DÒNG TIỀN VÀ NHỮNG ĐIỀU CHỈNH ĐÒN BẨY

Các nghiên cứu gần đây đã nhấn mạnh tác động của chi phí giao dịch đến việc điều

chỉnh đòn bẩy của công ty. Nhóm tác giả nhận ra rằng dòng tiền thực có thể đem

đến những cơ hội để điều chỉnh đòn bẩy với chi phí cận biên tương đối thấp. Bên

cạnh đó, họ nhận ra rằng các đặc tính của dòng tiền không chỉ tác động đến mục

tiêu đòn bẩy mà còn ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh nó. Tính không đồng nhất

trong tác độ điều chỉnh là do tác động của yếu tố kinh tế: Chi phí điều chỉnh. Điều

này làm cho tốc độ điều chỉnh nhanh hơn đang kể so với những ước tính của tài

liệu trước đây. Nhóm tác giả cũng phân tích các hạn chế tài chính và biến thời gian

ảnh hưởng như thế nào tới việc điều chỉnh hướng tới mục tiêu đòn bẩy.

1. Giới thiệu:

Có phải các công ty đều sử dụng đòn bẩy mục tiêu hay không? Cách nhanh nhất để

các công ty tiếp cận với mục tiêu này là gì? Cách điều chỉnh những mục tiêu này

như thế nào? Những trở ngại để đạt được mục tiêu đó?

Nhóm tác giả không phải là những người đầu tiên đặt ra những câu hỏi này và các

nghiên cứu trước đây có sự tranh cãi để đưa ra câu trả lời một cách chính xác.

Những nghiên cứu gần đây bao gồm Leary và Roberts (2005), Flannery và Rangan

(2006), Huang và Ritter (2009), và Frank và Goyal (2009). Hầu hết các nghiên cứu

trong lĩnh vực này ngoại trừ nghiên cứu của Welch(2004) kết luận rằng các công ty

đều đưa ra mục tiêu nhưng tốc độ để đạt được mục tiêu này là rất chậm. Điều này

đã chuyển hướng cho các nghiên cứu là tìm nguồn tài liệu có liên quan đến chi phí

điều chỉnh. Ví dụ, Fisher, Heinkel, và Zechner (1989) lập luận rằng các công ty chỉ

điều chỉnh đòn bẩy khi lợi ích đem lại bù đắp nhiều hơn chi phí trong việc giảm độ

lệch so đòn bẩy mục tiêu. Altinkilic và Hansen (2000) ước tính chi phí phát hành

chứng khoán và những tác giả khác xây dựng mô hình đo lường tác động của chi

phí giao dịch đến mô hình đòn bẩy được quan sát (ví dụ, Strebulaev, 2007;

Shivdasani và Stefanescu, 2010; Korajczyk và Levy, 2003). Leary và Roberts

(2005) tìm ra mức độ điều chỉnh đòn bẩy tối ưu khi các thành phần cấu thành chi

phí giao dịch là cố định hoặc biến đổi.

Vì những lí do khác nhau nên chi phí điều chỉnh đòn bẩy không chỉ phụ thuộc vào

chi phí giao dịch mà còn phụ thuộc vào động thái của công ty trong việc tiếp cận

thị trường vốn. Các cơ hội đầu tư sinh lợi sẽ thúc đẩy một số công ty huy động vốn

từ bên ngoài và mức đòn bẩy có thể được điều chỉnh bằng việc lựa chọn giữa việc

phát hành nợ hoặc vốn cổ phần. Các công ty (có khả năng tạo ra lượng tiền mặt

lớn, ổn định, lợi nhuận biên cao ) luôn tạo ra lượng tiền mặt vượt quá giá trị những

cơ hội đầu tư sinh lợi và có thể chi trả lượng tiền mặt này cho cổ đông. Mức đòn

bẩy có thể thay đổi bằng cách trả lại nợ hoặc mua lại cổ phần hoặc thanh toán cổ

tức. Trong ngắn hạn, một phần nào đó của việc tiếp cận thị trường vốn có thể được

sử dụng để điều chỉnh mức độ đòn bẩy theo theo mong muốn của công ty. Dòng

tiền thực của một công ty có thể ảnh hưởng một cách đáng kể đến chi phí điều

chỉnh đòn bẩy, cho dù công ty được tài trợ và phân phối vốn từ bên ngoài. Các

công ty không được tài trợ vốn từ bên ngoài phải đối mặt với chi phí điều chỉnh

cao hơn. Hai ví dụ minh họa dưới đây cho thấy ảnh hưởng của chi phí điều chỉnh

và dòng tiền đến điều chỉnh đòn bẩy quan sát.

Đầu tiên, hãy xem xét một công ty với tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu không đổi và chi phí

tiếp cận thị trường vốn bên ngoài cao. Lúc ban đầu công ty có mức đòn bẩy thấp

hơn mức mục tiêu (tối ưu) và tiến hành thu hẹp chênh lệch đạt được mục tiêu này.

Trong năm đầu, dòng tiền thực gần như bằng không và có rất ít cơ hội đầu tư.

Trong các năm tiếp theo, dòng tiền thấp so với số tiền cần thiết để tài trợ cho tất cả

các cơ hội đầu tư có giá trị. Nếu tiếp cận thị trường vốn bên ngoài đòi hỏi chi phí

giao dịch thì công ty có nhiều khả năng để điều chỉnh đòn bẩy trong năm thứ hai.

Tuy nhiên, chi phí tiếp cận thị trường đã là không thay đổi giữa hai năm. Thứ hai,

hãy xem xét hai công ty, cả hai đều là sử dụng nợ thấp và đều muốn đạt được đòn

bẩy mục tiêu. Công ty A có chi phí tiếp cận thị trường vốn bên ngoài thấp, nhưng

hiếm khi sử dụng nguồn vốn bên ngoài này bởi vì dòng tiền hoạt động của nó đủ

để tài trợ cho các cơ hội đầu tư có giá trị. Điều chỉnh đòn bẩy của công ty A sẽ là

một bước'' đặc biệt'' tiếp cận đến thị trường vốn và các chi phí liên quan sẽ được bù

đắp bởi những lợi ích đạt đến đòn bẩy mục tiêu. Công ty B có chi phí tiếp cận thị

trường cao hơn so với công ty A, nhưng dòng tiền hoạt động không ổn định. Trong

một số năm, cơ hội đầu tư công ty B được tài trợ từ vốn từ bên ngoài rất cao.

Trong một số năm tiếp theo, Công ty B có dòng tiền mặt khá lớn để phân phối cho

các cổ đông một cách tốt nhất. Khi giao dịch trên thị trường vốn, công ty có thể

đồng thời điều chỉnh đòn bẩy của mình với chi phí cận biên tương đối thấp. Chúng

ta có thể thấy rằng mặc dù công ty B điều chỉnh cơ cấu vốn của mình thường

xuyên hơn công ty A nhưng chi phí điều chỉnh của nó vẫn cao hơn.

Cả hai ví dụ cho thấy tình hình lưu chuyển tiền mặt của một công ty có thể ảnh

hưởng đáng kể đến việc mong muốn đạt được tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu, nếu như

công ty thực sự quan tâm đến điều này. Thêm vào đó vai trò của các thành phần

cấu thành nên dòng tiền có thể ảnh hưởng đến tỉ lệ đòn bẩy mục tiêu. Một số

nghiên cứu trước đây đã điều tra tác động của các chi phí điều chỉnh đại diện cho

đòn bẩy mục tiêu hoặc lựa chọn chứng khoán phát hành (ví dụ, Hovakimian,

Opler, và Titman năm 2001; Korajczyk và Levy, năm 2003; Leary và Roberts,

2005). Tuy nhiên, nhóm tác giả là người đầu tiên đưa ra mối tương tác giữa đo

lường tốc độ điều chỉnh với dòng tiền và từ đó đánh giá tác động của chi phí giao

dịch và nhu cầu dòng tiền trong việc điều chỉnh của công ty theo hướng đến mục

tiêu.1

Việc tính toán dòng tiền thực của một công ty đưa ra cách giải thích khác với tài

liệu nghiên cứu trước đây. Nhóm tác giả ước tính rằng các công ty có dòng tiền

1 Giả định này phản ánh thực tế rằng một vài nhà nghiên cứu ước tính mô hình cấu trúc vốn với quyết định đầu tư nội bộ. Trường hợp ngoại lệ bao gồm Brennan và Schwartz (1984), Whited và Hennessy (2005), Titman và Tsyplakov (2007), và DeAngelo, DeAngelo, và Whited (2011).

thực gần bằng không thì có chênh lệch giữa tỷ lệ đòn bẩy thực tế và mục tiêu xấp

xĩ 23-26% mỗi năm. Tốc độ điều chỉnh này tương tự như những báo cáo trước đây

trong các nghiên cứu (ví dụ, Lemmon, Roberts, và Zender, 2008, Huang và Ritter,

2009). Tuy nhiên, các công ty có dòng tiền vượt trội có tốc độ điều chỉnh độ lệch

đòn bẩy lớn hơn 50%. Con số này tăng hơn 70% nếu công ty sử dụng nợ cao. Độ

lớn của các thông số ước tính cho thấy rằng dòng tiền thực là nhân tố đầu tiền ảnh

hưởng đến việc đưa công ty hướng đến tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu. Bằng việc đưa ra

cách điều chỉnh hướng đến đòn bẩy mục tiêu và các chi phí cận biên của việc điều

chỉnh, nhóm tác giả cung cấp bằng chứng thực nghiệm phù hợp với mô hình điều

chỉnh cục bộ đã được sử dụng rộng rãi. Việc bỏ qua yếu tố dòng tiền tạo ra hạn chế

đo lường tốc độ điều chỉnh trong mô hình điều chỉnh cục bộ. Kết quả của nhóm tác

giả đưa phương pháp đo lường dòng tiền, sự kết hợp của vị thế tiền mặt thời kì đầu

của công ty vào tính toán dòng tiền và những ước tính thay thế của mức độ đòn

bẩy mục tiêu.

