Lý thuyết trật tự phân hạng và lý thuyết định thời điểm tham gia thị

V. CÁC LÝ THUYẾT CẤU TRÚC VỐN KHÁC

5.1. Lý thuyết trật tự phân hạng và lý thuyết định thời điểm tham gia thị

trường: bằng chứng hồi quy

Các tác giả đi trước đã tiến hành ước lượng các mô hình mà trong đó, sự thâm hụt tài chính (trật tự phân hạng) hoặc tổng tỉ lệ giá thị trường-trên-sổ sách quá khứ gia quyền (weighted sum of past market-to-book ratios) (market timing) cạnh tranh với các biến tương ứng với lý thuyết đánh đổi. Ý tưởng chính ở đây là những biến số ứng với lý thuyết “đúng” thì có ý nghĩa quan trọng hơn so với các biến số cạnh tranh còn lại. Frank và Goyal (2003) giải thích rằng:

Lý thuyết trật tự phân hạng ám chỉ rằng thâm hụt tài chính có khả năng vô hiệu hóa ảnh hưởng của các biến còn lại. Nhưng nếu thâm hụt tài chính chỉ là một trong những yếu tố mà công ty đánh đổi thì chúng tôi thu được một phiên bản phổ biến của lý thuyết đánh đổi. (p.129)

Baker và Wugler (2002) cũng có những tuyên bố tương tự, đặc biệt trong bảng 3 của họ.

Hành vi trật tự phân hạng cũng chỉ ra rằng thâm hụt tài chính của công ty giải thích những thay đổi đồng thời trong tỷ lệ nợ tính theo giá sổ sáchcủa nó. Chúng tôi kiểm

định quan điểm này bằng cách đánh giá 1 giá trị sổ sách tương tự với mô hình gốc của chúng tôi trong phương trình (4):5

Với:

 BDR là tỉ lệ (nợ ngắn hạn + nợ dài hạn) trên tổng tài sản

 FINDEF là thiếu hụt tài chính. Trong Bảng 2, Frank và Goyal (2003) xác định FINDEF bằng công thức: (cổ tức chi trả (dividend payments) + đầu tư + thay đổi trong vốn luân chuyển (working capital) – dòng tiền nội bộ(internal cashflow))/(tổng tài sản).

Baker và Wugler (2002) khẳng định rằng các nhà quản lý phát hành các chứng khoán được đánh giá tương đối quá cao, các chứng khoán này có thể là nợ (khi tỉ lệ q của doanh nghiệp thấp) hoặc vốn cổ phần (khi q cao).Họ xây dựng một tỉ lệ giá trị sổ sách/thị trường quá khứ “bình quân gia quyền theo nguồn tài trợ bên ngoài”, và họ phát hiện tỉ lệ này tương quan với với tỉ lệ nợ sổ sách trong một thời kỳ dài, có thể lên đến 10 năm. Chúng tôi kiểm định giả thuyết này bằng cách ước lượng hàm hồi quy sau cho mức BDR:

, = ( β) , − (1 − ) , + _ , + , (8)

Với MB_EFWA là tỷ lệ giá trị sổ sách/thị trường quá khứ bình quân gia quyền theo nguồn tài trợ bên ngoài của doanh nghiệp, được xác định trên 12 của Baker và Wugler (2002).

5

Sự thiên lệch liên quan đến việc đưa biến phụ thuộc có độ trễ vào hàm hồi quy bảng áp dụng với (7) và (8) cũng như đã làm với (4).Trong những trường hợp này, chúng tôi củng cố (instrument) cho BDR có độ trễ bằng cách sử dụng MDR có độ trễ của công ty.

