Các nhân tố quyết định tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn của doanh nghiệp

Trong khi lýthuyết Miller và Modigliani 1958 cho rằng cấu trúc vốn không ảnh hưởng đến giá trịdoanh nghiệp, thì các lý thuyết phát triển sau này đã chứng minh rằng một công ty cóthể thay

BỘ MÔN TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP

BÀI NGHIÊN CỨU ĐỀ TÀI:

CÁC NHÂN TỐ QUYẾT ĐỊNH TỐC

ĐỘ ĐIỀU CHỈNH CẤU TRÚC VỐN

CỦA DOANH NGHIỆP

TP.HCM , ngày 18 tháng 04 năm 2012

PHẦN I: BÀI NGHIÊN CỨU CỦA WOLFGANG DROBETZ VÀ

GABRIELLE WANZENRIED – WHAT DETERMINES THE SPEED

OF ADJUSTMENT TO THE TARGET CAPITAL STRUCTURE?

độ điều chỉnh và những biến số phổ biến của chu kì kinh tế Ví dụ, tốc độ điều chỉnhnhanh hơn khi chênh lệch kì hạn lớn hơn – với chênh lệch kì hạn lớn hàm ý triển vọngkinh tế tốt

1 Giới thiệu

Cấu trúc vốn được cho là cốt lõi của tài chính doanh nghiệp hiện đại Trong khi lýthuyết Miller và Modigliani (1958) cho rằng cấu trúc vốn không ảnh hưởng đến giá trịdoanh nghiệp, thì các lý thuyết phát triển sau này đã chứng minh rằng một công ty cóthể thay đổi giá trị , tốc độ tăng trưởng và cải thiện triển vọng tương lai của nó bằngcách thay đổi tỷ lệ tối ưu giữa nợ và vốn chủ sở hữu Thật không may, các nghiên cứuthực nghiệm, đặc biệt về các nước châu Âu, đã không thể theo kịp với tốc độ phát triểncủa lý thuyết vì hai lý do Đầu tiên, gần đây chỉ có dữ liệu của các công ty châu Âu làđáng tin cậy và có sẵn Trong tài liệu này, chúng tôi sử dụng một bảng số liệu của 90

công ty Thụy Sĩ trong giai đoạn 1991-2001 Nguyên nhân thứ hai và thậm chí quantrọng hơn, những kiểm định ban đầu về lý thuyết cấu trúc vốn có nhiều thiếu sót và cóthể lý giải một phần do thiếu các mô hình kinh tế lượng thích hợp Quan trọng nhất,hầu hết các lý thuyết bài bản giải thích sự khác biệt trong tỷ lệ nợ - vốn chủ sở hữu tối

ưu giữa các công ty đều áp dụng một mẫu hình tĩnh, trong đó sử dụng tỷ lệ nợ thực tếđại diện cho đòn bẩy tối ưu của công ty Ví dụ, Titman và Wessels (1988) với bộ dữliệu của Mỹ và Rajan và Zingales (1995) với bộ dữ liệu quốc tế, đều thấy rằng đòn bẩytài chính liên quan đến đặc điểm cụ thể từng công ty, chẳng hạn như lợi nhuận, cơ hộiđầu tư, sự hữu hình của tài sản, và những biến động thu nhập Tuy nhiên, Heshmati(2001) đã lập luận khá thuyết phục rằng, lý thuyết về cấu trúc vốn không đề xuất việcgiải thích sự khác biệt quan sát được trong tỷ lệ nợ, mà là sự khác biệt trong tỷ lệ nợtrên vốn chủ sở hữu tối ưu giữa các công ty Nếu việc điều chỉnh để cấu trúc vốn tối ưu

là có tốn kém, thì việc sử dụng tỷ lệ nợ quan sát được để phân tích là sẽ dẫn tới nhiềuvấn đề Khi có sự hiện diện của chi phí điều chỉnh, các công ty có thể sẽ ít tốn chi phíhơn khi không điều chỉnh hoàn toàn về các mục tiêu của họ, ngay cả khi họ nhận rarằng tỷ lệ đòn bẩy hiện hành của họ là không tối ưu

Những mô hình cấu trúc vốn tĩnh tiêu chuẩn không thể thể hiện được sự điều chỉnhlinh hoạt trong tỷ lệ đòn bẩy Bằng chứng khảo sát gần đây của Graham và Harvey(2001) và Drobetz, Pensa, Wöhle (2004) lần lượt về các công ty của Mỹ và củaĐức/Thụy Sĩ, cung cấp bằng chứng về việc các nhà quản lý tìm kiếm một tỷ lệ nợ trênvốn chủ sở hữu mục tiêu Mục tiêu chính trong việc thiết lập chính sách nợ không phải

là để giảm thiểu chi phí sử dụng vốn bình quân của một công ty, mà là để duy trì sựlinh hoạt tài chính Điều này tuân theo lý thuyết trật tự phân hạng trong cấu trúc vốn.Nhưng cũng có bằng chứng rằng do các sự kiện ngẫu nhiên hoặc những yếu tố thay đổikhác, các công ty có thể tạm thời đi chệch khỏi cấu trúc vốn tối ưu của họ, và sau đómới dần dần điều chỉnh để tối ưu trở lại Để giải thích cho những sự điều chỉnh này,một số tác giả tiếp cận dựa trên một mô hình động, trong đó các đòn bẩy quan sát được

và các đòn bẩy tối ưu có thể khác nhau, do sự hiện diện của chi phí điều chỉnh Ví dụ,Fischer, Heinkel, và Zechner (1989) nghiên cứu sự khác biệt giữa một tỉ lệ nợ tối đa vàtối thiểu của một công ty theo thời gian và cố gắng liên hệ những đặc điểm của cáccông ty với những biến động lớn hơn trong cấu trúc vốn của chúng Họ sử dụngkhoảng tỷ lệ nợ quan sát được của một công ty như là một biện pháp đo lường cấu trúcvốn trong thực nghiệm Kết quả của họ là phù hợp với sự lựa chọn cấu trúc vốn khi cóchi phí điều chỉnh trong một mô hình động Trong một nghiên cứu trước đó (1984)Jalilvand và Harris cho rằng hành vi tài chính của một công ty được đặc trưng bởi sựđiều chỉnh từng phần theo những mục tiêu tài chính dài hạn Theo cách xây dựng của

họ, tốc độ điều chỉnh chịu ảnh hưởng của những đặc thù công ty, và do đó, có thể khácnhau theo từng công ty và theo thời gian Tuy nhiên, những mục tiêu tài chính dài hạncủa các công ty theo hướng điều chỉnh từng phần, được cho trước (ngoại sinh-exogenous) Thậm chí gần đây, ShyamSunder và Myers (1999) và Fama và French(2000) sử dụng tỷ lệ nợ trung bình thực tế trong quá khứ cho mỗi công ty theo nhữngmẫu thời kì, như là một đại diện cho tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu

Sử dụng dữ liệu Tây Ban Nha, De Miguel và Pindado (2001) trình bày một phươngpháp mới để nắm bắt được tính động của những quyết định cấu trúc vốn, một cách phùhợp hơn Họ phát triển một mô hình điều chỉnh mục tiêu, cho phép họ giải thích nợcủa một công ty theo mức nợ của nó trong quá khứ và mức độ nợ mục tiêu của nó.Mức độ nợ mục tiêu là một hàm phụ thuộc theo đặc điểm phổ biến công ty, như tăngtrưởng, lợi nhuận, và sự hữu hình của tài sản Quan trọng nhất, họ xây dựng tỷ lệ đònbẩy là một biến nội sinh, cho phép họ xác định các yếu tố quyết định cấu trúc vốn tối

ưu hơn là mức cấu trúc vốn quan sát được Họ đưa ra một mô hình điều chỉnh độngvới các biến số xác định trước và áp dụng các bảng ước lượng được đề xuất bởiArellano và Bond (1991) Phải lưu ý rằng De Miguel và Pindado (2001) vẫn còn ướclượng một hệ số điều chỉnh không đổi Điều thú vị là, họ báo cáo rằng các công ty TâyBan Nha đối mặt với chi phí điều chỉnh thấp hơn so với các công ty Mỹ Gaud, Jani, và

Hoesli, và Bender (2004) và Drobetz và Fix (2005) áp dụng cách tiếp cận này cho cácmẫu tương tự cho các công ty Thụy Sĩ.

Trong khi những nghiên cứu này tạo thành các bước quan trọng cho những kiểm địnhthực tế về những lý thuyết cấu trúc vốn, chúng vẫn chưa nêu được các yếu tố ảnhhưởng đến quá trình điều chỉnh về tỷ lệ đòn bẩy tối ưu Banerjee, Heshmati, vàWihlborg (2000) là những người đầu tiên xây dựng yếu tố điều chỉnh và tỷ lệ đòn bẩymục tiêu cùng là biến nội sinh Hơn nữa để xác định những yếu tố quyết định cấu trúcvốn tối ưu, cách thiết lập của họ cho phép họ ước lượng tốc độ điều chỉnh về cấu trúcvốn mục tiêu và xác định các yếu tố quyết định lên tốc độ điều chỉnh Cụ thể, bằngcách sử dụng dữ liệu của Mỹ và Anh, họ đưa ra giả thuyết rằng tốc độ điều chỉnh phụthuộc vào sự khác biệt tuyệt đối từ tỷ lệ nợ mục tiêu, cơ hội tăng trưởng, và quy môdoanh nghiệp Trái ngược với những gì họ mong đợi, kết quả của họ cho thấy rằng cáccông ty có cơ hội tăng trưởng cao hơn điều chỉnh về cấu trúc vốn tối ưu chậm hơn vàcác doanh nghiệp lớn điều chỉnh thay đổi trong cấu trúc vốn dễ dàng hơn Tuy nhiên,

họ không tìm thấy một mối quan hệ đáng kể giữa khả năng có điều chỉnh và sự khácbiệt tuyệt đối giữa đòn bẩy tối ưu trong thời điểm t với đòn bẩy quan sát vào cuối củathời kỳ trước đó t-11 Trong một tài liệu có liên quan, Lööf (2003) so sánh động tháiđiều chỉnh cấu trúc vốn trên hai loại điển hình của hệ thống tài chính, hệ thống giaodịch tay đôi của Mỹ và Anh (là hệ thống chủ yếu dựa trên thị trường) và hệ thống dựatrên các mối quan hệ (relation-based system) Thụy Điển (là hệ thống chủ yếu dựa trên

hệ thống ngân hàng) Kết quả của ông cho thấy rằng mặc dù các công ty không thường

ở mức độ mục tiêu của họ, độ lệch là nhỏ đối với các công ty Mỹ có mức phụ thuộccao vào vốn chủ sở hữu Ngoài ra, các công ty này điều chỉnh về cấu trúc vốn tối ưu,nhanh hơn so với các công ty Thụy Điển phụ thuộc vào nợ Sử dụng những biến tương

tự để mô hình hóa tốc độ điều chỉnh như Banerjee, Heshmati, và Wihlborg

1 Tham khảo Heshmati (2001) cho những kết quả tương tự sử dụng mẫu những công ty Thụy Sĩ vừa và nhỏ.

(2000), ông phát hiện rằng các ước lượng cho biến chênh lệch (giữa mức thực tế vàmục tiêu) thì mang dấu âm và chỉ có ý nghĩa đối với các công ty Anh, điều này chothấy rằng điều chỉnh theo những lượng tương đối nhỏ thì ít tốn kém hơn.

Trực giác kinh tế cho thấy chu kì kinh tế là một yếu tố quan trọng quyết định rủi ro cơbản, do đó, ảnh hưởng đến các quyết định tài chính Vì thế, việc phân tích tác động củanhững yếu tố kinh tế vĩ mô lên tốc độ điều chỉnh về cấu trúc vốn tối ưu là một vấn đềnghiên cứu thú vị Vì thiếu những dự đoán thực nghiệm rõ ràng, nên các nghiên cứutrước đây bao gồm một tập hợp các biến giả thời gian để mô tả những hiệu ứng này.Gần đây, Hackbarth, Miao, và Morellec (2004) phát triển một mô hình có những biếnngẫu nhiên không dự báo được(contingent claims model) , trong đó dòng tiền của mộtcông ty phụ thuộc vào cả sốc đặc thù bên trong và một cú sốc tổng hợp bên ngoài-phản ánh trạng thái của nền kinh tế (ví dụ như, sự bùng nổ hoặc suy thoái) Mô hìnhcủa họ cung cấp những chính sách mặc định của những cổ đông tùy theo từng tìnhtrạng, do đó có những ngụ ý thú vị về đòn bẩy tối ưu Đầu tiên, mô hình dự đoán rằngđòn bẩy là ngược với chu kỳ kinh doanh Thứ hai, điều kiện kinh tế vĩ mô xác định cảtốc độ và quy mô những thay đổi trong cấu trúc vốn Cho phép một công ty điều chỉnhcấu trúc vốn một cách năng động, khi trạng thái công ty tốt thì ngưỡng để tiến hành táicấu trúc là thấp hơn so với các trạng thái xấu Vì vậy, các công ty nên điều chỉnh cấutrúc vốn của họ thường xuyên hơn và lượng điều chỉnh mỗi lần ít hơn trong thời kìbùng nổ so với thời kì suy thoái Kết quả thực nghiệm Korajczyk và Levy (2003) ủng