Kết quả của nhóm tác giả cũng tương tư với những bằng chứng gần đây là việc

điều chỉnh đòn bẩy ngẫu nhiên có thể mang lại kết quả thực nghiệm tương tự như

trạng thái điều chỉnh đòn bẩy mục tiêu và điều chỉnh cục bộ (ví dụ, Chang và

Dasgupta, 2009; Iliev và Welch, 2010). Chang và Dasgupta (2009, p. 1794) kết

luận rằng về xác định trạng thái mục tiêu,'' Nhìn vào tỷ lệ đòn bẩy là không đủ và

thậm chí có thể gây hiểu nhầm.'' Những nghiên cứu này áp đặt tốc độ điều chỉnh

giống nhau trên tất cả các công ty trong mẫu. 2 Một trong những đóng góp của

nhóm tác giả là xác định các công ty ex ante có điều chỉnh đòn bẩy lớn hơn dựa

trên sở thích đòn bẩy khác biệt của họ. Các kết quả là bằng chứng xác nhận việc

thực hiện một mô hình điều chỉnh cục bộ trong một môi trường tinh tế hơn so với

các nghiên cứu ước tính tốc độ điều chỉnh trên cùng tất cả các công ty mẫu. Hơn

2 Pesaran và Smith (1995) trình bày tổng hợp bảng động với thay đổi tốc độ điều chỉnh có thể dẫn đến ước tính hệ số không chính xác.

nữa, tốc độ điều chỉnh ước tính lớn sẽ có ý nghĩa kinh tế khác biệt so tốc độ điều

chỉnh từ những tính toán trong mô phỏng Chang và Dasgupta (2009).

Với bảng thống kê nhóm tác giả nghiên cứu tác động của hạn chế tài chính và biến

thời điểm thị trường đến tốc độ điều chỉnh. Các công ty hạn chế về tài chính khó có

thể phát hành chứng khoán để hướng đến tỉ lệ đòn bẩy mục tiêu (Korajczyk và

Levy, 2003). Tương tự như vậy, việc phát hành hoặc mua lại chứng khoán của các

công ty có thể tác động biến thời điểm thị trường hoặc việc định giá sai tài sản

cũng như khả năng mong muốn đạt được đòn bẩy mục tiêu. Ví dụ, một công ty sử

dụng nợ cao và có cổ phiếu được định giá cao sẽ điều chỉnh đòn bẩy mục tiêu

thông qua phát hành cổ phiếu với chi phí thấp. Tuy nhiên, khicông ty sử dụng nợ

thấp, nếu lợi ích nhận được từ phát hành cổ phiếu bị định giá sai vượt quá giá trị

biên tại mức đòn bẩy mục tiêu thì công ty sẽ sử dụng nợ sẽ thấp hơn nữa

Nhóm tác giả thấy rằng điều kiện thị trường và các chỉ số hạn chế tài chính (chi phí

tiếp cận cao) đều ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh đòn bẩy. Hạn chế tài chính có

ảnh hưởng lớn hơn so với biến thời điểm thị trường. Khả năng tiếp cận tương đối

của thị trường tạo ra sự thay đổi đáng kể trong chi phí công ty phải đối mặt khi tiếp

cận điều chỉnh cơ cấu vốn. Mặc dù biến thời điểm thị trường làm thay đổi biên độ

điểu chỉnh cấu trúc vốn (những tính toán có ý nghĩa thống kê), các biến số kinh tế

không thể giải thích được tốc độ điều chỉnh chậm được ước tính từ các mẫu lớn

Bài nghiên cứu này được cấu trúc như sau. Phần 2 trình bày một số mô hình thực

nghiệm cơ bản của đòn bẩy công ty, mô tả các nguồn dữ liệu, và giải thích cách

tính toán tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu cho mỗi công ty trên năm. Minh họa một số tính

năng nổi bật của phương pháp tiếp cận của nhóm tác giả trong phần 3, bao gồm cả

tầm quan trọng của việc phân biệt giữa sự điều chỉnh đòn bẩy của công ty sử dụng

nợ cao và thấp. Phần 4 giới thiệu sự đổi mới của bài nghiên cứu. Nhóm tác giả giải

thích lý do tại sao dòng tiền hoạt động ảnh hưởng đến chi phí điều chỉnh đòn bẩy

của một công ty, và sửa đổi mô hình điều chỉnh cục bộ để phản ánh sự tương tác

giữa nhu cầu lưu chuyển tiền tệ và điều chỉnh cơ cấu vốn. Kết quả là tốc độ điều

chỉnh ước tính lớn hơn so các nghiên cứu trước. Nhóm tác giả kiểm tra tính thiết

thực của các kết quả trong phần 5. Phần 6 mở rộng mô hình từ phần 4 để kiểm tra

xem liệu hạn chế tài chính và điều kiện thị trường ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh

không. Nhóm tác giả thấy rằng tốc độ điều chỉnh khác nhau với các biến dữ liệu

chéo và liên thời gian, hỗ trợ mô hình điều chỉnh cục bộ về điều chỉnh cấu trúc

vốn. Phần cuối cùng tóm tắt kết quả và thảo luận về tác động của chúng đối với lý

thuyết cấu trúc vốn.

2. Mô hình và dữ liệu mức đòn bẩy cơ bản :

Mô hình tiêu chuẩn điều chỉnh cục bộ về cấu trúc vốn của công ty ước tính bằng

một hồi quy mẫu3

Di ,t: dự nợ của công ty i tại thời điểm t. Ai , t: Giá trị tài sản trên sổ sách của công ty i

tại thời điểm t. Li ,t: Tỉ lệ đòn bẩy của công ty i tại thời điểm t. Li ,t−1:Tỉ lệ đòn bẩy

của công ty i tại thời điểm t – 1. L¿i , t: Tỉ lệ đòn bẩy mục tiêu ước lượng của công ty

i tại thời t – 1. Công ty điển hình trong mẫu chiếm λ phần trăm (mỗi khoảng thời

gian) giữa chệnh lệch đòn bẩy mục tiêu và đòn bẩy thời kì đầu. λ: Tốc độ điều

chỉnh đòn bẩy mục tiêu của công ty

Lưu ý rằng công thức (1) giả định rằng việc điều chỉnh của công ty bắt đầu từ thời

điểm t - 1. Tuy nhiên bỏ qua bất kỳ điều chỉnh cấu trúc vốn hoạt động nào thì đòn

bẩy cũng sẽ thay đổi từ Li ,t−1 khi mà công ty tuyên bố thu nhập hằng năm được đưa

vào tài khoản vốn chủ sở hữu. Chủ động điều chỉnh yêu cầu các công ty tiếp cận

với thị trường vốn bằng mọi cách, ngay cả khi dùng để chi trả cổ tức. Tương tự

như vậy, chỉ những điều chỉnh chủ động kéo theo chi phí giao dịch, vì thế việc 3 Tham khảo bài nghiên cứu của Flannery và Rangan (2006), Lemmon, Roberts, và Zender (2008), và Huang và Ritter (2009).

kiểm định các mô hình điều chỉnh mục tiêu nên tập trung vào những điều chỉnh

chủ động. Nhóm tác giả chỉnh sửa công thức (1) để phân thành mức đòn bẩy của

một công ty gồm phần bị động và phần điều chỉnh

Trong đó:

và ¿t tương đương với thu nhập ròng trong năm tại thời điểm t. Nếu các công ty

tham gia vào bất cứ hoạt động thị trường vốn ròng tại thời điểm t mức đòn bẩy sẽ

là Li ,t−1p .` Do đó vế bên trái của công thức (2) bằng việc điều chỉnh chủ động của

công ty hướng tới thay đổi cấu trúc vốn mục tiêu

Nhóm tác giả dựa theo các nhà nghiên cứu trước đây gồm các công ty có dữ liệu từ

Compustat và bổ sung dữ liệu từ Trung tâm nghiên cứu giá chứng khoán (CRSP)

trừ công ty tài chính (phân loại tiêu chuẩn công nghiệp (SIC) (6000-6999) và

( 4900-4999) trong khoảng thời gian 1965-2006. Bằng cách sử dụng sự kết hợp dữ

liệu của Compustat hàng năm và Trung tâm nghiên cứu giá chứng khoán (CRSP),

nhóm tác giả ước tính một mô hình điều chỉnh cục bộ có tỷ lệ vốn mục tiêu tùy

thuộc vào đặc điểm công ty theo nghiên cứu của Flannery và Rangan (2006). Mặc

dù các nghiên cứu trước đây đã sử dụng giá trị thị trường và giá trị sổ sách nhưng

nhóm tác giả tập trung vào giá trị sổ sách để phân tích thành những phần bị động

và chủ động được đơn giản hơn. 4 Để giảm ảnh hưởng bên ngoài, tất cả các tỷ lệ

lượt bớt giá trị ( winsorized) tại phân vị 1và 99. Bảng 1 định nghĩa tất cả các biến

và trình bày thống kê tóm tắt.

Hồi quy (1) và (2) dựa vào đòn bẩy mục tiêu dự kiến Li ,t¿ . Các khía cạnh khó khăn

nhất của ước tính hoặc hồi quy cách ước tính xây dựng đòn bẩy mục tiêu dự kiến

4 Thay thế giá trị đòn bẩy thị trường cho giá trị sổ sách mang lại kết quả tương tự, theo như trình bày của hai cột đầu tiên của bảng 2.

của công ty. Nhiều nghiên cứu gần đây ước tính đồng thời mức đòn bẩy mục tiêu

và tốc độ điều chỉnh mục tiêu, như trong công thức (2). Lý do đó sẽ giải thích rõ

ràng hơn trong Phần 6.1, nhóm tác giả ước tính một mục tiêu đầu tiên, sau đó công

thức (1) hoặc (2) có thể được ước tính bằng cách bình phương nhỏ nhất (OLS) với

sai số chuẩn bootstrapped.

Các tài liệu gần đây nghiên cứu về mô hình đòn bẩy công ty tập trung hướng đến

mức điều chỉnh không hoàn toàn là rất quan trọng và những tác động cố định đòi

hỏi nắm được sự không đồng nhất của các loại công ty chưa được quan sát

(Flannery và Rangan, 2006; Lemmon, Roberts, và Zender, 2008). Chúng ta bắt đầu

bằng cách ước tính một mô hình điều chỉnh cục bộ của đòn bẩy cho tất cả các công

ty mẫu, bằng cách sử dụng hạn chế đó

Với β là hệ số vector ước tính bằng γ và X i , t−1 bao gồm:

Tác động cố định lên công ty

EBIT_TA = ( Thu nhập trước hạng mục đặc biệt + Chi phí lãi vay + Thuế thu

nhập)/ Tổng tài sản

MB = ( Giá trị sổ sách của nợ + Giá trị thị trường của vốn cổ phần)/ Tổng tài sản

DEP_TA = Khấu hao / Tổng tài sản

LnTA = Ln( Tổng tài sản bị giảm theo chỉ số giá tiêu dùng đô la 1983)

FA_TA = ( Bất động sản, nhà máy và thiết bị ròng)/Tổng tài sản

R&D_TA = Chi phí nghiên cứu và phát triển/ Tổng Tài sản ( Nếu không có chi phí

R&D thì R&D _TA= 0)

R&D_Dum = 1 Nếu chi phí nghiên cứu và phát triển = 0

Ind_Median Leverage = Tỷ lệ nợ trung bình của của công ty trong ngành công

nghiệp Fama và French(1997)

Việc sắp xếp mô hình bảng điều khiển động đòi hỏi một số vấn đề ước tính quan

trọng (Nickell, năm 1981; Baltagi, 2008), một số kỹ thuật kinh tế đã được thiết kế

để giải quyết. Flannery và Hankins (2011) kết luận rằng hệ thống Blundell và trái

phiếu (1998) Phương pháp tổng quát của Moments (GMM) phương pháp ước

lượng đưa ra ước tính đầy đủ. Nhóm tác giả ước tính (3) thông qua Blundell và hệ

thống GMM Bond và tính toán tỷ i, t. Công thức (1) và (2) sau đó có thể được ước

tính bằng sử dụng OLS, với sai số chuẩn bootstrapped vào các kết quả hồi quy

(Pagan, 1984).

