TRƯỜNG ĐẠI HỌC
KINH TẾ TP.HCM
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


MỤC LỤC


3

PHẦN I: BÀI NGHIÊN CỨU CỦA WOLFGANG DROBETZ VÀ
GABRIELLE WANZENRIED – WHAT DETERMINES THE SPEED
OF ADJUSTMENT TO THE TARGET CAPITAL STRUCTURE?
Tóm tắt
Chúng tôi sử dụng mô hình điều chỉnh động và phương pháp dữ liệu bảng để điều tra
những yếu tố quyết định đến cấu trúc vốn tối ưu thay đổi theo thời gian. Vì những công
ty có thể tạm thời lệch khỏi cấu trúc vốn tối ưu khi có chi phí điều chỉnh, nên chúng tôi
cũng xây dựng các biến nội sinh cho quá trình điều chỉnh. Cụ thể, chúng tôi phân tích
những ảnh hưởng của những yếu tố đặc thù công ty cũng như những yếu tố vĩ mô tác
động lên tốc độ điều chỉnh trở về đòn bẩy mục tiêu. Mẫu của chúng tôi gồm bảng dữ
liệu 90 công ty Thụy Sĩ từ 1991 đến 2001. Chúng tôi thấy rằng các công ty có tốc độ
tăng trưởng nhanh và có độ lệch khỏi cấu trúc vốn mục tiêu lớn sẵn lòng điều chỉnh

cấu trúc vốn hơn. Kết quả của chúng tôi cũng cho thấy mối tương quan thú vị giữa tốc
độ điều chỉnh và những biến số phổ biến của chu kì kinh tế. Ví dụ, tốc độ điều chỉnh
nhanh hơn khi chênh lệch kì hạn lớn hơn – với chênh lệch kì hạn lớn hàm ý triển vọng
kinh tế tốt.

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


4

công ty Thụy Sĩ trong giai đoạn 1991-2001. Nguyên nhân thứ hai và thậm chí quan
trọng hơn, những kiểm định ban đầu về lý thuyết cấu trúc vốn có nhiều thiếu sót và có
thể 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 tế
đại diện cho đòn bẩy tối ưu của công ty. Ví dụ, Titman và Wessels (1988) với bộ dữ
liệu của Mỹ và Rajan và Zingales (1995) với bộ dữ liệu quốc tế, đều thấy rằng đòn bẩy
tài chính liên quan đến đặc điểm cụ thể từng công ty, chẳng hạn như lợi nhuận, cơ hội
đầu 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 việc
giải thích sự khác biệt quan sát được trong tỷ lệ nợ, mà là sự khác biệt trong tỷ lệ nợ
trên 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 nhiều
vấn đề .. Khi có sự hiện diện của chi phí điều chỉnh, các công ty có thể sẽ ít tốn chi phí
hơn khi không điều chỉnh hoàn toàn về các mục tiêu của họ, ngay cả khi họ nhận ra
rằng 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 chỉnh
linh 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 của
Đức/Thụy Sĩ, cung cấp bằng chứng về việc các nhà quản lý tìm kiếm một tỷ lệ nợ trên
vốn 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 sự
linh 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 đổi
khác, các công ty có thể tạm thời đi chệch khỏi cấu trúc vốn tối ưu của họ, và sau đó
mới 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


5

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 và
tối thiểu của một công ty theo thời gian và cố gắng liên hệ những đặc điểm của các
công ty với những biến động lớn hơn trong cấu trúc vốn của chúng. Họ sử dụng
khoảng tỷ lệ nợ quan sát được của một công ty như là một biện pháp đo lường cấu trúc
vốn trong thực nghiệm. Kết quả của họ là phù hợp với sự lựa chọn cấu trúc vốn khi có
chi 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 sự
điều 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 khác
nhau theo từng công ty và theo thời gian. Tuy nhiên, những mục tiêu tài chính dài hạn

của các công ty theo hướng điều chỉnh từng phần, được cho trước (ngoại sinhexogenous). 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 những
mẫu 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 phương
pháp mới để nắm bắt được tính động của những quyết định cấu trúc vốn, một cách phù
hợp hơn. Họ phát triển một mô hình điều chỉnh mục tiêu, cho phép họ giải thích nợ
của 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 tăng
trưởng, lợi nhuận, và sự hữu hình của tài sản. Quan trọng nhất, họ xây dựng tỷ lệ đòn
bẩy 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 động
với các biến số xác định trước và áp dụng các bảng ước lượng được đề xuất bởi
Arellano và Bond (1991). Phải lưu ý rằng De Miguel và Pindado (2001) vẫn còn ước
lượng một hệ số điều chỉnh không đổi. Điều thú vị là, họ báo cáo rằng các công ty Tây
Ban Nha đối mặt với chi phí điều chỉnh thấp hơn so với các công ty Mỹ. Gaud, Jani, và