hộ một số dự đoán trong những dự đoán này Nhìn vào lịch sử 50 năm của tỉ lệ tổng nợtrên tài sản của các doanh nghiệp phi tài chính ở Mĩ , cho thấy rằng đòn bẩy mục tiêuphản chu kì, tức là, có một mối quan hệ nghịch biến giữa các biến số kinh tế vĩ mô vàđòn bẩy Lưu ý rằng điều này phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng của cấu trúc vốn,nhưng không phù hợp với lý thuyết đánh đổi Trong một mô hình lý thuyết, Levy(2001) cho thấy sự giàu có của các nhà quản lý có sử dụng đòn bẩy, bị giảm so với cáccác cổ đông bên ngoài trong suy thoái, làm trầm trọng thêm vấn đề đại diện Để thống

nhất lại những lợi ích của nhà quản lý với những cổ đông, lượng nợ tối ưu được giatăng, ngụ ý rằng đòn bẩy phản chu kỳ đặc thù cho những công ty không bị hạn chếnghiêm khắc Korajczyk và Levy (2003) tiếp tục chứng minh rằng những điều kiệnkinh tế vĩ mô rất quan trọng cho sự lựa chọn phát hành Các công ty có xu hướng chọnthời điểm phát hành chứng khoán của họ gắn với các giai đoạn có điều kiện kinh tế vĩ

mô thuận lợi, nghĩa là, thời kì khi giá cả tương đối của các chứng khoán phát hành ra làthuận lợi2 Điều quan trọng nhất, các công ty phát hành cổ phần khi thị trường chứngkhoán đang tăng nhanh và khi triển vọng kinh tế tốt, như được chỉ ra bởi những biếnchu kỳ kinh doanh phổ biến (ví dụ, chênh lệch kì hạn và phần bù rủi ro cơ bản (defaultspread) ) Tuy nhiên, các phát hiện không giống nhau trên toàn bộ mẫu Các công ty bịhạn chế tài chính đưa ra một tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu chu kỳ, và sự lựa chọn phát hànhcủa họ là ít nhạy cảm với các biến trong điều kiện kinh tế vĩ mô hơn các công ty không

bị hạn chế Bằng trực giác, có thể thấy rằng các công ty bị hạn chế tài chính không thểchọn thời điểm phát hành

Chúng tôi điều tra quá trình điều chỉnh đến cấu trúc vốn mục tiêu bằng cách sử dụngmột mẫu gồm 90 công ty Thụy Sĩ trong thời kỳ 1991-2001 Đặc biệt, chúng tôi phântích những tác động của những đặc thù công ty cũng như các yếu tố kinh tế vĩ mô lêntốc độ điều chỉnh hướng tới đòn bẩy mục tiêu Chúng tôi thấy rằng các công ty pháttriển nhanh và những công ty đang bị lệch xa khỏi cấu trúc vốn tối ưu của họ thì điềuchỉnh dễ hơn Chúng tôi cũng chứng minh rằng tốc độ điều chỉnh phụ thuộc vào giaiđoạn của chu kỳ kinh tế Sử dụng những biến chu kỳ kinh tế phổ biến, kết quả củachúng tôi cho thấy rằng tốc độ điều chỉnh về mục tiêu nhanh hơn khi những triển vọngkinh tế tốt đẹp Tuy nhiên, chúng tôi không thể phát hiện sự khác biệt hệ thống trongtốc độ điều chỉnh của những công ty bị hạn chế hoặc không bị hạn chế về tài chính.Chúng tôi đưa ra giả thuyết rằng sự nhạy cảm của tốc độ điều chỉnh với những biến

2 Baker và Wurgler (2002) cũng cho thấy những công ty có xu hướng tăng vốn cổ phần khi giá trị thị trường của chúng cao tương đối so với giá trị sổ sách và giá thị trường trong quá khứ Những hiệu ứng này lên cấu trúc vốn

là dai dẳng, giả định cấu trúc vốn là kết quả tích lũy của những nỗ lực trong quá khứ để chọn thời điểm cho thị trườn cổ phần

chu kỳ kinh tế lớn hơn đối với các công ty không bị giới hạn tài chính, nhưng có thể là

do kích thước giới hạn của bộ dữ liệu mà chúng ta không thể tìm thấy bằng chứng theohướng này

Phần còn lại của bài nghiên cứu như sau Phần 2 mở đầu bằng cách thiết lập một môhình cấu trúc vốn động và mô tả các yếu tố thường quyết định cấu trúc vốn mục tiêu.Chúng tôi tiến hành thảo luận về các yếu tố quyết định tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốnmục tiêu Những yếu tố đặc thù của công ty và cả những yếu tố kinh tế vĩ mô được sửdụng để ước lượng mô hình điều chỉnh động Phần 3 mô tả bảng dữ liệu về các công tyThụy Sĩ Phần 4 chứa các kết quả thực nghiệm, và phần 5 là kết luận

1 Mô hình động

Trong phần này chúng tôi thảo luận về cơ sở lý thuyết và thực nghiệm cho mô hình cấutrúc vốn động của chúng tôi Các thiết lập lý thuyết được trình bày trong phần 2.1.Chúng tôi tiến hành bằng cách giới thiệu các biến được sử dụng để mô hình hóa sự linhhoạt cấu trúc vốn trong phân tích thực nghiệm của chúng tôi Mục 2.2 và mục 2.3 lầnlượt mô tả các biến ảnh hưởng đến cấu trúc vốn mục tiêu và tốc độ điều chỉnh

1.1 Mô hình cấu trúc vốn động

Theo Heshmati (2001), chúng tôi xem xét một mô hình cấu trúc vốn động Gọi đòn bẩytối ưu của công ty i thời kì t là , là hàm theo những yếu tố phổ biến quyết định cấu trúcvốn là (xem mô tả mục 3.2), có:

là tham số điều chỉnh, thể hiện sự mở rộng của sự điều chỉnh được đề nghị cho đònbẩy tối ưu từ thời kì trước đến hiện tại Sự tồn tại của chi phí điều chỉnh được thể hiệnbằng hạn chế , là điều kiện để khi Nếu , điều chỉnh hoàn toàn trong một kì và đònbẩy tài chính bằng mục tiêu Nếu , công ty không điều chỉnh hoàn toàn từ thời kì t-1đến thời kì t do sự tồn tại của chi phí điều chỉnh Cuối cùng, nếu , công ty cần điềuchỉnh nhiều hơn và cũng không ở mức nợ mục tiêu3 Do đó, tổng quát, thể hiện tốc độđiều chỉnh, càng cao thể hiện sự điều chỉnh càng cao

Để tốc độ điều chỉnh là biến nội sinh của mô hình, chúng tôi giả định thêm khác nhautheo thời gian và bản thân nó là một hàm các biến được xác định trước đó kí hiệu Môhình hóa theo quan hệ tuyến tính và bỏ bớt một hằng số để mô hình đơn giản, ta có:

Viết lại (2) và thay thế (1) vào (3) được mối quan hệ giữa đòn bẩy và thời kì t, :

Với là sai số thống kê với giá trị trung bình bằng 0 và phương sai là hằng số Nhânvào, ta được (5), chính là chủ thể cần điều tra thực nghiệm của chúng ta:4

Sử dụng dữ liệu bảng, Banjeree, Heshmati, và Wihlborg (2000) và Lööf (2002) ápdụng bình phương nhỏ nhất phi tuyến để ước lượng các tham số cho phương trình (5)

3 Theo Lööf (2002), điều chỉnh quá mức có thể dẫn đến những thay đổi không mong đợi trong những điều kiện kinh tế.

4 Nếu biến không phải đặc trưng công ty, thì chỉ số dưới it được thay bằng i.

Tuy nhiên, điều này sẽ thường dẫn đến sai lệch và ước lượng không phù hợp bởi vì cácsai số có thể tương quan với biến trễ, Để khắc phục vấn đề này, chúng tôi áp dụngphương pháp ước lượng dữ liệu bản linh hoạt được đề xuất bởi Arellano và Bond(1991) Cụ thể, phương trình (5) được ước lượng trong sai phân bậc 1 bằng phươngpháp Mômen tổng quát (GMM), theo đó để tất cả các biến ở vế phải tạo thành nhữngbiến công cụ thì cần được lấy trễ hai lần (hoặc hơn).5 Hơn nữa, việc sử dụng nhữngbiến công cụ (instrumental variables) này giải thích cho vấn đề rằng có thể có sự chậmtrễ phát sinh giữa các quyết định thay đổi cấu trúc vốn và việc thực tế thực hiện quyếtđịnh.

Chúng tôi kiểm tra một số chi tiết kỹ thuật liên quan đến tính nội sinh của các biến giảithích, nhưng chỉ cho cùng kết quả như giả định của mô hình rằng tất cả các biến nộisinh Ước lượng GMM Arrelano-Bond một bước (Arrelano-Bond one-step GeneralizedMethod of Moments) được sử dụng để xác định những hệ số Những hệ số này đượcđiều chỉnh cho hiệp phương sai không đồng nhất Chúng tôi cũng trình bày các kết quảcủa kiểm định Wald cho mức ý nghĩa chung của tất cả các biến hồi quy Quan trọngnhất, có thể thấy rằng các ước lượng về hệ số chỉ đồng nhất nếu không có tương quanchuỗi bậc hai trong phần dư của sai phân (differenced residuals) Chúng tôi thuật lạimột thống kê kiểm định (z2) cho giả thiết không là không có tương quan chuỗi bậc haitrong phần dư Vì sự hạn chế này bị vi phạm trong hầu như tất cả các đặc điểm kỹthuật của chúng tôi, chúng tôi ước tính phương trình (5) bao gồm cả trễ thứ hai của đònbẩy, , như là một biến giải thích thêm Nhớ rằng sự hiện diện của biến bổ sung này chỉ

để đáp ứng yêu cầu về thống kê (tức là, để đảm bảo ước lượng tham số phù hợp),chúng tôi không thể cung cấp một giải thích sâu hơn về kinh tế cho việc sự hiện diệnnày Do đó, chúng tôi không mô hình hóa độ trễ thứ hai của đòn bẩy, , theo cùng một

5 Sử dụng sai phân bậc 1 để loại bỏ những hiệu ứng đặc thù công ty có thể có, bằng cách tránh tương quan giữa những đặc trưng công ty không quan sát được và những biến hồi quy.

cách như là độ trễ đầu tiên, và chúng tôi bỏ qua việc báo cáo về những ước lượngtương ứng.

Theo đề nghị của Arellano và Bond (1991), ước lượng GMM hai- bước của họ được ápdụng để suy luận về đặc điểm kỹ thuật của mô hình Đối với tính hợp lí của các công

cụ, chúng tôi tiến hành một thử nghiệm Sargan cho giả thuyết H0, rằng những hạn chếquá đồng nhất này là hợp lí Chúng tôi sử dụng độ trễ thứ hai của tất cả các biến (ởnhiều cấp độ) là công cụ Cuối cùng, để đánh giá sự ổn định của hệ thống của chúng tôi(tức là, để đảm bảo đáp ứng cùng một mục tiêu), chúng tôi kiểm tra rằng thống kê kiểmđịnh về hệ số ước lượng của biến trễ phụ thuộc, , trừ đi ước lượng nhân với trungbình của rơi vào khoảng [0,1] Yêu cầu này được thỏa mãn trong tất cả các đặc tính

kỹ thuật của mô hình

1.2 Các nhân tố cấu thành cấu trúc vốn

Theo quan điểm của Harris và Raviv (1991), hai ông cùng cho rằng “mức độ sử dụngđòn bẩy sẽ gia tăng cùng với sự gia tăng trong tài sản cố định, các tấm chắn thuế ngoàiyếu tố nợ, các hội đầu tư và quy mô của doanh nghiệp; ngược lại, mức độ sử dụng đònbẩy giảm cùng với sự gia tăng của biến động, chi phí quảng cáo, khả năng phá sản, lợinhuận và sự khác biệt của sản phẩm”6 Trong nghiên cứu thực nghiệm này, chúng tôitập trung vào những biến số sau: sự hiện hữu của tài sản (tỷ lệ giữa tài sản cố định vàtổng tài sản; TANG), quy mô doanh nghiệp (SIZE), tỷ lệ giữa giá trị thị trường và giátrị sổ sách của doanh nghiệp (đại diện cho các cơ hội đầu tư; GROWTH) và tỷ suấtsinh lợi trên tài sản (ROA) Ở phần này chúng tôi đưa ra những giải thích ngắn gọn choviệc sử dụng những nhân tố cấu trúc vốn này trong bài nghiên cứu

Sự hiện hữu của tài sản (TANG): các nghiên cứu thực nghiệm trước của Titman vàWessels (1988), Rajan và Zingales (1995) và Fama và French (2000) tranh luận rằng tỷ

số tài sản cố định trên tổng tài sản (hữu hình) là một nhân tố quan trọng trong mức độ

6 Tham khảo Harris và Raviv (1991)

sử dụng đòn bẩy Tuy nhiên, ảnh hưởng của nhân tố này thì không hoàn toàn giốngnhư tiên nghiệm Mặt khác, các nghiên cứu về mâu thuẫn kinh điển giữa những ngườinắm giữ trái phiếu và cổ phiếu (Galai và Masulis (1976) và Jensen và Meckling(1976)) cho rằng khi doanh nghiệp có nhiều hơn các tài sản cố định thì các chủ nợ sẽcàng được đảm bảo khả năng được thanh toán nợ Thậm chí khi ở trong tình trạng tồi

tệ nhất, tài sản của doanh nghiệp cũng có giá trị cao hơn khi tiến hành thanh lý Dovậy, lý thuyết đánh đổi dự báo một mối tương quan dương giữa độ lớn của mức độ sửdụng đòn bẩy và tỷ lệ tài sản hữu hình