Kết quả ước lượng công thức (3) khá tương đồng với các ước tính trước đây về đo

lường giá trị thị trường và giá trị sổ sách của đòn bầy, và không trình không ngắn

gọn. 5

Bảng 1

Tóm tắt thống kê

Bảng 1 trình bày trung bình, trung vị và độ lẹch chuẩn của các biến . Mẫu có chứa tất cả các

công ty Compustat được bổ sung dữ liệu từ Trung tâm nghiên cứu Giá chứng khoán ( CRSP )

ngoại trừ các công ty tài chính ( phân loại theo tiêu chuẩn công nghiệp (SIC) 6000-6999 ) và

(SIC 4900-4999 ) , trong khoảng thời gian năm 1965 -2006 . Trong bảng A và B, giá trị trung

bình sử dụng nợ thấp và cao được đưa ra . Giá trị này không được trình bày trong bảng C bởi vì

các biến được sử dụng để ước tính những mục tiêu và các chỉ tiêu được ước tính trên toàn mẫu

(trừ khi biến Rated bao gồm trong việc tính toán những mục tiêu, mẫu được giới hạn sau năm

1985 ). Giá trị mục tiêu sổ sách và thị trường được ước tính sử dụng phương pháp được trình

bày trong phần 2 . Book dev là giá trị sổ sách mục tiêu trừ đi mức đòn bẩy sổ sách so với năm

trước . Book active dev là đòn bẩy sổ sách trừ đi mức đòn bẩy số sách điều chỉnh được định

nghĩa là tổng số nợ năm trước chia cho tổng tài sản sổ sách năm trước cộng với thu nhập ròng

trong năm này . Điều chỉnh mức đòn bẩy số sách được giới hạn ở mức hai để giảm hiệu ứng của

thu nhập thực biên . Market dev là giá trị mục tiêu thị trường trừ mức đòn bẩy thị trường so với

năm trước . CF là thu nhập hoạt động trước khấu hao trừ tổng số thuế trừ chi phí lãi vay chia

5 Mục tiêu ước tính từ toàn bộ thời gian mẫu (1965-2006) được sử dụng trong tất cả các kết quả báo cáo của nhóm tác giả, ngoại trừ Bảng 6 khi dữ liệu đánh giá chỉ có từ năm 1986-2006. Nhóm tác giả đứa ra các biến để giải thích đòn bẩy mục tiêu trong một số trường hợp, nhưng kết quả của chúng tôi là không nhạy cảm với những thay đổi đó. Xem Phần 5 bên dưới

cho giá trị tài sản sổ sách năm trước trừ chi phí đầu tư ngành công nghiệp . Chi phí đầu tư

ngành công nghiệp được xác định bằng trung bình chi đầu tư các ngành công nghiệp hằng năm

của Fama - French chuẩn hóa bằng giá trị tài sản số sách năm trước . DevLarger là một nếu khi

giá trị tuyệt đối của Dev hoạt động số sách lớn hơn giá trị tuyệt đối của dòng tiền và bằng nếu

ngược lại. Sign là một nếu công ty sử dụng nợ cao và bằng -1 nếu công ty sử dụng nợ thấp .

ExcessDev là DevLarger nhân với chênh lệch về giá trị tuyệt đối của Bookdev trừ giá trị tuyệt

đối của CF. Overlap. |Dev| > |CF| là DevLarger nhân với giá trị tuyệt đối của CF . Overlap , |

CF| > |Dev| là ( 1 - DevLarger ) nhân với giá trị tuyệt đối của Book dev. ExcessCF là ( 1 -

DevLarger ) nhân với chênh lệch giữa giá trị tuyệt đối của dòng tiền trừ giá trị tuyệt đối của

Bookdev. Baa là năng suất bình quân Baa giai đoạn t - 1 và t . MBDiff là giá trị thị trường trên

giá trị sổ sách công ty trừ đi trung bình giá trị thị trường trên giá trị sổ sách các ngành công

nghiệp Fama và Pháp (1997). IndMB là tỷ lệ trung bình giá trị thị trường trên giá trị sổ sách các

ngành công nghiệp Fama và French (1997). Ln(Basset ) là ln của giá trị tài sản sổ sách trong

các năm trước . Rated là một nếu công ty có xếp hạng trái phiếu và không nếu ngược lại . Div

bằng một nếu công ty trả cổ tức trong các năm trước và không nếu ngược lại. Book Lev là tổng

số nợ trên giá trị sổ sách của tài sản. EBIT_TA là thu nhập trước các hạng mục đặc biệt cộng

với chi phí lãi vay cộng với thuế thu nhập trên tổng tài sản. MB là tổng giá trị sổ sách của nợ và

giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu chia cho tổng tài sản. DEP_TA là khấu hao chia tổng tài

sản. LnTA là ln của Tổng tài sản bị giảm theo chỉ số giá tiêu dùng đô la 1983. FA_TA là tổng

tài sản, nhà máy , thiết bị chia tổng tài sản. R & D_TA là chi phí nghiên cứu và phát triển chia

cho tổng tài sản . R & D_Dum bằng một nếu chi phí nghiên cứu và phát triển lớn hơn không và

bằng không nếu ngược lại. Trung bình ngành là trung bình mục tiêu hàng năm các ngành công

nghiệp Fama và French ( 1997).

Bảng 2

Tốc độ điều chỉnh đường cơ sở.

Bảng 2 trình bày các kết quả từ phân tích hồi quy trong đó biến phụ thuộc là sự thay đổi mức

đòn bẩy sổ sách trong cột 1, sự thay đổi mức đòn bẩy thị trường trong cột 2, và sự thay đổi mức

đòn bẩy sổ sách được giới hạn bằng sự điều chỉnh hoạt động trong cột 3 tất cả đều được trình

bày tại Bảng 1. Sai số chuẩn được kiểm định bootstrapped để tính toán biến hồi quy tạo ra. p-

Values được trình bày trong dấu ngoặc đơn.

***,**,* đại diện cho mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%

3. Kết quả ước tính ban đầu:

Bảng 2 trình bày kết quả ước lượng mô hình hồi quy cơ bản. Hai cột đầu tiên thể

hiện ước tính từ công thức (1), sử dụng mức đòn bẩy tương ứng theo giá trị sổ sách

và giá trị thị trường. Đòn bẩy theo giá trị sổ sách và giá trị thị trường đã tạo ra tốc

độ điều chỉnh hàng năm là 21,9% (22,3%). Những kết quả này gần giống với tốc

độ điều chỉnh ước tính trước đó (ví dụ , Lemmon , Roberts, và Zender , 2008). Phù

hợp với hầu hết các tài liệu hiện có, chứng tỏ tốc độ điều chỉnh rất giống nhau giữa

giá trị thị trường và giá trị sổ sách. Cột thứ ba của bảng 2 đo lường tốc độ điều

chỉnh cơ bản sử dụng thước đo về đòn bẩy hoạt động trong phương trình (2). Tốc

độ điều chỉnh ước tính tăng lên đến 31,6% trong việc đo lường điều chỉnh đòn bẩy

hoạt động. Một lý do của sự gia tăng này có thể là do các công ty trung bình có thu

nhập ròng dương và sử dụng nợ thấp. Bỏ qua việc điều chỉnh đòn bẩy chủ động,

các công ty trung bình có xu hướng sử dụng vốn vay ngày càng thấp, vì vậy khi

một công ty chủ động điều chỉnh cấu trúc vốn, thước đo đòn bẩy thay thế được sử

dụng mang lại cho công ty một vài khoản tín dụng giúp xóa bỏ ảnh hưởng của thu

nhập ròng dương. Phần điều chỉnh này không bị ràng buộc trong phương trình (1).

Tác giả quan tâm tới việc lưu chuyển tiền tệ ảnh hưởng đến (chi phí) sự điều chỉnh

đòn bẩy chủ động và hiệu quả thực nghiệm của việc sử dụng LPi,t-1 là điểm khởi đầu

của việc điều chỉnh đòn bẩy, tác giả duy trì lập luận này trong suốt phần còn lại của

bài nghiên cứu.

Điều lưu ý thứ hai là phương trình (1) loại bỏ sự đối xứng giữa các công ty sử dụng

nợ thấp và cao. Các nhà nghiên cứu trước đây giả định tất cả các công ty điều

chỉnh tỷ lệ đòn bẩy ở mức tương tự nhau, trừ nghiên cứu của DeAngelo,

DeAngelo, và Whited (2011). Tuy nhiên, chúng ta có thể dễ dàng tưởng tượng ra

lý do tại sao sự điều chỉnh tối ưu khác biệt bất đối xứng giữa các công ty. 6 Ngay cả

khi chi phí điều chỉnh là bằng nhau giữa các công ty sử dụng nợ thấp và cao,

những lợi ích có thể cũng bất đối xứng. Các công ty sử dụng nợ thấp từ bỏ lợi ích

tấm chắn thuế của đòn bẩy và khá lo lắng về chi phí kiệt quệ tài chính. Tuy nhiên,

rủi ro chi phí kiệt quệ tài chính là khá lớn đối với các công ty sử dụng nợ cao.

Không có lý do nào về mặt lý thuyết giải thích tại sao lợi ích tấm chắn thuế ròng

trừ đi chi phí kiệt quệ tài chính dự kiến phải tương xứng với tỷ lệ đòn bẩy tối ưu

của công ty, và do đó không có lý do để duy trì khoảng cách tuyệt đối từ đòn bẩy

mục tiêu làm động cơ công ty để điều chỉnh. Korteweg (2010) ước tính mức dưới

tỷ lệ đòn bẩy tối ưu của công ty, hàm giá trị của công ty có mức đòn bẩy giảm

nhiều có độ dốc tương đối thấp. Ngược lại, đối với các công ty sử dụng nợ cao, giá

trị của công ty giảm đáng kể khi đòn bẩy tăng thêm.

