TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HCM KHOA TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP ĐỀ TÀI: CÁC DOANH NGHIỆP CÓ TÁI CÂN BẰNG CẤU TRÚC VỐN CỦA HỌ HAY KHÔNG? Giảng viên hướng dẫn : Thầy Lê Đạt Chí Sinh viên thực hiện : Phan Đặng Bảo Anh – TC01 – MSSV: 31091022092 Trần Ngọc Ánh – TC01 – MSSV: 30191021413 Trần Thị Nguyệt Ánh – TC01 – MSSV: 31091021993 TP. HCM, Ngày 16 tháng 4 năm 2012 MỤC LỤC ----------------------------------------------- I. Các doanh nghiệp có tái cân bằng cấu trúc vốn của họ hay không ? ..........3 a. Những tác động của những chi phí điều chỉnh.................................................................8 b. Bằng chứng thực nghiệm gần đây về những chi phí điều chỉnh....................................12 i. Thời điểm thực hiện nghiệp vụ mua bán....................................................................12 ii. Quán tính....................................................................................................................19 iii. Mô hình điều chỉnh từng phần và sự điều chỉnh chậm............................................22 c. Phân tích khoảng thời gian (duration analysis)...............................................................24 1. Phương trình rủi ro.....................................................................................................24 ii. Mô hình thời gian bán tham số ( a semiparametric duration model)........................27 iii. Ủy quyền chi phí điều chỉnh ( adjustment cost proxies)..........................................29 iv. Tác động của tái cấu trúc động.................................................................................30 v. Chi phí và lợi ích của nợ............................................................................................31 d. Dữ liệu, chọn mẫu và thống kê sơ lược..........................................................................34 1. Điều chỉnh cấu trúc vốn............................................................................................34 e. Những kết quả ước lượng................................................................................................38 ii. Rủi ro cơ bản và những chi phí điều chỉnh. ............................................................39 iii. Tái cần bằng động.....................................................................................................44 iv. Thời gian phản ứng của các phát hành chứng khoán và những cú shock vốn cổ phần: ..........................................................................................................................47 v. Những động lực tài chính khác:.................................................................................48 f. Kết luận.............................................................................................................................50 II. Mô phỏng..................................................................................................51 III. Phụ lục.....................................................................................................52 A. Phụ lục A: Những thông tin mô phỏng chi tiết..............................................................52 b. Phụ lục B: Hàm khả năng xảy ra.....................................................................................54 I. Các doanh nghiệp có tái cân bằng cấu trúc vốn của họ hay không ? Mark T. Leary và Michael R. Roberts1 Đại học Duke Bản dự thảo đầu tiên: Ngày 8 tháng 7 năm 2003 Bản dự thảo này: Ngày 7 tháng 6 năm 2004 Tóm tắt: Chúng tôi kiểm tra thực nghiệm xem