Ở một thái cực khác, những nhà quản lý của các doanh nghiệp có mức độ sử dụng mức

độ sử dụng đòn bẩy cao sẽ ít có khả năng sử dụng thù lao thêm hơn, do họ bị các tráichủ giám sát khắc khe hơn (Grossman và Hart (1982)) Nhìn chung, chi phí quản lý sẽcao đối với các doanh nghiệp có ít tài sản có thể cầm cố hơn, do vậy, những doanhnghiệp này có thể tự nguyện lựa chọn mức nợ cao hơn để giới hạn chi thù lao thêm.Điều này hàm ý về một mối tương quan âm giữa tỷ lệ tài sản hiện hữu và mức độ sửdụng đòn bẩy

Quy mô doanh nghiệp (SIZE): ảnh hưởng của quy mô doanh nghiệp lên mức độ sửdụng đòn bẩy cũng không thực sự rõ ràng Một mặt, theo Warner (1977) và Ang, Chua,

và McConnel (1982), chi phí phá sản thường cao hơn đối với các doanh nghiệp nhỏ.Tương tự, Titman và Wessels (1988) tranh luận rằng những doanh nghiệp lớn sẽ được

đa dạng hóa và ít có khả năng phá sản hơn Theo đó, lý thuyết đánh đổi dự đoán mộtmối quan hệ nghịch biến giữa quy mô và xác suất phá sản, tương ứng với mối quan hệthuận biến giữa quy mô và mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính Nếu sự đa dạng hóa điliền với dòng tiền bền vững thì dự đoán này cũng được chấp nhận bởi lý thuyết dòngtiền tự do của Jensen (1986) và Easterbrook (1986) Điều này cho thấy rằng quy mô cóảnh hưởng tích cực lên mức cung của nợ.Quy mô doanh nghiệp có thể được dùng làmđại diện cho sự bất cân xứng thông tin giữa nội bộ doanh nghiệp và thị trường vốn Cácdoanh nghiệp lớn thường được theo sau bởi một số lượng lớn các nhà phân tích và có

nhiểu khả năng đưa ra thị trường nhiều thông tin nhạy cảm về vốn cổ phần hơn Điềunày dẫn tới các doanh nghiệp lớn sẽ có mức nợ vay thấp hơn Theo đó, lý thuyết trật tựphân hạng dự đoán một mối quan hệ nghịch biến giữa mức độ sử dụng đòn bẩy và quy

mô doanh nghiệp, khi các doanh nghiệp lớn đưa ra được nhiều thông tin về vốn chủ sởhữu và mức nợ hơn

Cơ hội tăng trưởng (GROWTH): người ta thừa nhận rằng chi phí cho việc phát hành

nợ và chi phí xung đột giữa trái chủ và cổ đông thường cao hơn đối với các doanhnghiệp có mức tăng trưởng bền vững Do vậy, mô hình đánh đổi dự đoán các doanhnghiệp có nhiều cơ hội tăng trưởng sẽ sử dụng mức độ sử dụng đòn bẩy ít hơn, bởi vìcác doanh nghiệp này có động cơ để cho thấy rằng họ không lâm vào tình trạng thiếuhụt đầu tư hay phải thay thế tài sản Luận điểm này đã được củng cố bởi lý thuyết dòngtiền tự do của Jensen (1986), lý thuyết này dự đoán các doanh nghiệp có nhiều cơ hộiđầu tư hơn sẽ có ít nhu cầu sử dụng hiệu ứng thanh toán nợ để kiểm soát dòng tiền tự

do.7

Những kết quả thực nghiệm trước đây khá mâu thuẫn với nhau Ví dụ, Titman vàWessels (1988) tìm thấy mối quan hệ nghịch biến, trong khi Rajan và Zingales (1995)tìm thấy quan hệ thuận biến giữa mức độ mức độ sử dụng đòn bẩy và tăng trưởng.8

Thật ra, phiên bản đơn giản của lý thuyết trật tự phân hạng ủng hộ kết quả sau Nợthông thường sẽ gia tăng khi hoạt động đầu tư vượt quá mức thu nhập giữ lại và giảmkhi đầu tư ít hơn mức thu nhập giữ lại Do vậy, với cùng một mức lợi nhuận, giá trị sổsách của mức độ sử dụng đòn bẩy được dự báo cao hơn đối với các doanh nghiệp cónhiều cơ hội đầu tư hơn Tuy nhiên, ở một góc nhìn chi tiết hơn trong mô hình này, các

7 Nghiên cứu gần đây của Fama và French (2000) đã cho thấy những dự đoán về đòn bẩy tài chính trên sổ sách khi được thị trường phản ánh sẽ như thế nào Lý thuyết đánh đổi dự đoán một mối quan hệ nghịch biến giữa mức

độ đòn bẩy tài chính và các cơ hội đầu tư Bởi vì giá trị thị trường tăng trưởng theo tỷ lệ với chi phí dành cho đầu

tư nên mối quan hệ giữa số lượng các cơ hội tăng trưởng và mức độ đòn bẩy tài chính thị trường cũng là nghịch biến.

8 Những kết quả mâu thuẫn này có thể được giải thích bởi nguyên nhân là do các phép đo tăng trưởng lại có tương quan với tỷ lệ tài sản hiện hữu.

doanh nghiệp được giả định là quan tâm về chi phí tài chính trong tương lai cũng nhiềunhư với chi phí tài chính hiện tại Đặt mục tiêu cân bằng giữa chi phí hiện tại và tươnglai, một doanh nghiệp có dự báo về các cơ hội tăng trưởng lớn sẽ muốn duy trì lượng

nợ có rủi ro thấp nhằm tránh phải tài trợ cho những đầu tư tương lai bằng việc pháthành cổ phiếu hoặc từ bỏ việc đầu tư Do vậy, phiên bản chi tiết hơn của lý thuyết trật

tự phân hạng dự đoán rằng các doanh nghiệp được dự báo có nhiều cơ hội tăng trưởng

sử dụng ít đòn bẩy hiện tại hơn

Tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA): theo lý thuyết đánh đổi, chi phí đại diện, thuế vàchi phí phá sản sẽ đẩy những doanh nghiệp có lợi nhuận càng cao đến giá trị sổ sáchcủa mức độ sử dụng đòn bẩy cao hơn Thứ nhất, chi phí phá sản dự đoán sẽ giảm khikhả năng sinh lợi gia tăng Thứ hai, tính chiết khấu trong việc thanh toán lãi vay sẽthúc đẩy các doanh nghiệp tiến tới tài trợ bằng nợ Cuối cùng, theo các mô hình vềngười đại diện của Jensen và Meckling (1976), Eastbrook (1984), và Jensen (1986),mức mức độ sử dụng đòn bẩy cao hơn sẽ giúp kiểm soát vấn đề người đại diện bằngcách bắt buộc các nhà quản lý chi ra dòng tiền mặt thặng dư của doanh nghiệp nhiềuhơn Cam kết phải chi ra nhiều hơn cho các chủ nợ cho thấy mối quan hệ thuận biếngiữa mức độ sử dụng mức độ sử dụng đòn bẩy theo sổ sách và lợi nhuận của doanhnghiệp Nhận định này cũng nhất quán với giả thiết về tín hiệu của Ross’ (1977): cácnhà quản lý có thể sử dụng mức nợ cao hơn như một tín hiệu báo hiệu tương lai lạcquan cho doanh nghiệp