Bảng 3 Phân tích đường tốc độ điều chỉnh cơ bản

Bảng 3 trình bày kết quả của phân tích hồi quy với biến phụ thuộc là sự thay đổi đòn bẩy theo sổ

sách giới hạn điều chỉnh hoạt động .Cột 1 và 3 đại diện cho công ty có đòn bẩy thấp hơn mức

đòn bẩy mục tiêu trong khi cột 2 và 4 đại diện công ty có đòn bẩy cao hơn mục tiêu. Xác định sự

biến đổi và mẫu mô tả thể hiện trong bảng1 . p - Values được trình bày trong dấu ngoặc đơn.

6 Ví dụ , Korajczyk và Levy (2003) cung cấp bằng chứng cho thấy việc điều chỉnh đòn bẩy ở các công ty bị hạn chế và không bị hạn chế là khác nhau.

***, **, * lần lượt là các mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%.

Nửa bên trái của Bảng 3 trình bày kết quả ước lượng của mô hình cơ bản (2) một

cách riêng rẽ đối với công ty sử dụng nợ cao và thấp. Tốc độ điều chỉnh ước tính là

khác nhau một cách đáng chú ý: 29,8% một năm ở các công ty sử dụng nợ thấp, so

với 56,4% ở công ty sử dụng nợ cao.7 Theo đó, kết quả này chỉ ra rằng các công ty 7 Một kết quả tương tự được trình bày bởi Byoun (2009) , với mô hình hồi quy kiểm tra những thay đổi trong dư nợ của một công ty khi điều kiện dòng tiền khác nhau. Những ước tính của tác giả khác với Byoun ở hai khía cạnh quan

trọng . Thứ nhất , tính toán của Byoun lờ đi những thay đổi rõ ràng trong vốn cổ phần đang lưu hành, và do đó

không thể phát hiện ra những thay đổi trong đòn bẩy, ở phần tử số của dư nợ . Thứ hai, tính toán của tác giả sử dụng

các biến dòng tiền liên tục và độ lệch đòn bẩy mục tiêu để rút ra kết luận về chi phí điều chỉnh biến đổi , trong khi

sử dụng nợ cao có lợi nhuận lớn hơn hoặc chi phí thấp hơn khi có các điều chỉnh

hướng đến tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu của họ. Kết quả này phù hợp với Hovakimian

(2004), người đã phát hiện ra xu hướng hướng tới mục tiêu đòn bẩy là nổi bật hơn

ở các công ty sử dụng nợ cao. Chúng tôi xây dựng dựa trên những phát hiện này

bằng cách chỉ ra rằng sự dòng tiền thực của công ty cho thể giúp xác định thời

điểm và mức độ giảm nợ. Tiềm hiểu xem khi nào và bao nhiêu công ty đạt tới tỷ lệ

đòn bẩy mục tiêu là một trong những đóng góp hàng đầu trong công việc của

chúng tôi.

Với sự khác biệt đáng kể trong tốc độ điều chỉnh giữa các công ty sử dụng nợ thấp

và cao, tất cả các tính toán tiếp theo sẽ ước tính riêng cho hai mẫu con này. Như

một lợi ích tăng thêm, chúng ta sẽ thấy trong phần 6, ước lượng mô hình riêng biệt

của các công ty sử dụng nợ thấp và cao giúp làm sáng tỏ cách thức biến thời gian

ảnh hưởng đến sự hội tụ hướng đến đòn bẩy mục tiêu như thế nào.

Bảng 4:

Định nghĩa khác về dòng tiền hoạt động (Eq. (4)).

Bảng 4 trình bày các kết quả ước tính từ công thức (6) cho các biện pháp đo lường dòng tiền

hoạt động, cho từng quan sát trong đó đòn bẩy lớn hơn hoặc nho hơn so với đòn bẩy mục tiêu.

Cột 1 và 3 thêm thời gian đầu nắm giữ tiền mặt của công ty trên tử số của CF trong công thức

(4). Cột 2 và 4 thêm ước tính tiền mặt dư thừa trên tử số của (4). Sai số chuẩn được cho là do

biến hồi quy tạo ra. Định nghĩa biến và mô tả mẫu được miêu tả trong bảng 1. Giá trị p được

trình bày trong dấu ngoặc đơn

Byoun sử dụng một biến giả thể hiện dòng tiền của công ty là dương hay âm.

***,**,* đại diện cho ý nghĩa ở mức một phần trăm, năm phần trăm, và mức mười phần trăm,

tương ứng.

4. Ảnh hưởng của dòng tiền lên chi phí điều chỉnh thị trường

vốn:

Sự biến đổi thứ ba và quan trọng nhất của tác giả với mô hình điều chỉnh cục phần

chuẩn (1) là dòng tiền hoạt động của một công ty (CF) có thể ảnh hưởng đến chi

phí thực hiện điều chỉnh đòn bẩy. CF có hai khả năng điều chỉnh đòn bẩy. Đầu

tiên, nhu cầu đáp ứng CF trên thị trường tạo ra một chi phí cơ hội thấp để điều

chỉnh đòn bẩy. Nếu một công ty cần phải huy động vốn bên ngoài và có mức đòn

bẩy mục tiêu, công ty có thể chọn cách phát hành nợ hoặc vốn chủ sở hữu tùy theo

công ty sử dụng nợ thấp hay cao. Tương tự như vậy, một công ty có dòng tiền

dương cao sẽ có xu hướng phân phối quỹ cho nhà đầu tư, nhưng nó có thể ảnh

hưởng đến đòn bẩy bằng cách chọn nợ hoặc vốn cổ phần để chi trả. Các dấu của

dòng tiền không quan trọng, quan trọng là giá trị tuyệt đối của nó. Thứ hai, nếu các

công ty đối mặt với một mức chi phí cố định khi tiếp cận các thị trường vốn, họ có

nhiều khả năng thực hiện điều chỉnh đòn bẩy khi một phần của định phí tiếp cận thị

trường là do công ty cần phải bù đắp cho sự mất cân bằng của dòng tiền.

Chúng tôi xác định dòng tiền hoạt động của công ty ( hoặc thâm hụt tài chính ) như

sau:

Trong đó: OIBDi,t là thu nhập hoạt động trước khấu hao, Ti,t là tổng thuế được ấn

định trên báo cáo thu nhập, Inti, t là lãi được trả, Industry_CapExt là giá trị trung

bình của chi phí vốn trong năm t ( giảm do giá trị tài sản trên sổ sách giảm) cho tất

cả các công ty Compustat trong ngành công nghiệp theo Fama và (1997) French,

và Ai, t 1 là giá trị của tổng tài sản trong năm tài chính kết thúc tại t-1.

Ba điều kiện đầu tiên trong (4) là gồm sự đo lường chuẩn mức thâm hụt tài chính

của một công ty, bắt đầu với Shyam Sunder-và Myers (1999). Một số nhà nghiên

cứu trước đã loại trừ chi phí vốn thực tế từ việc sử dụng nguồn tài chính bên ngoài

của công ty. Thay vào đó, cơ hội đầu tư của công ty được thiết lập với

Industry_CapExt. Chi phí giám sát của một công ty phản ánh cả việc thiết lập cơ

hội đầu tư của công ty và quyết định tiếp cận thị trường tài chính. Cuối cùng tác

giả sử dụng Industry_CapExt như một công cụ để tìm mối tương quan với chênh

lệch đòn bẩy của một công ty.

Nếu mục tiêu đòn bẩy là quan trọng, cúng tôi hi vọng rằng các công ty có giá trị

tuyệt đối CF cao sẽ có nhiều khả năng thực hiện điều chỉnh đòn bẩy. Theo như ước

lượng ban đầu, dấu của CF không quan trọng. Xem xét một công ty ban đầu có cơ

hội đầu tư lớn và tạo ra một CF âm. Nếu hiện giá ròng của các cơ hội đầu tư vượt

quá chi phí tiếp cận thị trường tài chính, công ty sẽ huy động vốn bên ngoài và

thực hiện các giao dịch liên quan đến điều chỉnh đòn bẩy mà có thể không tốn định

phí tiếp cận. Ngay cả khi các cơ hội đầu tư không đủ để đảm bảo tiếp cận thị

trường, sự kết hợp giữa lợi ích của việc đầu tư và sử dụng đòn bẩy có thể biện

minh cho chi phí tiếp cận thị trường vốn. Tương tự, một công ty có CF dương lớn

sẽ xem xét phân phối những quỹ thặng dư ra thị trường bằng cách mua lại cổ phiếu

hoặc nợ, tương ứng với mức chênh lệch đòn bẩy.

Chúng ta có thể tìm hiểu về chi phí của việc điều chỉnh cấu trúc vốn bằng cách so

sánh độ lớn CFi,t của một công ty theo độ lệch của nó với đòn bẩy mục tiêu :

Một công ty có |Dev| lớn hơn |CF| của nó sẽ tạo ra việc điều chỉnh đòn bẩy đạt đến

|CF| với chi phí thấp do chi phí tiếp cận thị trường được chia sẻ giữa lợi ích của

việc đạt tới cấu trúc vốn mục tiêu và quỹ / phân phối các dòng tiền thực. Tuy nhiên

, một chênh lệch đòn bẩy vượt quá |CF| sẽ được thu hẹp chỉ khi chi phí cận biên

của các giao dịch thị trường vốn bổ sung là đủ thấp. Trừ khi biến phí là 0, tác giả

hy vọng rằng tốc độ điều chỉnh của công ty hướng tới mục tiêu sẽ nhanh hơn trong

khoảng |Dev| đến |CF|.

Tiếp theo, hãy xem xét một công ty có |CF| vượt quá |Dev|. Công ty này có nhu cầu

kinh phí đầy đủ (hoặc dư thừa tiền mặt để trả lại các cổ đông) để đạt được mục tiêu

sử dụng đòn bẩy bằng cách chọn một cách thích hợp giữa các giao dịch nợ và

chứng khoán. Nói cách khác, các công ty đồng thời có thể thu hẹp chênh lệch đòn

bẩy và giải quyết nhu cầu lưu chuyển tiền tệ của nó. Do đó tác giả dự đoán rằng

các công ty có lượng tiền mặt lớn (tuyệt đối) sẽ gây ra sự chuyển đổi lớn để thu

hẹp |Dev|. Trong trường hợp không có biến phí điều chỉnh, hệ số này có thể đạt đến

sự đồng nhất. Tuy nhiên, nếu cho |CF| vượt quá |Dev| ban đầu, sự lựa chọn giữa nợ

và vốn chủ sở hữu của công ty nên hướng tới mức độ đòn bẩy mục tiêu, do đó, tác

giả cho rằng không có sự thay đổi có hệ thống mức đòn bẩy từ việc phân loại dòng

tiền dư thừa.