Trong cả hai hàm hồi quy (7) và (8), câu hỏi đặt ra là liệu MB_EFWA hay FINDEF có ảnh hưởng đến các hệ số ước lượng của Xi,thoặc biến phụ thuộc trễ hay không. Để thiết lập cơ sở cho hồi quy BDR, cột đầu tiên của Bảng 5 trình bày kết quả giải thích BDR với chỉ với các biến Xt,i chuẩn của chúng tôi (bao gồm các ảnh hưởng cố định của công ty), biến giả năm, và các biến phụ thuộc trễ. Mô hình điểu chỉnh từng phần rất phù hợp với BDR: các hệ số hồi quy của biến phụ thuộc ngụ ý 1 sự điều chỉnh nhanh (36,1% mỗi năm) và các biến giải thích đòn bẩy mục tiêu mang hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với tín hiệu chính xác. Bổ sung giá trị thị trường/sổ sách bình quân gia quyền theo nguồn tài trợ bên ngoài theo Baker & Wurgler’s (2002)trong cột 2 làm giảm nhẹ tốc độ điều chỉnh ước lượng được (từ 36.1% còn 34.2% ). Các hệ số hồi quy khác về cơ bản vẫn không đổi, ngoại trừ hệ số MB đơn giản mất ý nghĩa thống kê. Biến của Baker và Wugler (2002) đạt mức ý nghĩa biên tốt nhất (p-value = 0,093, kiểm định 2 đầu), có thể là do hiệu ứng thị trường-trên-sổ sách bị chia làm hai biến (Hovakimian, 2003).

Mô hình ở cột (3) giải thích sự thay đổi của BDRtheo các thay đổi trong bộ biến giải thích chuẩn của chúng tôi và thâm hụt tài chính của công ty. Hệ số của FINDEF là dương có ý nghĩa (thống kê t = 9.96), nhưng cơ bản không làm thay đổi tín hiệu của những biến khác cũng như mức ý nghĩa. Do đó, những áp lực của trật tự phân hạng dường như chỉ là một bộ phận của “phiên bản tổng quátcủa lý thuyết đánh đổi” (Frank và Goyal (2003), p.129), chứ không phải là một nhân tố xác định duy nhất của đòn bẩy tài chính.

Tiếp theo, chúng tôi sẽ đưa cả hai biến MB_EFWA và FINDEF vào cùng một mô hình hồi quy. Đây có lẽ là một mô hình không phù hợp bởi vì MB_EFWA có ý giải

thíchmức BDR, trong khi đó, FINDEF ảnh hưởng đến thay đổi trong BDR.Tuy nhiên,

những hệ số ước lượng trong cột (4) tương tự những giá trị trong cột (2) và (3), và những biến đánh đổi vẫn giữ giá trị bình thường của chúng.

Mặc dù cả hai lý thuyết trật tự phân hạng và Market timing áp dụng cho tỉ lệ nợ theo giá sổ sách, cột (5) – (7) của bảng 5 kết hợp MB_EFWA và FINDEF vào hàm hồi quy

giải thích tỉ lệ nợ theo giáthị trường. Biến Market timing (MB_EFWA) trong cột (5)

hiện tại mang một hệ số có ý nghĩa và tín hiệu đúng(đúng dấu). Như trong cột (2), biến MB đơn giản 1 lần nữa bị mất ý nghĩa. Kết luận của trật tự phân hạng trong cột (6) lặp lại kết quả cho ΔBDR trong cột (3): FINDEFmang một hệ số dương có ý nghĩa nhưng không làm thay thế những biến liên quan với lý thuyết đánh đổi trong hàm hồi quy. Một lần nữa, bổ sung những biến cạnh tranh nhau của các lý thuyết trong cột (7) mang lại những hệ số có ý nghĩa mà cơ bản không làm thay đổi những hệ số ước lượng của những biến đánh đổi hay điều chỉnh từng phần.

Bảng 5

Giải thích tỉ lệ nợ sổ sách của lý thuyết trật tự phân hạng và Market timing

Trong cột (1) (2) và (4) chúng tôi ước lượng hàm hồi quy giải thích cho tỉ lệ nợ sổ sách của công ty:

, = ( β) , + (1 − ) , + , + ,

Trong cột (4), chúng tôi ước lượng hàm hồi quy giải thích những thay đổi trong tỉ lệ nợ sổ sách của công ty:

Δ , = ( β) , + , + , + ,

Trong cột (5) và (7) chúng tôi ước lượng mô hình hồi quy gốc giải thích tỉ lệ nợtheo giá thị trường của công ty:

, = ( β) , − (1 − ) , + , + , (4)

Trong cột 6 chúng tôi ước lượng hàm hồi quy giải thích những thay đổi trong tỉ lệ nợ theo giá thị trường của công ty:

Δ , = ( β) , − , + , + ,

Ô B của bảng 5 đánh giá mức ý nghĩa về mặt kinh tế của mô hình đánh đổi, trật tự phân hạng và Market timing bằng cách so sánh khả năng giải thích biến động trong

tính được rằng, một sự thay đổi trong đòn bẩy mục tiêu (BDR*) bằng một độ lệch chuẩn thì làm thay đổi BDR (ngắn hạn) tương ứng bằng 0.0617, bằng khoảng 1/3 sai lệch chuẩn của nó (0,1925). Ngược lại, thay đổi MB_EFWA bằng một độ lệch chuẩn làm giảmBDR đi 0.0014 (ít hơn 1% độ lệch chuẩn của nó).Hệ số sử dụng ở đây được ước lượng từ cột (3) của ô A, một thay đổi bằng một độ lệch chuẩn trong BDR* làm

thay đổi 0.0711, trong khi một sự thay đổi tương tự trong FINDEFảnh hưởng

chỉ bằng 0.0047. Vậy nên những biến động trong đòn bẩy mục tiêu dường như quan trọng hơn việc định giá sai hay thâm hụt tài chính trong việc giải thích tỉ lệ nợ sổ sách. Những đánh giá tương tự của ba lý thuyết cấu trúc vốn cũng được trình bày trong 2 cột cuối cùng của ô B, dựa trên các hồi quy ở cột (5) và (6) của ô A. Một lần nữa, tỉ lệ đòn bẩy mục tiêu giải thích rõ hơn những biến động trong tỉ lệ nợ thị trường so với những biến của Market timing hay trật tự phân hạng.

Mặc dù lý thuyết trật tự phân hạng và Martket timing đều có đóng góp vào hàm hồi quy, nhưng chúng tôi kết luận rằng không có lý thuyết nào có thể thay thế cho mô hình điều chỉnh cục bộ hướng đến tỉ lệ nợ mục tiêu của chúng tôi. Hành vi hướng đến mục tiêu phù hợp với lý thuyết đánh đổi dường như giải thích được phần lớn những quan sát về cấu trúc vốn.

5.2. Hướng tới đòn bẩy muc tiêu và ḍ ự trữ khả năng vay nợ:

Lemmon và Zender (2004) (LZ) đề xuất phiên bản bổ sung của lý thuyết trật tự phân hạng, trong đó mỗi công ty có một “khả năng vay nợ”, hoặc một đòn bẩy đạt được tối đa. Về mặt thực nghiệm, khả năng vay nợ này phụ thuộc vào một loạt những đặc trưng của doanh nghiệp, mà các đặc trưng này có thể phần nào trùng với những yếu tố tác động đến đòn bẩy mục tiêu của chúng tôi. Như hình 1, LZ phân loại công ty thành “ít sử dụng đòn bẩy” hoặc “lạm dụng đòn bẩy” liên quan đến khả năng vay nợ ước lượng được. Họ cho rằng những công ty lạm dụng đòn bẩy không còn cách nào khác ngoài việc phải làm giảm đòn bẩy vì không thể vay thêm nợ ở ngoài thị trường. Tuy nhiên,

LZ quan sát thấy lý thuyết đánh đổi và trật tự phân hạng có những ám chỉ ngược lại đối với những công ty ít sử dụng đòn bẩy (tứ phân vị 4 trong minh họa 1 của chúng tôi). Lý thuyết đánh đổi dự đoán rằng những công ty ít sử dụng đòn bẩy sẽ di chuyển đến đòn bẩy mục tiêu của mình (mức cao hơn) bằng cách phát hành nợ (nếu

FINDEF> 0) hoặc bằng thu hồi cổ phần (retiring equity) (nếu FINDEF<0). Ngược

lại, lý thuyết trật tự phân hạng của LZ cho rằng các công ty này sẽ “dự trữ” khả năng

vay nợ nếu FINDEF<0 bằng cách sử dụng tiền mặt dư thừa riêng cho việc thu hồi nợ

đang phát hành.