6

Hoesli, và Bender (2004) và Drobetz và Fix (2005) áp dụng cách tiếp cận này cho các
mẫu tương tự cho các công ty Thụy Sĩ.
Trong khi những nghiên cứu này tạo thành các bước quan trọng cho những kiểm định
thực tế về những lý thuyết cấu trúc vốn, chúng vẫn chưa nêu được các yếu tố ảnh
hưởng đến quá trình điều chỉnh về tỷ lệ đòn bẩy tối ưu. Banerjee, Heshmati, và
Wihlborg (2000) là những người đầu tiên xây dựng yếu tố điều chỉnh và tỷ lệ đòn bẩy
mục tiêu cùng là biến nội sinh. Hơn nữa để xác định những yếu tố quyết định cấu trúc
vốn tối ưu, cách thiết lập của họ cho phép họ ước lượng tốc độ điều chỉnh về cấu trúc
vốn mục tiêu và xác định các yếu tố quyết định lên tốc độ điều chỉnh. Cụ thể, bằng
cách sử dụng dữ liệu của Mỹ và Anh, họ đưa ra giả thuyết rằng tốc độ điều chỉnh phụ
thuộc vào sự khác biệt tuyệt đối từ tỷ lệ nợ mục tiêu, cơ hội tăng trưởng, và quy mô

doanh nghiệp. Trái ngược với những gì họ mong đợi, kết quả của họ cho thấy rằng các
công ty có cơ hội tăng trưởng cao hơn điều chỉnh về cấu trúc vốn tối ưu chậm hơn và
các 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 khác
biệt tuyệt đối giữa đòn bẩy tối ưu trong thời điểm t với đòn bẩy quan sát vào cuối của
thời kỳ trước đó t-11. Trong một tài liệu có liên quan, Lööf (2003) so sánh động thái
điều chỉnh cấu trúc vốn trên hai loại điển hình của hệ thống tài chính, hệ thống giao
dịch tay đôi của Mỹ và Anh (là hệ thống chủ yếu dựa trên thị trường) và hệ thống dựa
trên 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 thuộc
cao 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.


7

(2000), ông phát hiện rằng các ước lượng cho biến chênh lệch (giữa mức thực tế và
mục tiêu) thì mang dấu âm và chỉ có ý nghĩa đối với các công ty Anh, điều này cho
thấy 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 cơ
bản, do đó, ảnh hưởng đến các quyết định tài chính. Vì thế, việc phân tích tác động của
những yếu tố kinh tế vĩ mô lên tốc độ điều chỉnh về cấu trúc vốn tối ưu là một vấn đề
nghiên cứu thú vị. Vì thiếu những dự đoán thực nghiệm rõ ràng, nên các nghiên cứu
trước 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 biến
ngẫu nhiên không dự báo được(contingent claims model) , trong đó dòng tiền của một

công ty phụ thuộc vào cả sốc đặc thù bên trong và một cú sốc tổng hợp bên ngoàiphản ánh trạng thái của nền kinh tế (ví dụ như, sự bùng nổ hoặc suy thoái). Mô hình
của họ cung cấp những chính sách mặc định của những cổ đông tùy theo từng tình
trạng, do đó có những ngụ ý thú vị về đòn bẩy tối ưu. Đầu tiên, mô hình dự đoán rằng
đòn bẩy là ngược với chu kỳ kinh doanh. Thứ hai, điều kiện kinh tế vĩ mô xác định cả
tốc độ và quy mô những thay đổi trong cấu trúc vốn. Cho phép một công ty điều chỉnh
cấu trúc vốn một cách năng động, khi trạng thái công ty tốt thì ngưỡng để tiến hành tái
cấu trúc là thấp hơn so với các trạng thái xấu. Vì vậy, các công ty nên điều chỉnh cấu
trúc vốn của họ thường xuyên hơn và lượng điều chỉnh mỗi lần ít hơn trong thời kì
bùng 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 nợ
trên tài sản của các doanh nghiệp phi tài chính ở Mĩ , cho thấy rằng đòn bẩy mục tiêu
phản chu kì, tức là, có một mối quan hệ nghịch biến giữa các biến số kinh tế vĩ mô và
đòn 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 các
các cổ đông bên ngoài trong suy thoái, làm trầm trọng thêm vấn đề đại diện. Để thống