Thảo luận trực quan này đã chia CF và Dev thành bốn phân đoạn:

DevLarger =1 nếu |Dev| > |CF| , nếu ngược lại thì = 0 . Đầu tiên phân tách độ lệch

đòn bẩy thành 3 biến : exceeds |CF| và hai phần Overlap |CF| .Biến thứ tư ,

“ExcessCF” đo lường nhu cầu dòng tiền ngoài những yêu cầu thu hẹp độ lệch đòn

bẩy hoàn toàn . Nếu các phân đoạn này liên quan đến những chi phí khác nhau của

việc điều chỉnh đòn bẩy, chúng ta nên mở rộng (2) thành mô hình điều chỉnh biến

đổi cục bộ :

Trong đó: Sign=1 nếu là công ty sử dụng nợ cao và = -1 nếu ngược lại. Công thức (

6 ) dùng để xác định sự điều chỉnh đòn bẩy một cách dễ dàng.8 γ 2 và γ 3 đo lường

khuynh hướng công ty điều chỉnh mức độ đòn bẩy khi tình hình lưu chuyển tiền tệ

8 Dấu hiệu của tài khoản điều chỉnh trên thực tế được biểu hiện bởi các biến phụ thuộc, trong khi các biến giải thích được xây dựng đều là dương

giúp thực hiện những điều chỉnh đơn giản nhất.9 Giả định rằng các công ty muốn

đạt tới tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu , γ 2 và γ 3 khá lớn :

Khi |Dev| vượt quá |CF| , tất cả các |CF| có thể dùng để điều chỉnh đòn bẩy để đạt

mục tiêu.

Khi |CF| vượt quá |Dev| , nhu cầu lưu chuyển tiền của công ty cho phép nó đạt

được đòn bẩy mục tiêu.

Với biến phí giao dịch bằng 0 , γ 1 phải bằng γ 2 : một khi chi phí cố định của việc

tiếp cận thị trường bên ngoài phát sinh , các công ty nên thu hẹp |Dev| bằng với

CF- các quỹ có liên quan hoặc thực hiện các giao dịch nhằm mục đích duy nhất là

thu hẹp |Dev| .

Tuy nhiên , biến phí dương sẽ làm cho γ 1< γ 2 vì giao dịch nhằm mục đích duy nhất

là thu hẹp |Dev| đem lại lợi ích ít hơn. γ 4 sẽ là một số nhỏ: một công ty với Excess

|CF| có thể đạt được đòn bẩy mục tiêu trong quá trình đáp ứng nhu cầu CF , giao

dịch nhiều hơn cho phép mức độ đòn bẩy không bị ảnh hưởng. Tóm lại, tác giả cho

rằng γ 3 ≈ γ2>γ1>γ4 .

Ví dụ, xem xét một công ty sử dụng nợ thấp bằng 5% (lagged) tổng tài sản và có

mức thâm hụt dòng tiền tương đương với 8% tổng tài sản. Mô hình điều chỉnh cục

bộ dự đoán rằng năm điểm phần trăm đầu tiên của thâm hụt dòng tiền (tương ứng

với giá trị của biến γ 3 trong (6)) sẽ tăng lên theo các mức độ nợ, dẫn tới γ 3= 1. Về

3% còn lại của mức thâm hụt dòng tiền? Giả định rằng các công ty nhận thấy sẽ

tốn kém để thanh lý tài sản hơn huy động vốn và không có đủ khả năng thanh toán

nội bộ, công ty sẽ tăng thêm 3% tài sản theo tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu của nó. Ví dụ,

nếu tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu của công ty là 40% và phát hành nợ ban đầu (5%) đã

đạt được mức độ đòn bẩy, 1,2 điểm phần trăm của 3% còn lại của nhu cầu tài chính

9 Các công ty có DevLarger = 0 sẽ có xu hướng tiến gần đến đòn bẩy mục tiêu của họ hơn so với các công ty có

DevLarger = 1 . Vì vậy , chúng tôi dự đoán ( 1 cách mơ hồ) rằng γ 3>γ 2.

sẽ tăng lên từ nợ và 1,8 điểm phần trăm khác tăng từ vốn chủ sở hữu. Kết quả, tác

giả đưa ra giả thuyết rằng CF biên này sẽ làm cho mức độ đòn bẩy không bị ảnh

hưởng, trên trung bình. Hệ số γ 4 sẽ gần bằng 0. Bây giờ, đảo ngược những con số

trong ví dụ: cho công ty sử dụng nợ thấp bằng 8% tổng tài sản, với mức thâm hụt

dòng tiền bằng 5% tổng tài sản. Công ty một lần nữa được dự đoán sẽ thu hẹp 5%

đầu tiên của thâm hụt đòn bẩy bằng một phát hành nợ (γ 2 = 1). Về 3% còn lại của

Dev? Với một chi phí giao dịch biên cao (biến đổi), các công ty sẽ không làm gì để

thu hẹp phần độ lệch này. Mặt khác, với biến phí đủ thấp, nó sẽ tăng thêm 3% tài

sản dưới hình thức nợ (cho rằng chi phí tiếp cận cố định đã được thanh toán). Với

biến phí cao hơn, γ 1 được dự đoán là gần =0.

Kết quả ước lượng của (6) được trình bày ở phần bên phải của bảng 3, riêng biệt

cho những công ty sử dụng nợ thấp và cao. Giả thuyết sắp xếp thứ hạng của ước

lượng hệ số γ nằm trong cả hai mẫu. Khi dòng tiền lớn (về giá trị tuyệt đối), những

điều chỉnh mức đòn bẩy (γ 2, γ 3) cũng lớn. Các công ty sử dụng nợ cao điển hình

dành từ 69% đến 90% dòng tiền thực của nó cho các giao dịch vốn nhằm thu hẹp

khoảng cách giữa đòn bẩy thực tế và đòn bẩy mục tiêu, so với 27-52% của các

công ty sử dụng nợ thấp. Trong Bảng 3, những lợi ích của việc giảm sử dụng đòn

bẩy quá mức dường như vượt quá những lợi ích của việc theo đuổi đòn bẩy mục

tiêu khi công ty sử dụng đòn bẩy thấp. Lưu ý rằng điều chỉnh đòn bẩy là nhỏ hơn

đáng kể đối với ExcessDev, điều này cho thấy các giao dịch thị trường vốn liên

quan đến ít nhất một số biến phí giao dịch. Cuối cùng, các hệ số không có ý nghĩa

trên ExcessCF chỉ ra rằng các công ty không thay đổi đòn bẩy theo hệ thống một

khi họ đã loại bỏ độ lệch khỏi mục tiêu.

Bảng 4 làm rõ các biến xác định CF (4) để phản ánh khả năng của một công ty để

phòng ngừa những ảnh hưởng của biến động dòng tiền bằng cách duy trì các tài

sản có tính thanh khoản. Định nghĩa dòng tiền trong (4) bỏ qua số dư tiền mặt tích

lũy, số dư này có thể tách biệt dòng tiền thực từ nhu cầu phải tiếp cận thị trường

vốn bên ngoài (ví dụ, Opler, Pinkowitz, Stulz và Williamson, 1999; Almeida,

Campello, và Weisbach, 2004). Tác giả đưa ra hai cách để tổng hợp số dư tiền mặt:

xem xét lại cách xác định CF (4) và ước tính ở (6). Đầu tiên, “tiền mặt” được thêm

vào tử số của (4). Kết quả ước lượng trong cột đầu tiên và thứ ba của Bảng 4 cho

thấy một vài thay đổi trong tốc độ điều chỉnh ước tính, nhưng kết quả chính vẫn

không thay đổi trong phần bên phải của Bảng 3: các công ty đóng một phần quan

trọng trong sự khác biệt đòn bẩy mục tiêu khi chi phí điều chỉnh được kết hợp với

việc nhắm tới dòng tiền thực. Tốc độ điều chỉnh thì nhỏ hơn đáng kể khi chi phí

điều chỉnh chỉ được bù đắp bằng những lợi ích của việc tiếp cận đòn bẩy mục tiêu:

giả thuyết cho rằng γ 1 = γ 2 bị bác bỏ. Một cách khác để kết hợp số dư tiền mặt với

việc đo lường CF là ghi nhận một vài khoản tiền mặt của một công ty có thể được

dùng cho duy trì tính thanh khoản. tác giả làm điều này bằng cách thay thế vị thế

tiền mặt thời kì đầu của công ty (trong (4)) với ước lượng vượt quá vị thế tiền mặt,

đo lường tiền mặt thời kì đầu của công ty trừ mức tiền mặt trung bình ngành công

nghiệp thời kỳ đầu theo Fama and French (năm 1997 ), theo quy mô. Kết quả trong

cột 2 và 4 của Bảng 4 xác định một cách gần đúng để tìm ra cách sử dụng vị thế

tiền mặt của công ty.

Chúng tôi kết luận hai điều từ Bảng 4. Thứ nhất, chi phí điều chỉnh đòn bẩy thì

quan trọng trong việc xác định có bao nhiêu công ty điều chỉnh. Mặt khác, dòng

tiền thực sẽ không có ảnh hưởng lớn nhất lên phạm vi điều chỉnh đòn bẩy. Thứ hai,

chi phí điều chỉnh xuất hiện có ít nhất một thành phần biến đổi. Nếu các chi phí đã

được cố định hoàn toàn, một khi công ty dùng các chi phí cố định hướng tới dòng

tiền thực, nó sẽ điều chỉnh tất cả để nhắm đến mục tiêu của nó. Điều này sẽ tạo ra

hệ số γ 1 và γ 2 không khác biệt đáng kể với nhau.

5. Robustness

Kết quả của chúng tôi là có ý nghĩa với các cách đo lường thay thế của đòn bẩy

mục tiêu và sự thay đổi của dòng tiền được đo lường.. BecauseKorajczyk và Levy

(2003) thấy rằng mức độ đòn bẩy khác nhau với từng điều kiện kinh tế vĩ mô,

chúng tôi ước tính lại tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu với biến giả theo năm để cho phép

thay đổi chuỗi thời gian ở cấp độ kinh tế vĩ mô để thay đổi mức đòn bẩy mục tiêu

của các công ty cho năm tài chính tương ứng. Sử dụng các mục tiêu thay thế,

chúng tôi ước tính lại phương trình (6) và trình bày kết quả trong hai cột của bảng

5 cột I. So sánh kết quả với kết quả tìm thấy ở nửa bên phải của Bảng 3 chỉ ra rằng

việc thay đổi đòn bẩy theo biến động kinh tế vĩ mô nhưng không làm thay đổi ảnh

hưởng của dòng tiền thực lên tốc độ điều chỉnh đòn bẩy.

