong việc giải thích cho biến phụ thuộc.Như vậy các biến được đưa vào mô hình phù hợp ,có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc phịng ngừa rủi ro của cơng ty.
Bảng Model Summary thể hiện kết quả độ phù hợp của mơ hình. Khác với hồi quy tuyến tính thơng thường hệ số R2 càng lớn thì mơ hình càng phù hợp, hồi quy Binary Logistic sử dụng chỉ tiêu -2LL (-2 log likelihood) để đánh giá độ phù hợp của mơ hình. -2LL càng nhỏ càng thể hiện độ phù hợp cao. Giá trị nhỏ nhất của - 2LL là 0 (tức là khơng có sai số) khi đó độ phù hợp của mơ hình được đưa ra là hồn hảo.
Kết quả bảng này cho thấy giá trị của -2LL = 72.528 khơng thấp lắm, như vậy nó thể hiện một độ phù hợp tương đối của mơ hình đa biến.
Bảng Classification Tablea thể hiện mức độ chính xác , bảng này cho thấy trong 66 cơng ty khơng có quản trị rủi ro, trong đó mơ hình đã dự đốn đúng 52quan sát, đạt tỷ lệ đúng là 78.8%. Cịn với 55cơng ty có quản trị rủi ro, mơ hình dự đốn sai 8 trường hợp, tỷ lệ đúng là 85,5%.
Từ đó ta tính được tỷ lệ dự đốn đúng của tồn bộ mơ hình là 81,8%.
Bảng Variables in the Equation thể hiện kết quả của kiểm định Wald (kiểm định giả thuyết hồi quy khác không). Nếu hệ số hồi quy B0 và B1 đều bằng 0 thì tỷ lệ chênh lệch giữa các xác suất sẽ bằng 1, tức là xác suất để sự kiện xảy ra hay không xảy ra như nhau, lúc đó mơ hình hồi quy khơng có tác dụng dự đốn.
Đối với hồi quy Binary Logistic, đại lượng Wald Chi Square được sử dụng để kiểm định ý nghĩa thống kê của hệ số hồi quy tổng thể.
Kết quả bảng này cho thấy các biến chi phí đại diện của nợ, độ thỏa dụng của nhà quản lý, sự ưu đãi về thuế và các cơng cụ phịng ngừa thay thế khác có giá trị p (sig.) nhỏ hơn mức ý nghĩa α = 0,05 bác bỏ H0. Như vậy các hệ số hồi quy trên có ý nghĩa.
Qua kết quả hồi quy phân tích ở trên cho thấy quyết định phịng ngừa rủi ro của Doanh nghiệp liên quan đến chi phí đại diện của nợ, độ thỏa dụng của nhà quản lý, sự ưu đãi về thuế và các cơng cụ phịng ngừa thay thế khác.
Biến thứ nhất có ý nghĩa trong mơ hình là cơng ty được đánh giá tín nhiệm tín dụng. Đánh giá tín nhiệm của cơng ty đại diện cho chi phí đại diện của nợ, trong giả định nghiên cứu, cơng ty có đánh giá tín nhiệm thì ít phịng ngừa rủi ro hơn. Tuy nhiên, đánh giá tín nhiệm đại diện cho chi phí đại diện của nợ, mà chi phí đại diện liên quan đến vấn đề bất cân xứng thông tin và được kỳ vọng rằng vấn đề bất cân xứng thơng tin càng lớn thì càng có nhiều động cơ để quản trị rủi ro hơn. Dự báo rằng mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến đánh giá tín nhiệm là cùng chiều. Tuy
nhiên, kết quả cho thấy các cơng ty được đánh giá tín nhiệm thì ít phịng ngừa rủi ro hơn. Điều này đúng với kết quả của DeMarzo và Duffie (1995) và Haushalter (2000), những người đã chứng minh rằng các cơng ty được đánh giá tín nhiệm thì ít phịng ngừa rủi ro hơn, trong khi các cơng ty khơng có đánh giá tín nhiệm, thì tình trạng bất cân xứng thơng tin càng lớn thì càng có lợi hơn từ hoạt động quản trị rủi ro.