8

nhất lại những lợi ích của nhà quản lý với những cổ đông, lượng nợ tối ưu được gia
tăng, ngụ ý rằng đòn bẩy phản chu kỳ đặc thù cho những công ty không bị hạn chế
nghiêm khắc. Korajczyk và Levy (2003) tiếp tục chứng minh rằng những điều kiện
kinh tế vĩ mô rất quan trọng cho sự lựa chọn phát hành. Các công ty có xu hướng chọn
thời 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 là
thuận lợi2. Điều quan trọng nhất, các công ty phát hành cổ phần khi thị trường chứng
khoán đang tăng nhanh và khi triển vọng kinh tế tốt, như được chỉ ra bởi những biến
chu kỳ kinh doanh phổ biến (ví dụ, chênh lệch kì hạn và phần bù rủi ro cơ bản (default
spread) ). Tuy nhiên, các phát hiện không giống nhau trên toàn bộ mẫu. Các công ty bị

hạn chế tài chính đưa ra một tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu chu kỳ, và sự lựa chọn phát hành
của 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 thể
chọn thời điểm phát hành.
Chúng tôi điều tra quá trình điều chỉnh đến cấu trúc vốn mục tiêu bằng cách sử dụng
một mẫu gồm 90 công ty Thụy Sĩ trong thời kỳ 1991-2001. Đặc biệt, chúng tôi phân
tích những tác động của những đặc thù công ty cũng như các yếu tố kinh tế vĩ mô lên
tốc độ điều chỉnh hướng tới đòn bẩy mục tiêu. Chúng tôi thấy rằng các công ty phát
triển nhanh và những công ty đang bị lệch xa khỏi cấu trúc vốn tối ưu của họ thì điều
chỉnh dễ hơn. Chúng tôi cũng chứng minh rằng tốc độ điều chỉnh phụ thuộc vào giai
đoạn của chu kỳ kinh tế. Sử dụng những biến chu kỳ kinh tế phổ biến, kết quả của
chúng tôi cho thấy rằng tốc độ điều chỉnh về mục tiêu nhanh hơn khi những triển vọng
kinh tế tốt đẹp. Tuy nhiên, chúng tôi không thể phát hiện sự khác biệt hệ thống trong
tốc 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 .


9

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 theo
hướng này.
Phần còn lại của bài nghiên cứu như sau. Phần 2 mở đầu bằng cách thiết lập một mô
hình 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 vốn
mục tiêu. Những yếu tố đặc thù của công ty và cả những yếu tố kinh tế vĩ mô được sử

dụng để ước lượng mô hình điều chỉnh động. Phần 3 mô tả bảng dữ liệu về các công ty
Thụy 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 cấu
trúc 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 linh
hoạt cấu trúc vốn trong phân tích thực nghiệm của chúng tôi. Mục 2.2 và mục 2.3 lần
lượt 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 bẩy
tối ưu của công ty i thời kì t là , là hàm theo những yếu tố phổ biến quyết định cấu trúc
vốn là (xem mô tả mục 3.2), có:
(1)
Lưu ý rằng thiết lập linh hoạt này ngụ ý rằng tỉ lệ nợ tối ưu có thể khác nhau giữa các
công ty và các thời kì. Trong một thế giới hoàn hảo, đòn bẩy quan sát được của công ty
i thời kì t, là phải bằng đòn bẩy tối ưu, nghĩa là . Tuy nhiên, nếu việc điều chỉnh tốn
kém, những công ty có thể không điều chỉnh hoàn toàn tỉ lệ nợ của họ từ thời kì trước
đó đến hiện tại. Ý niệm về điều chỉnh từng phần thường được thể hiện như sau:


10

(2)
là tham số điều chỉnh, thể hiện sự mở rộng của sự điều chỉnh được đề nghị cho đòn
bẩy tối ưu từ thời kì trước đến hiện tại. Sự tồn tại của chi phí điều chỉnh được thể hiện
bằng hạn chế , là điều kiện để khi . Nếu , điều chỉnh hoàn toàn trong một kì và đòn
bẩy tài chính bằng mục tiêu. Nếu , công ty không điều chỉnh hoàn toàn từ thời kì t-1
đến thời kì t do sự tồn tại của chi phí điều chỉnh. Cuối cùng, nếu , công ty cần điều
chỉnh nhiều hơn và cũng không ở mức nợ mục tiêu 3. Do đó, tổng quát, thể hiện tốc độ

điều 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 nhau
theo thời gian và bản thân nó là một hàm các biến được xác định trước đó kí hiệu . Mô
hình 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. Nhân
vào, 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) áp
dụng 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.


11

Tuy nhiên, điều này sẽ thường dẫn đến sai lệch và ước lượng không phù hợp bởi vì các
sai số có thể tương quan với biến trễ, . Để khắc phục vấn đề này, chúng tôi áp dụng
phương 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 phương
pháp Mômen tổng quát (GMM), theo đó để tất cả các biến ở vế phải tạo thành những
biến công cụ thì cần được lấy trễ hai lần (hoặc hơn).5 Hơn nữa, việc sử dụng những
biến công cụ (instrumental variables) này giải thích cho vấn đề rằng có thể có sự chậm
trễ phát sinh giữa các quyết định thay đổi cấu trúc vốn và việc thực tế thực hiện quyết
định.
Chúng tôi kiểm tra một số chi tiết kỹ thuật liên quan đến tính nội sinh của các biến giải
thích, nhưng chỉ cho cùng kết quả như giả định của mô hình rằng tất cả các biến nội