Nhóm tác giả đưa ra thêm ba điều chỉnh để xác định về dòng tiền thực của công ty

trong công thức (Eq. (4)), và trình bày kết quả tương ứng trong cột II, III, và IV,

Bảng 5. Đầu tiên, chúng tôi bỏ qua sự thay đổi trong vốn luân chuyển, công nhận

rằng các tài sản và nợ phải trả ngắn hạn có thể được coi như là nguồn thay thế và

sử dụng như tiền mặt. Thứ hai, chúng tôi bỏ qua việc chi trả cổ bằng tức tiền mặt

trong năm tài chính trước, dựa trên giả định các công ty xem dòng cổ tức của họ

như là một cam kết sử dụng tiền mặt tương tự như lãi vay phải trả cho chủ nợ

(Graham và Harvey, 2001). Thứ ba, nếu các công ty có nợ đáo hạn trong năm tài

chính hiện tại, họ sẽ cần phải tái tài trợ món nợ đáo hạn trừ khi dòng tiền hoạt động

của họ là đủ mạnh. Khai thác thị trường vốn bên ngoài để tái tài trợ khoản nợ hiện

tại cũng sẽ giảm chi phí phát sinh của một công ty từ việc tiếp cận đòn bẩy mục

tiêu. Vì vậy, nhóm tác giả bỏ qua nợ ngắn hạn (Compustat dữ liệu 34-nợ trong nợ

ngắn hạn) để thiết lập phương pháp đo lường thứ ba về dòng tiền thực . Kết quả là

cực kỳ thuyết phục và phù hợp với kết quả trước đó của nhóm tác giả. Tốc độ điều

chỉnh rất nhanh trên hai biến Overlap chỉ ra rằng nhu cầu CF làm giảm đáng kể chi

phí điều chỉnh đòn bẩy. Các hệ số nhỏ hơn trên ExcessDev phù hợp với giả thuyết

cho rằng chi phí điều chỉnh đòn bẩy bao gồm thành phần biến đổi. 10

Cuối cùng, chi phí điều chỉnh cố định sẽ làm các công ty đưa ra quyết định riêng

về việc tiếp cận thị trường vốn, thay đổi đòn bẩy bao nhiêu và điều kiện để tiếp cận

như thế nào. Do đó chúng tôi ước tính (6) như một phần của mô hình lựa chon nội

sinh (Heckman), trong đó mô hình đầu tiên (probit) giải thích cách mà các công ty

tiếp cận thị trường vốn trong các hình thức thay đổi đủ lớn của dư nợ và / hoặc vốn

cổ phần.11 Sau đó chúng tôi ước tính (6) chỉ cho các doanh nghiệp tiếp cận thị

trường, và bao gồm tỷ lệ nghịch đảo Mills làm biến giải thích thêm. Kết quả

Untabulated cho rằng các công ty có nhiều khả năng tiếp cận thị trường vốn bên

ngoài khi họ có CF lớn hơn hoặc Dev lớn hơn, phù hợp với sự tồn tại của một chi

phí tiếp cận cố định. Kết quả giai đoạn thứ tương tự như trình bày trong Bảng 3.

6. Han chế về tài chính và thời điểm thị trường

Một bài nghiên cứu đang phổ biến cho thấy khả năng để khai thác thị trường vốn

khác nhau giữa các doanh nghiệp và chi phí điều chỉnh đòn bẩy có thể khác nhau

giữa các công ty tài chính bị hạn chế và công ty không bị hạn chế (ví dụ,

Korajczyk và Levy, 2003). Ví dụ, Faulkender và Petersen (2006) cho thấy rằng

tham gia vào các thị trường trái phiếu chính phủ cho phép một công ty được sử

dụng vốn vay nhiều hơn, đặc biệt khi có những cú sốc trêm thị trường tín dụng

(Leary, 2009). Như trong các nghiên cứu trước đây, nhóm tác giả đưa ra hai biện

pháp đo lường hạn chế tài chính để ước tính đòn bầy mục tiêu ( kích thước và đánh

giá). Nhưng khó khăn tài chính cũng có thể ảnh hưởng đến khả năng của một công

ty để điều chỉnh theo hướng đòn bẩy mục tiêu. Thật vậy, người ta có thể xác định

một cách tiếp cận thị trường vốn tốt hơn như là chi phí thấp hơn hướng tới đòn

10 11

bẩy mục tiêu. Trong khi một số nhà nghiên cứu đã chỉ ra rằng hạn chế tài chính và

điều kiện thị trường ảnh hưởng đến sự lựa chọn phát hành chứng khoán của các

công ty (Hovakimian, Opler, và Titman năm 2001; Korajczyk và Levy, năm 2003;

Leary và Roberts, 2005), rằng không ai có thể kết hợp các biện pháp này để ước

tính tốc độ điều chỉnh. Bây giờ nhóm tác giả sửa đổi mô hình cơ bản bằng cách

kiểm tra đặc điểm thị trường và công ty tài chính ảnh hưởng như thế nào đến tốc

độ điều chỉnh. Các nhà nghiên cứu cũng đã kết luận rằng các điều kiện thị trường

tạm thời -''thời điểm thị trường'' -ảnh hưởng sự lựa chọn chứng khoán bằng những

cách mà có thể ảnh hưởng vĩnh viễn đến cấu trúc vốn của công ty (Baker và

Wurgler, 2002; Korajczyk và Levy, năm 2003; Huang và Ritter, 2009). Nhóm tác

giả nhận thấy rằng khá hợp lí khi mà xem xét thời điểm thị trường ảnh hưởng đến

động lực trong ngắn hạn của một công ty để thu hẹp chênh lệch mức đòn bẩy.12 Ví

dụ, hãy xem xét một công ty sử dụng nợ cao đang muốn giảm bớt một vài khoản

nợ của nó. Khuynh hướng này có thể gia tăng nếu lãi suất trái phiếu của công ty

đang tạm thời cao (làm cho giá trị nợ thấp), nhưng nó có thể bị trì hoãn nếu lãi suất

đang tạm thời thấp. Vì vậy, công ty này sẽ có nhiều khả năng sẽ thực hiên một sự

điều chỉnh lớn hướng tới đòn bẩy mục tiêu như việc tăng lãi suất trái phiếu .13 Một

công ty có sử dụng nợ cao có thể lên kế hoạch phát hành cổ phiếu. Lãi suất trái

phiếu có thể ít tác động đến công ty này, nhưng công ty sẽ sẵn lòng để phát hành

cổ phiếu nếu giá cổ phiếu đang tạm thời cao. Chi phí cơ hội việc định giá sai này

sẽ ảnh hưởng bao nhiêu đến việc điều chỉnh để hướng tới đòn bẩy mục tiêu, và ảnh

hưởng đến cấu trúc vốn sẽ vẫn tồn tại cho đến khi công ty nhận thấy đáng để thay

đổi cấu trúc vốn. Do đó nhóm tác giả đưa ra giả thuyết rằng tốc độ điều chỉnh cấu

12 Kết quả của chúng tôi được dựa trên các mục tiêu mà không cần tính toán biến giả năm. Tuy nhiên, họ mạnh mẽ đến sự bao gồm của biến giả năm, mà nên bao hàm nhiều sự thay đổi liên thời gian trong điều kiện kinh tế vĩ mô13 Graham và Harvey (2001) tìm thấy bằng chứng khảo sát rằng Giám đốc tài chính cố gắng để phát hành trái phiếu khi lãi suất tương đối thấp

trúc vốn phải thích hợp với một số biến về thời điểm thị trường đã xác định trong

các tài liệu nghiên cứu trước đây về ảnh hưởng của mức độ đòn bẩy.

Bang 5: Robustness

Bảng 5 trình bày kết quả ước tính từ công thức (6) một cách riêng biệt cho các công ty có nhiều

nợ và các công ty ít nợ. Cột I trình bày hệ số tốc độ điều chỉnh cho mỗi bốn phép phân tích khi

các mục tiêu được tính toán với các biến giả năm để kiểm soát các điều kiện kinh tế vĩ mô. Cột II

trình bày hệ số điều chỉnh khi các biện pháp đo lường cơ bản của dòng tiền tự do được điều

chỉnh bằng cách trừ sự thay đổi trong vốn lưu động. Cột III trình bày hệ số điều chỉnh khi các

biện pháp đo lường cơ bản của dòng tiền tự do được điều chỉnh bằng cách trừ đi cổ tức giai

đoạn trước. Cột IV trình bày hệ số điều chỉnh khi các biện pháp đo lường cơ bản của dòng tiền

tự do được điều chỉnh bằng cách trừ nợ trong nợ ngắn hạn. Tất cả các bổ sung điều chỉnh đều

có chung cơ sở bắt đầu từ phương pháp đo lường dòng tiền cơ bản (thời gian bắt đầu của tài sản

sổ sách). Định nghĩa biến và mô tả mẫu được trình bày trong bảng 1. p-giá trị được báo cáo

trong dấu ngoặc đơn.

***,**,* đại diện tương ứng cho ý nghĩa ở mức một phần trăm, năm phần trăm, và mức mười

phần trăm.

6.1. Sư mở rộng mô hình điều chỉnh cuc bộ (Modifications to the partial

adjustment model)

Kết hợp tốc độ điều chỉnh điều kiện độc lập ( state-dependent) với mục tiêu cụ thể

của công ty liên quan đến một số nhân tố kinh tế quan trọng. Ban đầu có thể xem

xét ước tính một hồi quy riêng biệt theo công thức (6) cho khoảng thời gian với các

biến có giá trị cao và thấp ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh. Tuy nhiên, nhiều ước

lượng của công thức (6) thất bại trong việc áp đặt một mô hình phù hợp của đòn

bẩy mục tiêu (bao gồm cả hiệu ứng công ty cố định) trên những đặc tính của mô

hình. Nhóm tác giả có thể xác định mô hình bảng điều khiển cơ bản bằng cách xác

định rằng tốc độ điều chỉnh công ty thứ i tại thời điểm t phụ thuộc vào biến lãi suất,

Zk,t:

Như trên, đại diện cho giá trị mục tiêu được tạo ra từ công thức (3). Zi,t bao

gồm cả hai biến “hạn chế tài chính'' và'' thời điểm thị trường''.