Bảng 6 xét đến sự tác động của FINDEF đến đòn bẩy đối với các công ty lạm dụng

đòn bẩy nhất (và ít sử dụng đòn bẩy nhất) được xác định trong bảng 1.Chúng tôi chỉ trình bày chi tiết mặt trái của bảng 6 mà trong đó bao gồm các giá trị trung bình.Mặt phải của bảng trình bày các trung vị, cũng cho ra kết quả tương tự.Được xét đến đầu tiên là những công ty “lạm dụng đòn bẩy ở mức cao nhất”. Hàng (1) chỉ ra rằng đòn bẩy quá mức không dao động mạnh với thâm hụt tài chính của giai đoạn tiếp theo đó. Như LZ dự đoán, thay đổi trong BDR của năm tiếp theo (hàng (2)) là âm cho cả 3 nhóm. Tuy nhiên, không phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng, BDR giảm một phần

tương tựqua khoảng rộng các giá trị của FINDEF. LZ lưu ý rằng “bằng chứng” chống

lại lý thuyết trật tự phân hạng này xuất hiện có thểđơn giản chỉ vì thị trường tài chính không còn muốn cho các công ty có mức đòn bẩy cao vay thêm nữa.

Ngược lại, những công ty ít sử dụng đòn bẩy trong hàng (4) – (6) có thể tự do phát hành thêm nợ. Dưới dạng lý thuyết trật tự phân hạng của LZ, những biến động trong

FINDEF sẽ tạo ra những lượng nợ mới khác nhau và sau đó là những mức tăng khác

nhau rõ rệt trong đòn bẩy về cơ bản. Nhưng chúng tôi phát hiện ra rằng cả ba nhóm

FINDEF trong hàng (5) tăng BDR của chúng cùng một lượng xấp xỉ. Nhưng điều quan trọng nhất ở đây là, trong khi những công ty “FINDEF thấp” trong Tứ phân vị 4 có cơ hội để dùng dòng tiền vào ròng của mình (FINDEF = -6,32%) để thu hồi một

này chọn cách tăng đòn bẩy – một quyết định phù hợp với lý thuyết đánh đổi chứ không phải lý thuyết trật tự phân hạng, khi mà lý thuyết trậ tự phân hạng cho rằng những công ty ít sử dụng đòn bẩy nên dự trữ khả năng dự trữ nợ của mình.

Bảng 6

Nỗ lực hội tụ về mục tiêu của các doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy dưới mức.

Bảng này thể hiện 2 cách sắp xếp các quan sát mẫu của chúng tôi. Cách sắp xếp đầu tiên theo tứ phân vị dựa trên khoảng cách so với đòn bẩy mục tiêu (MDR*) mà đòn bẩy mục tiêu được ước lượng từ mô hình (7) trong bảng 2. Trong mỗi tứ phân vị, các công ty tiếp tục được chia thành các thập phân vị dựa trên giá trị thâm hụt tài chính (FINDEF) mà FINDEF được định nghĩa như trong bảng 5.

5.3. Giải thích cơ chế giá chứng khoán

Welch (2004) không tìm thấy bằng chứng hướng đến mục tiêu nào, nhưng kết luận

rằng các nhà quản lý chịu đựng một cách bị động hầu hết những thay đổi trong MDR,

bắt nguồn từ những giao động giá cổ phần. Những kết luận trên dựa vào hàm hồi quy sau:

, = + , + , + ,

, là tỷ lệ nợ ngụ ý bằng với , /( , + , , 1 + , ). Lưu ý rằng IDR là

các ảnh hưởng mang tính cơ chế của các thay đổi giá chứng khoán đến đòn bẩy, giả

định rằng những nhà quản lý sẽ không thay đổi Dthoặc St trong giai đoạn kế tiếp. Biến , là mức tăng giá (thực) thu được của cổ phiếu công ty i trong giai đoạn giữa t

và t+1, và a0, a1và a2 là các thông số cần ước lượng (hệ số chặn, a0, đôi khi bị bỏ qua). Kết luận chính của Welch (2004) được rút ra từ những giới hạn không rõ ràng và không phù hợp đối với quá trình điều chỉnh của doanh nghiệp trong phương trình (9). Để hiểu được những giới hạn này, chúng tôi điều chỉnh mô hình gốc trong phương trình (4) để cho phép xảy ra khả năng các nhà quản lý phần nào phản ứng với những ảnh hưởng của việc thay đổi giá chứng khoán đối với đòn bẩy, Chúng tôi bắt đầu bằng cách gia tố mô hình điều chỉnh cơ bản của mình trong phương trình (3) như sau6:

. − , = ∗, − , + (1 − )( ℎ ) +

, (10)

Với λ2 là tốc độ điều chỉnh đến ảnh hưởng của giá cố phần. Phương trình (10) nói rằng thay đổi của tỷ lệ nợ nhận thấy được bằng tổng sự dịch chuyển từng phần đến đòn bẩy mục tiêu ( ∗, − , ) và phần ảnh hưởng của giá cổ phần không được bù

đắp trong năm ((1 − )( ℎ )). Chúng tôi đo lường “ảnh hưởng của

giá cổ phần” như là thay đổi trong MDR chỉ do thay đổi trong giá cổ phần gây ra, nghĩa là:

(11)

6

Marcus (1983) cũng đã đưa vào hiệu ứng giá riêng biệt (separate share price effect) vào mô hình của mình.

Thay (11) vào (10) ta có:7

Mô hình trong phương trình (12) có 2 đặc điểm quan trọng. Đầu tiên, việc phát hiện

=0 không có nghĩa là các nhà quản lý không bao giờ điều chỉnh MDR để đối phó với

những thay đổi trong giá cổ phần. Ảnh hưởng còn lại của thay đổi giá cổ phần trong

thời kỳ (t, t+1) được đưa vào trong MDR trễ của kỳ tiếp theo và do đó, bù trừ với một

tỉ lệ hằng năm , trong các năm sau cú sốc giá đầu tiên. Thứ hai, cả hai biến SPE và

biến phụ thuộc đều chứa giá trị (thực) thu được của , , mà điều này làm lệch hệ số

của SPE về 1(biases the coefficient on SPE toward unity). Do đó chúng tôi ước lượng (10) bằng cách sử dụng biến công cụ cho SPE.8

Định nghĩa của SPE (11) ám chỉ rằng:

(11a)

Thay (11a) vào (12) cho ra mô hình của Welch trong chú giải của chúng tôi:

(13)

Phương trình (13) nói trên và mô hình gia tố của chúng tôi (12) chỉ ra rằng mô hình của Welch (2004) có thể giải thích như sau:

7

Việc thay thế mô hình cơ sở của chúng tôi (5) bằng (7) không có ảnh hưởng quan trọng nào đối với những kết luận đưa ra trong bài nghiên cứu này

8

Chúng tôi cảm ơn Yakov Amihud vì đã chỉ ra vấn đề kinh tế lượng này. Chúng tôi hối quy SPE bằng hàm hồi quy của những biến được thiết lập sơ bộ và doanh thu thu được theo trung bình của công ty trong cùng ngành. Trong kết quả không được trình bày, chúng tôi tìm ra rằng sự thất bại trong việc củng cố (instrument) cho SPE sinh ra một giá trị ước lượng là 0.06 cho lamda2, so với 0.029 chúng tôi báo cáo trong cột cuối cùng của bảng 7. Thêm SPE vào mô hình gốc của chúng tôi chỉ có một tác động nhỏ đối với những ước lượng của lamda1 và hệ số của β.

(a)Sử dụng bội số của (a0 + a1MDRi,t) làm đòn bẩy mục tiêu của công ty. Điều này có

nghĩa rằng cú sốc giá chứng khoán hoàn toàn chấp nhận được đối với công ty sau 1

năm, khi mà cú sốc này được chuyển vào giá trị MDR trễ.

(b)Sử dụng MDRi,tnhư là điểm bắt đầu điều chỉnh, như chúng tôi làm. Điều này ám

chỉ rằng a2 = (1- ).

(c)Giới hạn MDR vàSPE để có cùng một hệ số (a2). Nghĩa là, những nhà quản lý phản ứng nhanh như nhau đối với những sai lệch dự tính và bất ngờ trong đòn bẩy so với mục tiêu.

Bảng 7 báo cáo các kết quả ước lượng vài phiên bản của (12) và (13). Cột (1) lặp lại mô hình của Welch (2004) với số liệu của chúng tôi. Sử dụng phương pháp luận của