Biến thứ hai có ý nghĩa trong mơ hình là tỷ lệ phần trăm cổ phần thường của công ty được nắm giữ bởi nhà quản lý. Bởi vì các nhà quản lý của một cơng ty có khả năng bị hạn chế khi đa dạng hóa vị thế nắm giữ tài sản cá nhân kết hợp với sự nắm giữ cổ phần và giá trị vốn hóa thu nhập của họ, họ có nhiều động cơ để phịng ngừa. Thơng thường thì kiểu phịng ngừa như vậy khơng được thực hiện để gia tăng giá trị cổ đông cơng ty nhưng lại có lợi cho tài sản của chính các nhà quản lý. Để tránh vấn đề này, các hợp đồng thù lao cho nhà quản lýcần được thiết kế để mà khi các nhà quản lý gia tăng giá trị của công ty, họ cũng làm gia tăng độ thỏa dụng kì vọng cho họ. Điều này có thể thường đạt được bằng cách thêm các điều khoản dạng quyền chọn trong các hợp đồng quản lý. Nhân tố cơ bản này lần đầu được đưa vào bởi Stulz (1984) và được nghiên cứu sâu hơn bởi Smith và Stulz (1985). Các kết quả của một nghiên cứu thực nghiệm đã xác nhận lý thuyết này (Tufano, 1996; Gay và Nam, 1998), trong khi đó, ngược lại, nghiên cứu của Getzy và cộng sự (1997) và Haushalter (2000) khơng tìm thấy bằng chứng về sự phịng ngừa doanh nghiệp chịu ảnh hưởng sự nắm giữ cổ phẩn bởi ban quản lý.
Các kết quả của phân tích đa biến cho thấy một mối tương quan cùng chiều giữa quyết định phòng ngừa và tỷ lệ cổ phần của công ty nắm giữ bởi ban điều hành, điều đó dẫn tới kết luận là các cơng ty mà có tỷ lệ phần trăm cổ phần thường được nắm giữ bởi ban quản lý cơng ty càng cao thì càng có động cơ phịng ngừa hơn các cơng ty không được nắm giữ bởi ban điều hành. Điều này đúng với dự báo, và với bằng chứng của Tufano (1996), ông cũng chỉ ra rằng các công ty mà các nhà quản
lý của họ có nhiều tài sản đầu tư vào cổ phần cơng ty hơn thì xu hướng quản trị rủi ro doanh nghiệp nhiều hơn.
Biến thứ ba có ý nghĩa là biến tỷ số thanh toán nhanh đại diện cho các chiến lược phòng ngừa thay thế khác. Kết quả chạy hồi quy cho thấy các cơng ty có sử dụng càng nhiều cơng cụ phịng ngừa thay thế thì càng ít quản trị rủi ro hơn. Điều này đúng với giả định đặt ra, có mối tương quan ngược chiều giữa quyết định phòng ngừa rủi ro và các chiến lược phịng ngừa thay thế khác. Các cơng ty có thể áp dụng các chính sách tài chính thận trọng như duy trì tỷ lệ địn bấy thấp hay dự trữ ngân sách tiền mặt lớn để giúp họ đối phó với những khó khăn tài chính tiềm ẩn. Một số biến khác được đưa vào mơ hình được sử dụng đại diện cho các chiến lược phòng ngừa thay thế khác có tương quan đối với quyết định phịng ngừa rủi ro, tuy nhiên lại có tương quan cùng chiều đối với quyết định phịng ngừa rủi ro đó là tỉ lệ chi trả cổ tức. Nghĩa là công ty sử dụng càng nhiều cơng cụ phịng ngừa khác, thì càng có phịng ngừa rủi ro chuyên sâu hơn. Điều này trái với giả định được đặt ra. Tuy nhiên khi kiểm định độ bền khi thực hiện thay thế tỷ số thanh toán nhanh bằng tỷ lệ thanh khoản làm biến đại diện cho chiến lược phòng ngừa thay thế khác lại khơng đưa ra kết quả có ý nghĩa thống kê. Các kết quả này cho thấy mối tương quan giữa phòng ngừa rủi ro và các chiến lược thay thế khác khơng bền vững.
Biến thứ tư có ý nghĩa là sự ưu đãi về thuế của công ty.Sử dụng biến này là biến nhị phân, nếu các cơng ty có ưu đãi về thuế được giả định là ‘1’, và ngược lại nếu không ưu đãi về thuế được giả định là ‘0‘. Kết quả cho thấy có mối tương quan cùng chiều giữa các cơng ty có ưu đãi về thuế và quyết định phòng ngừa rủi ro, điều đó cho thấy cơng ty nào càng được ưu đãi về thuế thì càng có động cơ phịng ngừa rủi ro hơn các cơng tu khơng có ưu đãi về thuế. Điều này đúng với giả định ban đầu. Như vậy có thể kết luận rằng bằng chứng thực nghiệm dựa trên mối tương quan giữa quyết định phòng ngừa thực hiện giữa các cơng ty tài chính tại Việt Nam và các chi phí kiệt quệ tài chính , chi phí đại diện, bất hồn hảo thị trường và tài trợ
chi phí bên ngồi, ưu đãi về thuế, độ thỏa dụng của nhà quản lý và các chiến lược phịng ngừa thay thế khác, thì các nhân tố độ thỏa dụng của nhà quản lý, ưu đãi về thuế và các chiến lược phòng ngừa thay thế khác đều đúng so với các lý thuyết được kiểm định.