1. Hạn chế tài chính có thể sẽ phản ánh sự thay đổi dữ liệu chéo trong chi phí

và lợi ích của việc điều chỉnh đòn bẩy công ty. Vì vậy, nhóm tác giả thấy

rằng đối với cùng một độ lệch từ đòn bẩy mục tiêu và cùng một dòng tiền

thực, các công ty có hạn chế ít và nhiều sẽ có cấu trúc vốn khác nhau. Nhóm

tác giả sử dụng ba biến đại diện cho hạn chế tài chính:

Size= Ln(Basseti,t-1)

Divs= 1 nếu công ty chi trả cổ tức trong năm t-1, ngược lại thì bằng 0

Rated = 1 nếu công ty có xếp hạng tín dụng, bằng 0 nếu ngược lại

Theo như Faulkender và Wang (2006) và Almeida,Campello, và Weisbach (2004),

bên cạnh những yếu tố khác, khả năng tiếp cận vào thị trường vốn của một công ty

thay đổi theo quy mô (ln(basset)). Trong phạm vi chi phí tiếp cận cố định, công ty

lớn sẽ thấy rằng đáng để chịu chi phí cố định hơn so với công ty nhỏ hơn. Người

trả cổ tức được cho là không bị giới hạn khi tiếp cận thị trường vốn, nếu không, họ

sẽ giữ lại các khoản tiền mà họ tạo ra chứ không chi trả cổ tức. Các công ty được

xếp hạng sẽ có chi phí tiếp cận thị trường tài chính tương đối thấp hơn. Chúng tôi

xem xét sự khác biệt trong tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn cho cả ba biện pháp đo

lường.

2. Biến thời điểm thị trường đo điều kiện thị trường tài chính có thể ảnh hưởng

đến lợi ích của doanh nghiệp trong việc tiếp cận các thị trường vốn tại một

thời điểm cụ thể. Nhóm tác giả sử dụng ba đại diện cho biến điểm thị trường

Baa = tỷ lệ Baa trung bình khoảng thời gian t-1 và t

IndMB= Trung bình MB của ngành

MBDiff = MB của công ty – IndMB

Một tỷ lệ Baa tạm thời cao có thể ngăn cản phát hành trái phiếu mới (Graham,

1996), cũng có thể làm giảm tốc độ điều chỉnh đòn bẩy cho các doanh nghiệp sử

dụng ít nợ. Tuy nhiên, tỷ lệ Baa cao cũng có thể khuyến khích điều chỉnh bởi các

công ty có nhu cầu loại bỏ một vài khoản nợ (như một khoản chiết khấu). Tương tự

như vậy, tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của công ty có liên quan tới

ngành này có thể ảnh hưởng đến lãi suất của các công ty khi tiếp cận thị trường

vốn (phù hợp với Baker và Wurgler năm 2002, và những người khác), nhưng hiệu

quả sẽ khác nhau tùy thuộc vào việc công ty đã lập kế hoạch phát hành hoặc mua

lại cổ phần hay chưa. Nhóm tác giả ước tính các đặc điểm hồi quy sau, riêng biệt

cho các công ty có nợ cao và thấp.

Để phù hợp ý nghĩa về mặt kinh tế, bốn biến liên tục (Size, Baarate, MB Diff, và

IndMB) được chuẩn hóa để có giá trị trung bình bằng không và độ lệch tiêu chuẩn

là một. Điều này cho phép tính toán đơn giản về tác động của những thay đổi trong

các giá trị Z vào tốc độ điều chỉnh. Bảng 6 trình bày kết quả ước lượng cho tương

tác của ba biến hạn chế tài chính và Bảng 7 trình bày kết quả tương tự cho tương

tác của ba biến về thời điểm thị trường

6.2 Các kết quả của sư han chế tài chính:( Financial constraints results)

Các công ty sử dụng ít nợ được mô tả trong 4 cột đầu tiên của bảng 6 và các công

ty sử dụng nhiều nợ được mô tả trong 4 cột còn lại. 14

Đầu tiên, hãy xem xét các công ty sử dụng ít nợ. Cơ sở ”base” ước tính tương ứng

với 1 công ty có Div=0, Rate=0, và (bởi vì các biến đã được chuẩn hóa) Size tại

trung bình mẫu. Chúng tôi nhận thấy rằng các doanh nghiệp lớn điều chỉnh chậm

hơn so với những doanh nghiệp nhỏ hơn, mặc dù thực tế là các DN này sẽ có ít

nhạy cảm với chi phí giao dịch cố định. Nói như vậy tức là các DN lớn, sử dụng ít

nợ hưởng lợi ích thấp hơn từ việc gia tăng sử dụng đòn bẩy. Tuy nhiên, hai chỉ số

khác của hạn chế tài chính thì dương và có ý nghĩa thống kê , hàm ý về việc điều

chỉnh nhanh hơn ở các DN ít bị hạn chế tài chính. Một sự xếp hạng trái phiếu làm

tốc độ điều chỉnh tăng gấp đôi liên quan đến một độ trùng khớp giữa /Dev/ và /CF/.

14 Bởi vì thông tin đánh giá là có sẵn chỉ sau năm 1985, các hồi quy trong Bảng 6 bao gồm những ngày tháng trong 1986-2006. Kết quả trong Bảng 6 sử dụng các đại diện mục tiêu tính bằng cách ước tính (3) trong thời kỳ mẫu 1986 – 2006. Các kết quả phát hiện là giống nhau nếu chúng tôi sử dụng các ước tính mục tiêu dựa trên thời kỳ mẫu đầy đủ (1965-2006). Hơn nữa, các kết quả của chúng tôi trong bảng 6 và 7 không bị ảnh hưởng bởi việc thêm hạn chế tài chính hoặc các biến thời điểm thị trường vào các yếu tố quyết định mục tiêu đòn bẩy trong (3).

(xem hàng (b) và (c)). Nó cũng tăng với tốc độ bằng một nửa tốc độ của

ExcessDev (hàng(a)). Theo dự kiến, Rated không ảnh hưởng đến việc điều chỉnh

ExcessCF trong hàng d, bởi vì các CF này chỉ có liên quan sau khi công ty đã đạt

được tỷ lệ nợ mục tiêu. Các hệ số của các biến Div tương tự cũng chứng tỏ có sự

điều chỉnh nhanh hơn ở các công ty ít hạn chế, nhưng những ảnh hưởng ước tính

khiêm tốn hơn nhiều.

Bang 6: Các tương tác của sự hạn chế tài chính

Bảng 6 trình bày các kết quả ước tính (6) riêng biệt cho các DN sử dụng nhiều nợ và các DN sử

dụng ít nợ. Cột Base là hệ số tốc độ điều chỉnh cho mỗi phép phân tích trong số 4 phân tích,

trong khi mỗi cột khác là một sự tương tác của mỗi phân tích với biến tiêu đề. Những sự tương

tác này đại diện cho mức độ hạn chế tài chính của một doanh nghiệp. Mỗi biến tương tác liên

tục được chuyển đổi thành một biến chuẩn bình thường trước khi tương tác. Biến tương tác được

xác định: Div=1 nếu Dn trả cổ tức trong năm t-1 và ngược lại bằng 0. Size=ln(Basset i,t-1) và

Rated =1 nếu DN có định hạng trái phiếu và =0 nếu không có. Các định nghĩa biến và mô tả

mẫu được trình bày trong bảng 1. P-values được trình bày trong dấu ngoặc đơn.

***, ** và * lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.

Các kết quả tập mẫu con DN sử dụng nhiều nợ(nửa bên phải của Bảng 6) một lần

nữa cho thấy tốc độ điều chỉnh nhanh hơn nhiều so với các DN sử dụng ít nợ.

Chúng tôi một lần nữa thấy rằng các doanh nghiệp lớn điều chỉnh ít nhưng mà

nhanh, mặc dù những tác động lên các DN này nhỏ hơn so với các DN ít dùng vốn

vay. Chúng tôi thấy rằng các DN tiếp cận tốt hơn với nguồn tài chính (Div

=1,Rated=1) có sự điều chỉnh về mặt thống kê và kinh tế ít nhưng nhanh hơn. Các

DN bị hạn chế tài chính hành động một cách nhanh chóng để loại bỏ đòn bẩy quá

mức. Ví dụ, các DN với sự trùng khớp giữa dòng tiền và độ lệch chuẩn(dòng (b) và

(c)) điều chỉnh trong khoảng 75% đến 87.8% nếu các DN này không chi trả cổ tức,

có quy mô trung bình và không có đánh giá xếp hạng(no rating). Tuy nhiên, một cổ

tức chi trả có độ lệch chuẩn so với kích thước trung bình và được xếp hạng thì điều

chỉnh hướng tới mục tiêu đòn bẩy với tốc độ hàng năm từ 35,9% (0.878 _ 0.139 _

0.080 _ 0.300) xuống 16,3% (0.750 _ 0,287 _ 0,037 _ 0,263). Sự tiếp cận thị

trường tài chính tốt hơn làm giảm mối quan tâm của một DN về đòn bẩy quá mức.

Nhìn chung, những hạn chế tài chính thay đổi đáng kể tốc độ điều chỉnh hướng tới

đòn bẩy mục tiêu một cách rất bất đối xứng. Các DN hạn chế tài chính điều chỉnh

chậm hơn so với các DN không bị ràng buộc khi họ sử dụng ít vốn vay, nhưng

nhanh hơn khi họ sử dụng vốn vay nhiều. Các hạn chế về tài chính ảnh hưởng đến

tốc độ điều chỉnh đòn bẩy rất lớn đến mức có thể đảo ngược những kết quả thông

thường (từ Bảng 3), dẫn đến các DN ít sử dụng vốn vay điều chỉnh chậm hơn so

với các công ty sử dụng nhiều vốn vay. Khi dòng tiền trùng khớp với độ lệch đòn

bẩy (hàng (b) và (c) trong bảng 6), một DN không hạn chế tài chính sử dụng nhiều

nợ điều chỉnh ít hơn (35,9% hay 16,3%) một DN không hạn chế có cùng quy mô

sử dụng ít nợ (45,4% hay 46,9%).

Các kết quả ở bảng 6 cho thấy tầm quan trọng của việc xác định hạn chế về tài

chính khi nghiên cứu điều chỉnh vốn, và nhấn mạnh giá trị của quá trình ước tính

sự điều chỉnh khác nhau giữa các DN sử dụng nợ nhiều và các DN sử dụng nợ ít

trong cùng một mẫu.