sinh. Ước lượng GMM Arrelano-Bond một bước (Arrelano-Bond one-step Generalized
Method of Moments) được sử dụng để xác định những hệ số. Những hệ số này được
điều chỉnh cho hiệp phương sai không đồng nhất. Chúng tôi cũng trình bày các kết quả
của kiểm định Wald cho mức ý nghĩa chung của tất cả các biến hồi quy. Quan trọng
nhất, có thể thấy rằng các ước lượng về hệ số chỉ đồng nhất nếu không có tương quan
chuỗi bậc hai trong phần dư của sai phân (differenced residuals). Chúng tôi thuật lại
một thống kê kiểm định (z2) cho giả thiết không là không có tương quan chuỗi bậc hai
trong phần dư . Vì sự hạn chế này bị vi phạm trong hầu như tất cả các đặc điểm kỹ
thuật của chúng tôi, chúng tôi ước tính phương trình (5) bao gồm cả trễ thứ hai của đòn
bẩy, , 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 diện
này. 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.


12

cách như là độ trễ đầu tiên, và chúng tôi bỏ qua việc báo cáo về những ước lượng
tương ứng.
Theo đề nghị của Arellano và Bond (1991), ước lượng GMM hai- bước của họ được áp
dụng 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 chế
quá đồng nhất này là hợp lí. Chúng tôi sử dụng độ trễ thứ hai của tất cả các biến (ở
nhiều 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 kiểm
định về hệ số ước lượng của biến trễ phụ thuộc, , trừ đi ước lượng nhân với trung

bình 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 dụng
đòn bẩy sẽ gia tăng cùng với sự gia tăng trong tài sản cố định, các tấm chắn thuế ngoài
yếu tố nợ, các hội đầu tư và quy mô của doanh nghiệp; ngược lại, mức độ sử dụng đòn
bẩy giảm cùng với sự gia tăng của biến động, chi phí quảng cáo, khả năng phá sản, lợi
nhuận và sự khác biệt của sản phẩm”6. Trong nghiên cứu thực nghiệm này, chúng tôi
tập trung vào những biến số sau: sự hiện hữu của tài sản (tỷ lệ giữa tài sản cố định và
tổng tài sản; TANG), quy mô doanh nghiệp (SIZE), tỷ lệ giữa giá trị thị trường và giá
trị sổ sách của doanh nghiệp (đại diện cho các cơ hội đầu tư; GROWTH) và tỷ suất
sinh lợi trên tài sản (ROA). Ở phần này chúng tôi đưa ra những giải thích ngắn gọn cho
việc 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 và
Wessels (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)


13

sử dụng đòn bẩy. Tuy nhiên, ảnh hưởng của nhân tố này thì không hoàn toàn giống
như tiên nghiệm. Mặt khác, các nghiên cứu về mâu thuẫn kinh điển giữa những người
nắm 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 sẽ
càng 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. Do
vậy, lý thuyết đánh đổi dự báo một mối tương quan dương giữa độ lớn của mức độ sử
dụng 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 trái
chủ giám sát khắc khe hơn (Grossman và Hart (1982)). Nhìn chung, chi phí quản lý sẽ
cao đối với các doanh nghiệp có ít tài sản có thể cầm cố hơn, do vậy, những doanh
nghiệp 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 sử
dụng đòn bẩy.
Quy mô doanh nghiệp (SIZE): ảnh hưởng của quy mô doanh nghiệp lên mức độ sử
dụng 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 một
mối quan hệ nghịch biến giữa quy mô và xác suất phá sản, tương ứng với mối quan hệ
thuận biến giữa quy mô và mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính. Nếu sự đa dạng hóa đi
liền với dòng tiền bền vững thì dự đoán này cũng được chấp nhận bởi lý thuyết dòng
tiền tự do của Jensen (1986) và Easterbrook (1986). Điều này cho thấy rằng quy mô có
ảnh hưởng tích cực lên mức cung của nợ.Quy mô doanh nghiệp có thể được dùng làm
đại diện cho sự bất cân xứng thông tin giữa nội bộ doanh nghiệp và thị trường vốn. Các
doanh nghiệp lớn thường được theo sau bởi một số lượng lớn các nhà phân tích và có