Ở chiều ngược lại, theo mô hình trật tự phân hạng, thu nhập cao hơn sẽ đi kèm với giátrị sổ sách của mức độ sử dụng đòn bẩy nhỏ hơn Các doanh nghiệp khi huy độngnguồn tài trợ sẽ ưu tiên cho thu nhập giữ lại trước nhất, sau đó đến vay nợ và cuối cùng

là phát hành vốn cổ phần mới Hành vi này của doanh nghiệp được lý giải bởi chi phíliên quan tới việc phát hành mới cổ phần khi có sự hiện diện của các bất cân xứngthông tin Nợ vay thông thường sẽ gia tăng khi hoạt động đầu tư đã sử dụng vượt quánguồn tài trợ từ thu nhập giữ lại, và sẽ giảm khi đầu tư nhỏ hơn nguồn tài trợ này Do

đó, mô hình trật tự phân hạng dự đoán một mối quan hệ nghịch biến giữa giá trị sổsách của mức độ sử dụng đòn bẩy và khả năng sinh lợi.9

Và một lần nữa, những kết quả thực nghiệm trước đó lại mâu thuẫn với nhau Rajan vàZingales (1995) đã tìm thấy mối quan hệ nghịch biến giữa mức độ sử dụng đòn bẩy vàkhả năng sinh lợi (ủng hộ quan điểm của thuyết trật tự phân hạng), trong khi Jensen,Solberg và Zorn (1992) tìm thấy mối quan hệ thuận biến (ủng hộ lý thuyết đánh đổi)

1.3 Các nhân tố cấu thành tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu

1.3.1 Các nhân tố thuộc về doanh nghiệp

Chúng tôi giả định rằng tốc độ điều chỉnh về cấu trúc vốn tối ưu, ký hiệu là δit, phụthuộc vào 3 nhân tố thuộc về doanh nghiệp Hai trong số chúng cũng có tác động đếnmức nợ tối ưu (GROWTH và SIZE) Nhân tố thứ ba đo lường khoảng cách giữa mức

độ sử dụng đòn bẩy trên thực tế và mức độ sử dụng đòn bẩy tối ưu (DIST) Cả 3 biến

số này được dùng để đo lường chi phí của việc thay đổi cấu trúc vốn so với chi phí duytrì một mức độ mức độ sử dụng đòn bẩy nhất định

Khoảng cách giữa mức độ sử dụng đòn bẩy thực tế và tối ưu (DIST): nếu các định phí(ví dụ chi phí pháp lí và chi phí trả cho ngân hàng đầu tư - legal fees and investmentbank fees) cấu thành phần lớn tổng chi phí cho việc thay đổi cấu trúc vốn thì các doanhnghiệp với mức mức độ sử dụng đòn bẩy gần mức tối ưu sẽ chỉ thay đổi cấu trúc vốnkhi họ đã ở đủ xa cấu trúc vốn tối ưu Theo đó, khả năng xảy ra sự điều chỉnh cấu trúcvốn là một hàm số dương biểu thị sự khác biệt tuyệt đối giữa cấu trúc vốn tối ưu vàthực tế Chúng tôi định nghĩa biến số này như sau: DIST = |LV*it – LVit|, trong đó

9 Một câu hỏi khác được đặt ra là một lần nữa liệu những dự đoán về giá trị sổ sách của đòn bẩy tài chính có được phản ánh ra giá trị thị trường của nó hay không (tham khảo Fama và French (2000)) Lý thuyết đánh đổi dự đoán rằng đòn bẩy tài chính sẽ gia tăng cùng với khả năng sinh lợi Bởi vì giá trị thị trường cũng gia tăng cùng với khả năng sinh lợi, nên không cần thiết phải có mối quan hệ thuận biến với giá trị thị trường của đòn bẩy tài chính Trái lại, lý thuyết trật tự phân hạng dự đoán rằng các doanh nghiệp có nhiều lợi nhuận và ít cơ hội đầu tư thì sẽ có ít nợ hơn Bởi vì giá trị thị trường tăng cùng với khả năng sinh lợi, quan hệ giữa giá trị thị trường của đòn bẩy tài chính và khả năng sinh lợi sẽ có tính chất nghịch biến như quan hệ giữa giá trị sổ sách của đòn bẩy tài chính và khả năng sinh lợi.

LV*it là giá trị hợp lý ước lượng từ phép hồi quy cố định các ảnh hưởng của tỷ lệ nợ

của doanh nghiệp i lên các nhân tố cấu thành cấu trúc vốn tại thời điểm t.

Nếu chi phí cố định của việc điều chỉnh cấu trúc vốn cao, doanh nghiệp sẽ tránh tiếpcận thị trường vốn và sử dụng chính sách cổ tức nhằm điều chỉnh đến mức độ mức độ

sử dụng đòn bẩy tối ưu Trực giác cho thấy rằng chi phí cho việc tiến hành các chínhsách cổ tức dưới mức tối ưu sẽ gia tăng cùng với độ lớn của giá trị tuyệt đối giữa mứcmức độ sử dụng đòn bẩy tối ưu và mức mức độ sử dụng đòn bẩy thực tế Do vậy, nếucác doanh nghiệp lựa chọn chính sách điều chỉnh nội bộ thay vì sử dụng các phương ántài trợ bên ngoài thì mối quan hệ giữa DIST và tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn sẽ lànghịch biến Làm rõ hai lý thuyết trên là một vấn đề thực nghiệm

Cơ hội tăng trưởng (GROWTH): các doanh nghiệp tăng trưởng sẽ dễ dàng thay đổi cấutrúc vốn bằng cách lựa chọn giữa rất nhiều các nguồn tài trợ thay thế Một doanhnghiệp không tăng trưởng chỉ có thể thay đổi cấu trúc vốn bằng cách chuyển đổi giữa

nợ và vốn cổ phần, hay ngược lại Điều này có thể dẫn tới những tín hiệu tiêu cực chocác nhà đầu tư do sự bất cân xứng thông tin và làm giảm giá trị doanh nghiệp Ngượclại, một doanh nghiệp đang tăng trưởng có thể dễ dàng thay đổi cấu trúc vốn của nóbằng cách thay đổi thành phần của nguồn tài trợ mới Thậm chí khi đặt dưới sự bất cânxứng thông tin giá trị doanh nghiệp vẫn có thể không thay đổi vì tác động tích cực từcác cơ hội tăng trưởng Theo đó, chúng tôi dự đoán một mối quan hệ thuận biến giữaGROWTH và tốc độ điều chỉnh