6.3 Các kết quả biến thời điểm thị trường:

Chúng tôi bắt đầu các kiểm tra của mình về vai trò của thời điểm thị trường với các

doanh nghiệp ít sử dụng vốn vay trong bốn cột đầu tiên của Bảng 7. Những DN

này nên phát hành nợ(trái phiếu) hoặc thu hồi vốn cổ phần để thu hẹp các chênh

lệch đòn bẩy. Các ước tính Base trong cột đầu tiên của Bảng 7 tương đối giống với

nửa bên phải của bảng 3. Phù hợp với các giả thuyết của chúng tôi, một thị trường

lãi suất cao hơn và định giá vốn cao hơn làm giảm tốc độ điều chỉnh tỷ lệ đòn bẩy

của các DN sử dụng ít vốn vay. Tuy nhiên, độ lớn của sự thay đổi trong tốc độ điều

chỉnh là nhỏ hơn so với kết quả mà chúng tôi ước tính với các ảnh hưởng của việc

hạn chế tài chính. Việc giảm tỷ lệ Baa của một độ lệch chuẩn(giảm 11.8%) làm

tăng tốc độ điều chỉnh của các DN có dòng tiền mặt dồi dào (hàng (c)) từ 35,7%

đến 47,5% (35,7%- 1* (- 11,8%)). Đối với các doanh nghiệp có dòng tiền đủ để thu

hẹp khoảng chênh lệch đòn bẩy (hàng (b)), sự gia tăng tốc độ điều chỉnh là kết quả

từ một khoản giảm độ lệch chuẩn trong tỷ lệ Baa là 2,0%, từ 27,1% đến 29,1%.

Tương tự như vậy, giá trị ngành cao hơn làm giảm tốc độ điều chỉnh của DN đang

cần phải tăng mức đòn bẩy, nhưng độ lớn của việc điều chỉnh này là nhỏ.

Bốn cột cuối cùng của Bảng 7 trình bày các kết quả của các công ty sử dụng nhiều

nợ, những DN này sẽ giảm nợ hoặc phát hành cổ phiếu để thu hẹp các chênh lệch

đòn bẩy. Đối với các doanh nghiệp này, tác động của lãi suất cao là ít, nhưng khi

cổ phần được định giá cao làm cho nó dễ dàng điều chỉnh để đạt được đòn bẩy mục

tiêu. Khi giá trị ngành và công ty được định giá cao (độ lệch chuẩn trên trung

bình), tốc độ điều chỉnh tăng từ 80,5% đến 90,8% (0.805+0.016+0.087) khi dòng

tiền không đủ để bù đắp thâm hụt đòn bẩy, và từ 61,1% đến 73,0%

(0.611+0.020+0.099) khi dòng tiền đủ để cho phép một DN sử dụng nợ nhiều thu

hẹp hoàn toàn chênh lệch đòn bẩy (hàng (c)). Những tỷ lệ phần trăm lớn và những

sự khác biệt phát sinh từ sự thay đổi trong định giá thị trường có ý nghĩa về mặt

thống kê và mặt kinh tế. Nó cũng có ý nghĩa rằng các DN chủ yếu tham gia vào

các giao dịch để làm tăng vốn chủ sở hữu thì nhạy cảm với việc định giá cổ phần

hơn là việc đo lường nợ khi thu hẹp chênh lệch đòn bẩy.

Tóm lại, các kết quả trong Bảng 7 chủ yếu trình bày kết quả trực quan về tác động

của điều kiện thị trường lên tốc độ điều chỉnh. Các DN sử dụng ít nợ điều chỉnh

less quickly hướng tới các mức độ đòn bẩy mục tiêu cao hơn khi lãi suất cao. Các

công ty sử dụng nhiều nợ giải thích sự gia tăng đáng kể tốc độ điều chỉnh của họ là

do định giá vốn cao hơn. Các kết quả này tạm thời phù hợp với các điều kiện thị

trường thay thế cho chi phí điều chỉnh cầu trúc vốn

Bang 7: Các tương tác thời gian:

Bảng 7 trình bày các kết quả ước tính (6) riêng biệt cho các DN sử dụng nhiều và ít vốn vay.

Cột Base là hệ số tốc độ điều chỉnh cho mỗi phép phân tích trong số 4 phân tích, trong khi mỗi

cột khác là một sự tương tác của mỗi phân tích với biến tiêu đề. Những sự tương tác này đại diện

cho mức độ hạn chế tài chính của một doanh nghiệp. Mỗi biến tương tác liên tục được chuyển

đổi thành một biến chuẩn bình thường trước khi tương tác. Biến tương tác được xác định: Baa=

tỷ lệ Baa trung bình theo năm giữa năm t-1 và t, IndMB= MB( lợi ích cận biên) trung bình

ngành và MBDiff= MB doanh nghiệp – IndMB. Các định nghĩa biến và mô tả mẫu được trình

bày ở bảng 1. P-values được thể hiện trong ngoặc.

***, ** và * đại diện cho mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.

7. Tóm tắt và kết luận:

Hầu hết các đánh giá trước đây về cấu trúc vốn DN ước tính một mô hình hồi quy

duy nhất cho tất cả các DN, một vài đánh giá đã ước tính các DN quan tâm như

thế nào để đạt được tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu. Điều chỉnh chậm cũng có thể phản ánh

sự hiện diện của chi phí điều chỉnh như gợi ý của Fisher, Heinkel, và Zechner

(1989), Leary và Roberts (2005), và Strebulaev (2007). Các doanh nghiệp sẽ điều

chỉnh một cách tối ưu cấu trúc vốn của họ chỉ khi lợi ích của việc điều chỉnh là cao

hoặc chi phí điều chỉnh đặc biệt thấp. Một số nhà nghiên cứu chia mẫu thành các

mẫu con gồm các DN hạn chế tài chính và các DN không bị hạn chế tài chính để

phản ánh sự khác biệt giả định trong tốc độ điều chỉnh đối với tỷ lệ vốn mục tiêu.

Các chi phí giao dịch đo lường theo cách thông thường chỉ cung cấp một phần của

việc tính toán, các DN với nhiều lý do khác nhau nhằm tiếp cận thị trường vốn có

thể điều chỉnh đòn bẩy của họ với chi phí cận biên tương đối thấp, bất kể chi phí

giao dịch là cao hay thấp. Ở đây, chúng tôi chỉ ra rằng dòng tiền ảnh hưởng đáng

kể đến các quyết định nội bộ để điều chỉnh đòn bẩy. Mô hình hồi quy của chúng tôi

nắm bắt được các tác động này bằng cách kết hợp những biện pháp đo lường dòng

tiền của công ty với độ lệch của nó từ đòn bẩy mục tiêu. Bằng cách xác định những

ảnh hưởng qua lại lẫn nhau giữa dòng tiền và độ lệch đòn bẩy, chúng tôi ước tính

thấy tốc độ điều chỉnh khá lớn ở các công ty đang đối mặt với chi phí điều chỉnh

đòn bẩy thấp. Những thay đổi hợp lý trong tốc độ điều chỉnh ước tính đã hỗ trợ cho

các mô hình điều chỉnh cục bộ đòn bẩy mục tiêu.

Các ước tính của chúng tôi chứng minh rằng các doanh nghiệp có dòng tiền hoạt

động lớn (dương hoặc âm) tạo ra những thay đổi linh hoạt hơn trong tỷ lệ vốn của

doanh nghiệp. Phù hợp với các giả thuyết cho rằng các chi phí tiếp cận thị trường

vốn bên ngoài ảnh hưởng quan trọng tới đòn bẩy được quan sát, các DN có giá trị

tuyệt đối của dòng tiền cao và của độ lệch đòn bẩy cao thực hiện điều chỉnh cấu

trúc vốn lớn hơn so với các DN có cùng độ lệch đòn bẩy nhưng có dòng tiền thực

gần bằng không. Nói cách khác, sự điều chỉnh đòn bẩy có nhiều khả năng được

thực hiện khi chi phí điều chỉnh được '' chia sẻ'' với các giao dịch liên quan đến

dòng tiền hoạt động của doanh nghiệp. Điều này đặc biệt đúng với các doanh

nghiệp sử dụng nhiều vốn vay, những DN mà có chênh lệch tỷ lệ đòn bẩy khoảng

80% khi họ đang giao dịch với mục đích lưu chuyển tiền tệ. Những DN sử dụng ít

vốn vay thường có chênh lệch tỷ lệ đòn bẩy khoảng 39%, điều này cho thấy lợi ích

của việc tăng đòn bẩy có thể nhỏ hơn so với những lợi ích từ việc giảm đòn bẩy.

Sự bất đối xứng giữa các doanh nghiệp sử dụng nợ nhiều và ít cần được đưa vào

nghiên cứu thực nghiệm.

Chúng tôi nhận thấy rằng các hạn chế tài chính ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh

nhằm đạt tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu. Các DN chi trả cổ tức hoặc có một sự xếp hạng

tín dụng điều chỉnh nhanh hơn nhiều so với các công ty hạn chế tài chính khi các

DN này sử dụng ít vốn vay, và sự điều chỉnh này tương đối chậm hơn khi sử dụng

nhiều vốn vay. Tương tự như vậy, các doanh nghiệp lớn điều chỉnh đòn bẩy quá

mức(excess leverage: dư thừa đòn bẩy) chậm hơn, vì các doanh nghiệp lớn này có

chi phí điều chỉnh đòn bẩy quá mức nhỏ. Chúng tôi cũng xem xét những tác động

tương tự của các biến thị trường trong quá trình điều chỉnh. Các DN sử dụng ít vốn

vay nên giảm vốn cổ phần, thu hẹp ít hơn(close less) chênh lệch đòn bẩy khi giá cổ

phiếu cao (so với giá trị sổ sách). Tương tự, các DN sử dụng nhiều vốn vay nên thu

hẹp nhiều hơn các khoảng chênh lệch đòn bẩy khi giá cổ phiếu cao. Tuy nhiên,

những ảnh hưởng này ít quan trọng hơn so với ảnh hưởng của hạn chế tài chính lên

tốc độ điều chỉnh DN.

Nhìn chung, kết quả thực nghiệm của chúng tôi phù hợp với giả thuyết cân bằng

cấu trúc nguồn vốn: các công ty có các mục tiêu, và mong muốn đạt được những

mục tiêu đó với chi phí tối ưu. Mô hình điều chỉnh cục bộ mang lại những kết quả

hợp lí về mặt lý thuyết về cách mà các đặc trưng của 1 DN và điều kiện thị trường

ảnh hưởng đến việc điều chỉnh đòn bẩy được quan sát. Những lợi ích và chi phí

của việc điều chỉnh biến đổi khác nhau ở các mức độ khác nhau của chênh lệch

đòn bẩy (các DN sử dụng vốn vay nhiều điều chỉnh nhanh hơn), dòng tiền hoạt

động của DN, cơ hội đầu tư, khả năng tiếp cận các thị trường vốn, và một số yếu tố

của điều kiện thị trường. Nghiên cứu tiếp theo cần tiếp tục điều tra các yếu tố quyết

định cơ bản của chi phí và lợi ích từ việc điều chỉnh trên các loại doanh nghiệp

khác nhau, kết hợp với các ảnh hưởng của dòng tiền thực và sự khác biệt giữa các

doanh nghiệp sử dụng nợ nhiều và ít.