14

nhiểu khả năng đưa ra thị trường nhiều thông tin nhạy cảm về vốn cổ phần hơn. Điều
này dẫn tới các doanh nghiệp lớn sẽ có mức nợ vay thấp hơn. Theo đó, lý thuyết trật tự
phân 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 sở
hữu 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 doanh
nghiệp có mức tăng trưởng bền vững. Do vậy, mô hình đánh đổi dự đoán các doanh

nghiệp có nhiều cơ hội tăng trưởng sẽ sử dụng mức độ sử dụng đòn bẩy ít hơn, bởi vì
các doanh nghiệp này có động cơ để cho thấy rằng họ không lâm vào tình trạng thiếu
hụt đầu tư hay phải thay thế tài sản. Luận điểm này đã được củng cố bởi lý thuyết dòng
tiền tự do của Jensen (1986), lý thuyết này dự đoán các doanh nghiệp có nhiều cơ hội
đầu 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 và
Wessels (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. Nợ
thông thường sẽ gia tăng khi hoạt động đầu tư vượt quá mức thu nhập giữ lại và giảm
khi đầu tư ít hơn mức thu nhập giữ lại. Do vậy, với cùng một mức lợi nhuận, giá trị sổ
sách của mức độ sử dụng đòn bẩy được dự báo cao hơn đối với các doanh nghiệp có
nhiều 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.


15

doanh nghiệp được giả định là quan tâm về chi phí tài chính trong tương lai cũng nhiều
như với chi phí tài chính hiện tại. Đặt mục tiêu cân bằng giữa chi phí hiện tại và tương
lai, 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 phát
hành 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 và
chi phí phá sản sẽ đẩy những doanh nghiệp có lợi nhuận càng cao đến giá trị sổ sách
của mức độ sử dụng đòn bẩy cao hơn. Thứ nhất, chi phí phá sản dự đoán sẽ giảm khi
khả năng sinh lợi gia tăng. Thứ hai, tính chiết khấu trong việc thanh toán lãi vay sẽ
thúc đẩy các doanh nghiệp tiến tới tài trợ bằng nợ. Cuối cùng, theo các mô hình về
người 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 bằng
cách bắt buộc các nhà quản lý chi ra dòng tiền mặt thặng dư của doanh nghiệp nhiều
hơn. Cam kết phải chi ra nhiều hơn cho các chủ nợ cho thấy mối quan hệ thuận biến
giữa mức độ sử dụng mức độ sử dụng đòn bẩy theo sổ sách và lợi nhuận của doanh
nghiệp. Nhận định này cũng nhất quán với giả thiết về tín hiệu của Ross’ (1977): các
nhà quản lý có thể sử dụng mức nợ cao hơn như một tín hiệu báo hiệu tương lai lạc
quan cho doanh nghiệp.
Ở chiều ngược lại, theo mô hình trật tự phân hạng, thu nhập cao hơn sẽ đi kèm với giá
trị sổ sách của mức độ sử dụng đòn bẩy nhỏ hơn. Các doanh nghiệp khi huy động
nguồn 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 phí
liên quan tới việc phát hành mới cổ phần khi có sự hiện diện của các bất cân xứng
thông tin. Nợ vay thông thường sẽ gia tăng khi hoạt động đầu tư đã sử dụng vượt quá
nguồn tài trợ từ thu nhập giữ lại, và sẽ giảm khi đầu tư nhỏ hơn nguồn tài trợ này. Do


16

đó, mô hình trật tự phân hạng dự đoán một mối quan hệ nghịch biến giữa giá trị sổ
sách 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 và
Zingales (1995) đã tìm thấy mối quan hệ nghịch biến giữa mức độ sử dụng đòn bẩy và

khả 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 δ it, phụ
thuộc vào 3 nhân tố thuộc về doanh nghiệp. Hai trong số chúng cũng có tác động đến
mức 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 duy
trì 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 investment
bank fees) cấu thành phần lớn tổng chi phí cho việc thay đổi cấu trúc vốn thì các doanh
nghiệp với mức mức độ sử dụng đòn bẩy gần mức tối ưu sẽ chỉ thay đổi cấu trúc vốn
khi họ đã ở đủ xa cấu trúc vốn tối ưu. Theo đó, khả năng xảy ra sự điều chỉnh cấu trúc
vốn là một hàm số dương biểu thị sự khác biệt tuyệt đối giữa cấu trúc vốn tối ưu và
thực 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.


17

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 tiếp
cận 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 chính
sách cổ tức dưới mức tối ưu sẽ gia tăng cùng với độ lớn của giá trị tuyệt đối giữa mức
mức độ sử dụng đòn bẩy tối ưu và mức mức độ sử dụng đòn bẩy thực tế. Do vậy, nếu
các doanh nghiệp lựa chọn chính sách điều chỉnh nội bộ thay vì sử dụng các phương án
tài trợ bên ngoài thì mối quan hệ giữa DIST và tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn sẽ là
nghịch 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 cấu
trúc vốn bằng cách lựa chọn giữa rất nhiều các nguồn tài trợ thay thế. Một doanh
nghiệp 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 cho
các nhà đầu tư do sự bất cân xứng thông tin và làm giảm giá trị doanh nghiệp. Ngược
lại, một doanh nghiệp đang tăng trưởng có thể dễ dàng thay đổi cấu trúc vốn của nó
bằng cách thay đổi thành phần của nguồn tài trợ mới. Thậm chí khi đặt dưới sự bất cân
xứng thông tin giá trị doanh nghiệp vẫn có thể không thay đổi vì tác động tích cực từ
các cơ hội tăng trưởng. Theo đó, chúng tôi dự đoán một mối quan hệ thuận biến giữa
GROWTH và tốc độ điều chỉnh.
Quy mô doanh nghiệp (SIZE): nếu thay đổi cấu trúc vốn liên quan đến các chi phí cố
định 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 nợ
vay và vốn cổ phần, cũng như giảm thiểu các chi phí trước mắt do sự bất cân xứng