Quy mô doanh nghiệp (SIZE): nếu thay đổi cấu trúc vốn liên quan đến các chi phí cốđịnh lớn, các chi phí này sẽ tương đối nhỏ đối với các doanh nghiệp lớn và do vậy,chúng sẽ có khả năng điều chỉnh những sai lệch so với cấu trúc vốn tối ưu Hơn nữa,bởi vì các doanh nghiệp lớn thường được phân tích kĩ càng hơn, sẽ có nhiều thông tin

về chúng được công bố rộng rãi, điều này hàm ý đến khả năng tiếp cận tốt hơn đến nợvay và vốn cổ phần, cũng như giảm thiểu các chi phí trước mắt do sự bất cân xứng

thông tin gây ra Vì vậy chúng tôi dự đoán một mối quan hệ thuận biến giữa SIZE vàtốc độ tăng trưởng.

1.3.2 Các nhân tố kinh tế vĩ mô

Banjeree, Heshmati, và Wihlborg (2000) và Loof (2003) tranh luận rằng ngoài nhữngnhân tố đặc thù của doanh nghiệp còn có một vài nhân tố kinh tế khác có ảnh hưởngđến tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn Họ đã thêm vào biến giả thời gian để ghi nhậnnhững ảnh hưởng này theo cách đơn giản nhất Chúng tôi cũng đưa thêm vào phân tíchthực nghiệm của mình một vài biến số kinh tế vĩ mô và đo lường ảnh hưởng của chúnglên tốc độ điều chỉnh Đặc biệt, chúng tôi kiểm định giả thiết được đưa ra bởiHackbarth, Mial, và Morellec (2004) cho rằng tốc độ điều chỉnh phụ thuộc vào chu kìcủa nền kinh tế Họ tranh luận rằng tốc độ điều chỉnh trong thời kì bùng nổ kinh tế sẽcao hơn trong thời kì suy thoái Chúng tôi thêm vào những biến số phổ biến phản ánhchu kỳ kinh tế, nghĩa là các biến số này thường được chấp nhận là có liên quan tới tìnhtrạng hiện tại hay tương lai của nền kinh tế, để phản ánh biến động theo thời gian lên

hệ số điều chỉnh mục tiêu Các nhân tố kinh tế vĩ mô sau đây được giả thiết là có tácđộng lên tốc độ điều chỉnh: chệnh lệch kỳ hạn (TERM), lãi suất trong ngắn hạn(ISHORT), chênh lệch rủi ro thanh toán(DEF), và chênh lệch TED (TED)

Chênh lệch kì hạn (TERM) và lãi suất ngắn hạn (ISHORT): chênh lệch kì hạn (nghĩa là

độ dốc trong cấu trúc kì hạn của lãi suất) thường được cho là nhân tố dự báo chu kìkinh tế trong tương lai (tham khảo Harvey, 1991; Estrella và Hardouvelis, 1991).Người ta chấp nhận rộng rãi rằng theo lý thuyết một mức chênh lệch kỳ hạn cao (thấp)

sẽ là chỉ báo cho mức triển vọng tốt (xấu) của nền kinh tế Hiệu ứng dãn đều tiêu dùng

sẽ tạo ra nhu cầu đối với bảo hiểm hoặc các quỹ dự phòng, và thay thế các loại tráiphiếu với kỳ đáo hạn khác nhau một cách tự nhiên Nếu nền kinh tế đang trong giaiđoạn tăng trưởng, và có dự đoán tăng trưởng chậm lại, các nhà đầu tư sẽ lập dự phòngbằng cách mua các tài sản mang lại khả năng sinh lợi khi nền kinh tế đi xuống trongtương lai Ví dụ, họ có thể mua trái phiếu chính phủ dài hạn và cùng lúc đó bán các trái

phiếu ngắn hạn sử dụng cho mục đích dự phòng Nếu nhiều nhà đầu tư đều làm nhưvậy, giá cả của trái phiếu dài hạn sẽ tăng, làm giảm lợi tức của loại trái phiếu này Ởchiều ngược lại, áp lực bán các trái phiếu ngắn hạn sẽ làm hạ giá và tăng lợi tức loạitrái phiếu này Kết quả của hoạt động này là cấu trúc kỳ hạn của lãi suất đã bị làmphẳng hay thậm chí bị đảo ngược Chen (1991) tìm thấy rằng một chênh lệch kỳ hạntrên mức trung bình dự báo rằng tổng sản phẩm quốc nội sẽ tiếp tục gia tăng trong 4hay 6 quý nữa Dựa trên những dự đoán trong nghiên cứu của Hackbarth, Mial vàMorellec (2004), chúng tôi cho rằng sự điều chỉnh trong thời kì bùng nổ kinh tế sẽ diễn

ra nhanh hơn trong thời kỳ trì trệ, nghĩa là, hệ số đặc trưng cho sự tương tác giữa độ trễtrong mức độ sử dụng đòn bẩy và TERM mang dấu dương

Baker và Wurgler (2002) ghi nhận rằng cấu trúc vốn là kết quả tích lũy của những nỗlực trong quá khứ nhằm chọn đúng thời điểm phát hành vốn cổ phần Một cấu trúc kỳhạn có độ dốc dương là một chỉ báo cho việc mở rộng kinh tế và kỳ vọng cao về tăngtrưởng thực, nó còn hàm ý việc gia tăng giá trị của thị trường chứng khoán và do vậy,

sẽ có nhiều doanh nghiệp nỗ lực phát hành vốn cổ phần hơn để khai thác kịp thời “các

ô cửa cơ hội” này Cũng với hướng đi này, khảo sát của Graham và Harvey (2001) chothấy các daonh nghiệp phát hành nợ ngắn hạn nhằm đạt được mức lãi suất thị trườngthuận lợi nhất Các doanh nghiệp này vay nợ khi họ cảm thấy rằng lãi suất ngắn hạnđang thấp tương đối so với lãi suất dài hạn Ít nhất, trong tình trạng kinh tế bình thườngthì lãi suất ngắn hạn thấp đi liền với cấu trúc kỳ hạn của lãi suất có độ dốc Thêm vào

đó, viễn cảnh tốt đẹp hơn sẽ dẫn tới gia tăng trong dòng tiền trong hoạt động sản xuất