18

thông tin gây ra. Vì vậy chúng tôi dự đoán một mối quan hệ thuận biến giữa SIZE và

tốc 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 những
nhân tố đặc thù của doanh nghiệp còn có một vài nhân tố kinh tế khác có ảnh hưởng
đến tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn. Họ đã thêm vào biến giả thời gian để ghi nhận
những ảnh hưởng này theo cách đơn giản nhất. Chúng tôi cũng đưa thêm vào phân tích
thực nghiệm của mình một vài biến số kinh tế vĩ mô và đo lường ảnh hưởng của chúng
lên tốc độ điều chỉnh. Đặc biệt, chúng tôi kiểm định giả thiết được đưa ra bởi
Hackbarth, Mial, và Morellec (2004) cho rằng tốc độ điều chỉnh phụ thuộc vào chu kì
của nền kinh tế. Họ tranh luận rằng tốc độ điều chỉnh trong thời kì bùng nổ kinh tế sẽ
cao hơn trong thời kì suy thoái. Chúng tôi thêm vào những biến số phổ biến phản ánh
chu kỳ kinh tế, nghĩa là các biến số này thường được chấp nhận là có liên quan tới tình
trạng 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 tác
động 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 kì
kinh 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 trái
phiếu với kỳ đáo hạn khác nhau một cách tự nhiên. Nếu nền kinh tế đang trong giai
đoạn tăng trưởng, và có dự đoán tăng trưởng chậm lại, các nhà đầu tư sẽ lập dự phòng
bằng cách mua các tài sản mang lại khả năng sinh lợi khi nền kinh tế đi xuống trong
tương lai. Ví dụ, họ có thể mua trái phiếu chính phủ dài hạn và cùng lúc đó bán các trái


19


phiếu ngắn hạn sử dụng cho mục đích dự phòng. Nếu nhiều nhà đầu tư đều làm như
vậy, giá cả của trái phiếu dài hạn sẽ tăng, làm giảm lợi tức của loại trái phiếu này. Ở
chiều ngược lại, áp lực bán các trái phiếu ngắn hạn sẽ làm hạ giá và tăng lợi tức loại
trái phiếu này. Kết quả của hoạt động này là cấu trúc kỳ hạn của lãi suất đã bị làm
phẳng hay thậm chí bị đảo ngược. Chen (1991) tìm thấy rằng một chênh lệch kỳ hạn
trên mức trung bình dự báo rằng tổng sản phẩm quốc nội sẽ tiếp tục gia tăng trong 4
hay 6 quý nữa. Dựa trên những dự đoán trong nghiên cứu của Hackbarth, Mial và
Morellec (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 trễ
trong 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 nỗ
lực trong quá khứ nhằm chọn đúng thời điểm phát hành vốn cổ phần. Một cấu trúc kỳ
hạn có độ dốc dương là một chỉ báo cho việc mở rộng kinh tế và kỳ vọng cao về tăng
trưởng 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) cho
thấy các daonh nghiệp phát hành nợ ngắn hạn nhằm đạt được mức lãi suất thị trường
thuận lợi nhất. Các doanh nghiệp này vay nợ khi họ cảm thấy rằng lãi suất ngắn hạn
đang thấp tương đối so với lãi suất dài hạn. Ít nhất, trong tình trạng kinh tế bình thường
thì 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 kiếm
nguồn 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 chính
sách cổ tức. Phát hiện này đã củng cố giả thiết của chúng tôi về một mối quan hệ thuận
biến giữa TERM và tốc độ điều chỉnh. Cũng theo hướng đó, chúng tôi dự đoán một
mối quan hệ nghịch biến giữa ISHORT và tốc độ điều chỉnh về mức tối ưu.