Do vậy, thậm chí nếu doanh nghiệp không tiếp cận với thị trường vốn để tìm kiếmnguồn tài trợ bên ngoài, sự gia tăng trong lợi nhuận từ hoạt động sản xuất kinh doanh

đủ cho phép doanh nghiệp điều chỉnh cấu trúc vốn của mình bằng cách thay đổi chínhsách cổ tức Phát hiện này đã củng cố giả thiết của chúng tôi về một mối quan hệ thuậnbiến giữa TERM và tốc độ điều chỉnh Cũng theo hướng đó, chúng tôi dự đoán mộtmối quan hệ nghịch biến giữa ISHORT và tốc độ điều chỉnh về mức tối ưu

Trong phân tích thực nghiệm này, chúng tôi sử dụng lãi suất tiền gửi đồng Dollar Mỹ ởnước ngoài có kỳ hạn 3 tháng (Eurodollar deposit rate) đối với francs Thụy Điển làmlãi suất ngắn hạn Chênh lệch kỳ hạn là chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi của trái phiếuchính phủ Thụy Sĩ dài hạn (với kỳ hạn từ 5 năm trở lên) và lãi suất tiền gửi đồngDollar Mỹ ở nước ngoài trong kỳ hạn 3 tháng.

Chênh lệch rủi ro thanh toán (DEF) và chênh lệch TED (TED): chênh lệch rủi ro thanhtoán (DEF) được tính toán như là sự khác biệt giữa tỷ suất sinh lợi trái phiếu doanhnghiệp có thứ hạng thấp (BAA) và trái phiếu doanh nghiệp có thứ hạng cao (AAA) cócùng kỳ hạn Chúng tôi tin rằng biến số này sẽ phản ánh rủi ro thanh toán toàn cầu.Đặc biệt, nó có thể được xem như là chỉ báo cho tình trạng sức khỏe hiện tại của nềnkinh tế Tương tự như vậy, chênh lệch TED (TED), được định nghĩa là sự khác biệtgiữa lãi suất tiền gửi đồng Dollar Mỹ ở nước ngoài kỳ hạn 3 tháng và tỷ suất sinh lợitrái phiếu chính phủ Mỹ có kỳ hạn 90 ngày, có thể được xem như một phần bù rủi ro

“chính trị” phản ánh những rào cản hiện có hay sẽ có đối với đầu tư quốc tế (tham khảoFerson và Harvey, 1993) Sự khác biệt trong tỷ suất sinh lợi gia tăng khi rủi ro sụp đổcủa hệ thống tài chính toàn cầu tăng Với quan điểm của mình, chúng tôi dự đoán mộtmối quan hệ nghịch biến giữa tốc độ điều chỉnh và độ lớn của chênh lệch rủi ro thanhtoán và chênh lệch TED

2 Dữ liệu

Một cách tổng quát, mẫu dữ liệu chúng tôi chọn nhắm vào 253 doanh nghiệp thuộc chỉ

số SPI (Swiss Performance Index) Tuy nhiên, mẫu dữ liệu vẫn cần có một số điềuchỉnh phù hợp Thứ nhất, chỉ số SPI bao gồm một số lượng lớn các tổ chức tài chính

Do các ngân hàng và công ty bảo hiểm chịu sự chi phối của các bộ luật và qui định đặcthù theo pháp luật của Thụy Sĩ, mức độ đòn bẩy của chúng chịu nhiều ảnh hưởng từcác nhân tố phi kinh tế Theo Rajan và Zingales (1995), chúng tôi loại bỏ tất cả cácdoanh nghiệp được xếp loại “các tổ chức tài chính” theo cách phân loại của SWX

(Swiss Exchange) và tập trung chủ yếu vào các doanh nghiệp phi tài chính Thứ hai,chúng tôi không thể thu thập các dữ liệu cần thiết cho một số lượng lớn các doanhnghiệp nhỏ trong chỉ số SPI Những điều chỉnh này gây ra sự mất cân xứng trong dữliệu của 90 doanh nghiệp giai đoạn 1991-200110 Tất cả dữ liệu đều được lấy từ kho dữliệu của Worldscope.

Không nói đến các lý thuyết mâu thuẫn lẫn nhau về cấu trúc vốn, thậm chí ta không cómột định nghĩa học thuật rõ ràng thế nào là “đòn bẩy” Tùy theo mục tiêu phân tích mà

ta có một cách định nghĩa khác nhau Tiếp bước nghiên cứu Rajan và Zingales (1995),chúng tôi vận dụng hai định nghĩa khác về đòn bẩy Định nghĩa đầu tiên và rộng nhất

về đòn bẩy: là tỉ số giữa tổng khoản nợ phải trả (không bao gồm vốn chủ sở hữu) trêntổng tài sản, ký hiệu là LVLTA; có thể được xem như là những gì còn lại cho cổ đôngnếu như doanh nghiệp buộc phải thanh lý tài sản Tuy nhiên, định nghĩa này lại gặpphải vấn đề Thứ nhất, nó không cho thấy chỉ báo tốt về rủi ro mất khả năng thanhtoán của doanh nghiệp trong tương lai gần Thứ hai, do tổng nợ phải trả bao gồm cả tàikhoản phải trả người bán, tài khoản thường được dùng cho mục đích lưu thông nhiềuhơn là tài chính, nên có vẻ nó đã phóng đại mức độ sử dụng đòn bẩy Cuối cùng, cách

đo lường đòn bẩy này có nhiều khả năng bị tác động bởi các quỹ dự trữ, chẳng hạn nhưtiền nợ lương hưu11

Một định nghĩa khác thay thế, và có khả năng thích hợp hơn, là tỷ số giữa nợ vay cóphát sinh lãi trên tổng nguồn vốn, với tổng nguồn vốn bằng nợ vay cộng với vốn chủ

sở hữu, ký hiệu là LVDC Cách đo lường đòn bẩy này xem xét khía cạnh “thuê nguồnvốn” và do vậy, là cách thể hiện tốt nhất ảnh hưởng của các quyết định tài chính trong

10 Drobetz and Fix (2003) nghiên cứu bộ dữ liệu lớn hơn (mang tính cân xứng) của các doanh nghiệp Thụy Sĩ trong giai đoạn ngắn hơn 1997 – 2001 Tuy nhiên, để có cái nhìn rõ hơn về quá trình điều chỉnh, điều mà chúng tôi muốn tập trung chủ yếu trong phân tích của mình, chúng tôi sử dụng mẫu dữ liệu có thời gian dài hơn, mặc dù

có ít doanh nghiệp hơn.

11 Riêng ở Thụy Sĩ thì điều này không gây ảnh hưởng nghiêm trọng vì tiền nợ lương hưu sẽ không cần thiết hạch toán vào bản cân đối kế toán Trái với hầu hết các nước châu Âu khác, tiền lương hưu được quản lý ở một tài khoản riêng rẽ.