20


Trong phân tích thực nghiệm này, chúng tôi sử dụng lãi suất tiền gửi đồng Dollar Mỹ ở
nước ngoài có kỳ hạn 3 tháng (Eurodollar deposit rate) đối với francs Thụy Điển làm
lãi suất ngắn hạn. Chênh lệch kỳ hạn là chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi của trái phiếu
chính phủ Thụy Sĩ dài hạn (với kỳ hạn từ 5 năm trở lên) và lãi suất tiền gửi đồng
Dollar 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 thanh
toán (DEF) được tính toán như là sự khác biệt giữa tỷ suất sinh lợi trái phiếu doanh
nghiệp có thứ hạng thấp (BAA) và trái phiếu doanh nghiệp có thứ hạng cao (AAA) có
cùng 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 nền
kinh tế. Tương tự như vậy, chênh lệch TED (TED), được định nghĩa là sự khác biệt
giữa lãi suất tiền gửi đồng Dollar Mỹ ở nước ngoài kỳ hạn 3 tháng và tỷ suất sinh lợi
trái 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 khảo
Ferson và Harvey, 1993). Sự khác biệt trong tỷ suất sinh lợi gia tăng khi rủi ro sụp đổ
của hệ thống tài chính toàn cầu tăng. Với quan điểm của mình, chúng tôi dự đoán một
mối quan hệ nghịch biến giữa tốc độ điều chỉnh và độ lớn của chênh lệch rủi ro thanh
toán 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 điều
chỉnh 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 đặc
thù theo pháp luật của Thụy Sĩ, mức độ đòn bẩy của chúng chịu nhiều ảnh hưởng từ
các nhân tố phi kinh tế. Theo Rajan và Zingales (1995), chúng tôi loại bỏ tất cả các
doanh nghiệp được xếp loại “các tổ chức tài chính” theo cách phân loại của SWX



21

(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 doanh
nghiệp nhỏ trong chỉ số SPI. Những điều chỉnh này gây ra sự mất cân xứng trong dữ
liệu của 90 doanh nghiệp giai đoạn 1991-200110. Tất cả dữ liệu đều được lấy từ kho dữ
liệu của Worldscope.
Không nói đến các lý thuyết mâu thuẫn lẫn nhau về cấu trúc vốn, thậm chí ta không có
một 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) trên
tổng tài sản, ký hiệu là LVLTA; có thể được xem như là những gì còn lại cho cổ đông
nếu như doanh nghiệp buộc phải thanh lý tài sản. Tuy nhiên, định nghĩa này lại gặp
phải vấn đề. Thứ nhất, nó không cho thấy chỉ báo tốt về rủi ro mất khả năng thanh
toán của doanh nghiệp trong tương lai gần. Thứ hai, do tổng nợ phải trả bao gồm cả tài
khoản phải trả người bán, tài khoản thường được dùng cho mục đích lưu thông nhiều
hơn 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 như
tiền nợ lương hưu11.
Một định nghĩa khác thay thế, và có khả năng thích hợp hơn, là tỷ số giữa nợ vay có
phát 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 nguồn
vốn” 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.


22

quá khứ. Nó liên quan trực tiếp nhiều nhất đến vấn đế chi phí đại diện trong việc vay
nợ theo như nghiên cứu của Jensen và Meckling (1976) và Myers (1977).
Một vấn đề nữa là liệu nên tính toán đòn bẩy dựa vào tỷ số giá trị sổ sách hay giá trị thị
trường của vốn chủ sở hữu. Fama và French (2000) tranh luận rằng hầu hết các phép
dự đoán theo lý thuyết đều sử dụng giá trị sổ sách. Tương tự, Thies và Klock (1992)
cho rằng các tỷ số dựa trên sổ sách phản ánh các tỷ số mục tiêu quản lý nợ tốt hơn. Giá
trị thị trường của vốn chủ sở hữu phụ thuộc vào một số lượng các nhân tố nằm ngoài
sự kiểm soát trực tiếp của doanh nghiệp. Vì vậy, sử dụng giá trị thị trường có thể
không phản ánh được căn bản sự thay đổi diễn ra do quyết định của doanh nghiệp.
Thật ra, các nhà quản lý quỹ của doanh nghiệp thường công khai sử dụng tỷ số giá trị
sổ sách nhằm tránh “sự bóp méo” trong kế hoạch tài chính do sự biến động của giá thị
trường. Một lý luận quen thuộc thường được nghe thấy từ những nhà đánh giá. Đứng
từ góc độ thực dụng hơn, giá trị thị trường của nợ thì không sẵn có. Bowman (1980)
ghi nhận một mối tương quan cao giữa giá trị thị trường và giá trị sổ sách của đòn bẩy.
Vì vậy nên không có gì ngạc nhiên khi hầu hết các nghiên cứu trước đây đều liên quan
đến giá trị sổ sách của nợ. Tuy nhiên, chúng tôi cũng sử dụng giá trị gần với giá thị
trường của đòn bẩy, bằng cách sử dụng giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu thay cho
giá trị sổ sách, nhưng vẫn sử dụng giá trị sổ sách của nợ.
Bảng 1 thể hiện các dữ liệu mô tả định nghĩa của chúng tôi về đòn bẩy trong giai đoạn
từ 1991 đến 2001. Chúng tôi ghi nhận cả tỷ số đòn bẩy trung vị và trung bình mỗi năm
cũng như độ lệch chuẩn chéo (cross-sectional). Có ba phát hiện cần lưu ý. Thứ nhất,
giá trị sổ sách của đòn bẩy không phụ thuộc vào định nghĩa về đòn bẩy. Điều này được
giải thích bởi nỗ lực gia tăng mức nợ biên tế trong thời kỳ thịnh vượng những năm
1990. Thứ hai, giá trị thị trường của đòn bẩy gia tăng trong thời gian gần đây. Ví dụ,
trung bình tỷ số giữa nợ và nguồn vốn đã tăng từ 24,8% lên 31,81% giữa 2 năm 2000

và 2001. Tất nhiên là điều này có thể được giải thích bởi sự sụt giảm rõ rệt của thị
trường chứng khoán vốn, và đã củng cố quan điểm của chúng tôi rằng các doanh


23

nghiệp không thể trực tiếp kiểm soát giá trị thị trường của nợ. Cuối cùng, tỷ số đòn bẩy
của các doanh nghiệp Thụy Sĩ tương tự với các kết quả được Rajan và Zingales (1995)
tìm thấy cho các doanh nghiệp ở Mỹ. Bạn đọc có hứng thú với chi tiết về các thảo luận
và tính so sánh quốc tế của bộ dữ liệu Thụy Sĩ có thể tham khảo nghiên cứu của
Drobetz và Fix (2005).
Bảng 1: diễn giải thống kê về đòn bẩy


24


25

Bảng trình bày diễn giải thống kê về các biến đòn bẩy giai đoạn từ 1991-2001. Mẫu
bao gồm 90 doanh nghiệp Thụy Sĩ, không mang tính cân xứng. Các tỷ số nợ được định
nghĩa như sau: LVLTAB là tỷ số giữa tổng nợ phải trả (không gồm vốn chủ sở hữu)
trên tổng tài sản, và LVDC là tỷ số giữa tổng nợ trên tổng nguồn vốn, với tổng nguồn
vốn bằng nợ phải trả cộng vốn chủ sở hữu. Đối với giá trị thị trường của đòn bẩy thì
chúng tôi thay thế giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu bằng giá trị thị trường của nó. Tất
cả các con số được biểu diễn dưới dạng %.
Phân bảng A trong bảng 2 cho thấy số liệu thống kê tóm tắt cho các nhân tố quyết định
cấu trúc vốn mục tiêu. Định nghĩa của các biến này như sau. Thứ nhất, TANG là tỷ số
giữa tài sản cố định trên tổng tài sản trong bài nghiên cứu này. Cách tiếp cận trực tiếp
hơn bằng cách sử dụng các tài sản hiện hữu theo đề xuất không thể thực hiện được do

không có đủ dữ liệu. Thứ hai, cũng như trong nghiên cứu của Titman và Wessels
(1988), SIZE là logarit tự nhiên của doanh số ròng. Mục đích sử dụng logarit tự nhiên
nhằm diễn giải cho giả định các doanh nghiệp nhỏ thường bị ảnh hưởng bởi hiệu ứng
quy mô12. Thứ ba, GROWTH được định nghĩa là tỷ số giữa giá trị sổ sách trên giá trị
thị trường của vốn chữ sở hữu. Những mô hình định giá dòng tiền đơn giản cho rằng
đây là một thước đo cho tương lai. Tuy nhiên, chúng tôi lại không có sẵn các chi tiêu
cho nghiên cứu và phát triển của hầu hết các doanh nghiệp trong mẫu. Chúng tôi có thể
sử dụng tỉ lệ tăng trưởng tổng tài sản trong quá khứ để thay thế. Tuy vậy, chúng tôi
nghĩ rằng thước đo này không phù hợp vì tăng trưởng trong lịch sử không hẳn là có
liên hệ tới tăng trưởng trong tương lai (theo Chan, Karkeski và Lakonishok (2003)).
Cuối cùng, giống với nghiên cứu của Titman và Wessels (1988), chúng tôi sử dụng tỷ
số thu nhập hoạt động trên tổng tài sản, hay còn gọi là lợi nhuận trên tổng tài sản
(ROA), làm thước đo lợi nhuận. Phân bảng B trong bảng 2 thể hiện số liệu thống kê
12 Ngoài ra, người ta cũng có thể sử dụng logarit tự nhiên của tổng tài sản để thay thế. Tuy nhiên, chúng tôi nghĩ
rằng doanh số ròng là đại diện tốt hơn cho biến SIZE, vì có nhiều doanh nghiệp cố gắng giữ giá trị tài sản phải
báo cáo càng thấp càng tốt, chẳng hạn bằng cách sử dụng các hợp đồng thuê mướn.