liệu các doanh nghiệp có cân bằng động cấu trúc vốn của họ hay không, trong khi chú ý đến điều chỉnh tốn kém. Chúng tôi bắt đầu bằng việc cho thấy rằng sự có mặt của những chi phí điều chỉnh có ý nghĩa đáng kể đối với hành vi động của chính sách tài chính của doanh nghiệp và giải thích những kết quả thực nghiệm trước đó. Tiếp đó, sau khi xác định rằng tài chính hành vi phù hợp với sự có mặt của những chi phí điều chỉnh, chúng tôi sử dụng mô hình thời gian động để cho thấy rằng doanh nghiệp hành xử như thể tôn trọng chính sách tài chính mà họ chủ động cân bằng đòn bẩy của họ chỉ ở trong một phạm vi tối ưu. Chúng tôi tìm thấy rằng các doanh nghiệp phản ứng lại những thay đổi trong giá trị vốn cổ phần của họ, do những cú sốc giá hay phát hành cổ phiếu, Cả Leary và Roberts đều đến từ trường kinh doanh Fuqua của Đại học Duke. Chúng tôi cám ơn Malcolm Baker, Michael Bradley, Qi Chen, David Hsieh, Roni Michaely, Sendhi Mullainathan, Gordon Phillips, Emma Rasiel, Oded Sarig, Robert Stambaugh (người biên tập), Karin Thorburn, Vish Viswannathan, Jose Wynne; những người tham gia hội thảo tại trường kinh doanh Fuqua, trường kinh doanh Harvard, IDC, UNC-Chapel Hill, trường kinh doanh Wharton; những người tham gia tại Hội thảo Kinh tế Tài chính và Kế tóan năm 2003, Hội thảo Tài chính mùa đông Utah năm 2004, và đặc biệt là người vô danh, Alon Brav và John Graham cho những ý kiến hữu ích. Nếu phát hiện sai sót thì gửi phản hồi về Michael R. Roberts, trường kinh doanh Fuqua, Đại học Duke, hộp thư 90120, Durham, NC 27708-0120. Email:
[email protected] 1 bằng cách điều chỉnh chỉnh đòn bẩy của họ trong vòng 2 đến 4 năm sau thay đổi. Tuy nhiên, sự có mặt của những chi phí điều chỉnh, thường ngăn chặn phản ứng này xảy ra ngay lập tức, dẫn đến những cú sốc tới đòn bẩy có hiệu lực liên tục. Bằng chứng của chúng tôi cho thấy sự liên tục này là kết quả của hành vi tối đa hóa sự có mặt của các chi phí điều chỉnh, như trái ngược với sự thờ ơ đối với cơ cấu vốn. Một quan điểm truyền thống trong tài chính doanh nghiệp là những doanh nghiệp phấn đấu để duy trì cấu trúc vốn tối ưu tại đó chi phí và lợi ích liên quan đến những mức độ khác nhau của đòn bẩy tài chính cân bằng. Khi những doanh nghiệp bị nhiễu bởi sự tối ưu này, quan điểm này lập luận rằng doanh nghiệp sẽ phản ứng bằng cách tái cân bằng đòn bẩy của họ trở lại với mức độ tối ưu. Tuy nhiên, bằng chứng thực nghiệm gần đây đã đặt câu hỏi liệu những doanh nghiệp có thực sự tham gia trong một sự tái cân bằng động cấu trúc vốn của họ hay không. Fama và French (2002), và những người khác, lưu ý rằng tỷ lệ nợ của doanh nghiệp được điều chỉnh chậm hướng tới mục tiêu của họ. Đó là, những doanh nghiệp chứng tỏ rằng phải mất một thời gian dài để đưa đòn bẩy trở về giá trị trung bình dài hạn của nó, loosely speaking, mức độ tối ưu. Baker và Wurgler (2002) ghi nhận rằng những sự nỗ lực trước đây để chọn thời điểm phát hành vốn cổ phần với sự định giá thị trường cao có tác động liên tục tới cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Thực tế này dẫn đến kết luận rằng cấu trúc vốn là kết quả tích lũy của những nỗ lực chọn thời điểm phát hành ra thị trường trong quá khứ, chứ không phải là kết quả của một chiến lược tối ưu hóa động. Cuối cùng, Welch (2004) tìm ra rằng những cú sốc về giá cố phiếu có một ảnh hưởng kéo dài tới cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Ông kết luận rằng lợi nhuận cổ phiếu là yếu tố chính quyết định những thay đổi cấu trúc vốn và động cơ của doanh nghiệp cho hoạt động phát hành vẫn còn là một bí ẩn lớn. Những phát hiện cho thấy rằng những cú sốc đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp có ảnh hưởng lâu dài đến đòn bẩy, mà những nghiên cứu này giải thích như là bằng chứng chống lại sự tái cân bằng cấu trúc vốn của doanh nghiệp hướng tới một sự tối ưu. Tuy nhiên, hầu hết các bài kiểm tra thực nghiệm ngầm giả định rằng tái cân bằng này là không tốn chi phí. Trong trường hợp không có chi phí điều chỉnh, các doanh nghiệp có thể liên tục tái cân bằng cấu trúc vốn của mình hướng tới một mức độ tối ưu của đòn bẩy. Trong trường hợp có chi phí như vậy, có thể tối ưu để đáp ứng ngay lập tức với những cú sốc cơ cấu vốn. Nếu các chi phí điều chỉnh như vậy lớn hơn lợi ích, các doanh nghiệp sẽ chờ đợi để tái cấu trúc vốn, dẫn đến “sự lệch lạc kéo dài xa rời mục tiêu của họ” (Myers (1984)). Những giai đoạn bất hoạt tài chính, gây ra bởi sự có mặt của chi phí điều chỉnh, có một số có ý nghĩa cho hành vi động của cấu trúc vốn và kinh nghiệm nghiên cứu thực tiễn để hiểu về chính sách tài chính của doanh nghiệp. Bài nghiên cứu này có ba mục tiêu. Đầu tiên, chúng tôi tìm ra những tác động của việc điều chỉnh tốn kém để diễn giải các nghiên cứu gần đây tranh cãi chống lại việc tái cân bằng. Sự liên tục mà những nghiên cứu này tìm thấy có phải là một hậu quả của những doanh nghiệp thất bại trong việc tái cân bằng cấu trúc vốn phản ứng với những cú sốc khác nhau hay hậu quả của việc điều chỉnh tốn kém? Thứ hai, chúng tôi kiểm tra thực nghiệm xem liệu những chi phí điều chỉnh có tác động đến những quyết định tài chính của doanh nghiệp hay không. Bằng chứng trực tiếp về những chi phí tài chính bên ngoài ( ví dụ , Altinkilic và Hansen (2000)) cung cấp một vài hàm ý cho hành vi nhất thời của những quyết định tài chính mà chúng tôi kiểm tra. Cuối cùng, chúng tôi giải quyết câu hỏi liệu những doanh nghiệp tái cấu trúc vốn của họ bằng cách nhìn vào những động lực thúc đẩy đằng sau những quyết định tài chính trong một khuôn khổ để giải thích cho điều chỉnh tốn kém. Chúng tôi bắt đầu bằng cách đưa ra sự có mặt của những chi phí điều chỉnh dẫn tới những cú sốc có ảnh hưởng liên tục đến đòn bẩy, bất chấp hành vi tái cân bằng chủ động của doanh nghiệp. Dưới cái nhìn đó, chúng tôi nghiên cứu lại kết quả của Baker và Wurgler (2002) và Welch (2004) và tìm thấy rằng sự liên tục được phát hiện bởi những bài kiểm tra thực nghiệm hầu như là do những chi phí điều chỉnh, trái ngược với sự thờ ơ với cấu trúc vốn . Đặc biệt, chúng tôi tìm ra rằng ảnh hưởng của biến xu hướng mua hay bán tại thời điểm giá tăng hoặc hạ (market timing) lên đòn bẩy của Baker và Wurgler làm giảm đáng kể như giảm chi phí điều chỉnh, minh họa rằng chi phí điều chỉnh xuất hiện để thúc đẩy tốc độ phản ứng của các doanh nghiệp với những cú sốc đòn bẩy. Những phân tích chuỗi thời gian và không tham số của chúng tôi cho thấy rằng ảnh hưởng của việc phát hành cổ phiếu lên đòn bẩy của doanh nghiệp bị xóa bỏ trong vòng 2 năm bởi phát hành nợ hay không. Tương tự, ảnh hưởng tích cực (tiêu cực) của những cú sốc vốn cổ phần lên đòn bẩy bị xóa bỏ trong vòng 2 tới 4 năm sau cú sốc đó bởi sự phát hành nợ (thu hồi nợ). Khi chúng tôi đánh giá mô hình thực nghiệm của Welch sử dụng dữ liệu tái tạo từ mô hình trao đổi động chúng tôi thu được một số kết quả rất giống kết quả của ông ta, cho thấy rằng mô hình thực nghiệm của ông ta có ít khả năng để nổi bật trong những lý thuyết thay thế. Sau đó chúng tôi chỉ ra rằng những doanh nghiệp thường không hoạt động đúng với chính sách tài chính của họ, nhưng khi họ phát hành hay mua lại nợ hay vốn cổ phần, họ lại hành động theo số đông. Gần như 75% quan sát hàng quý của các doanh nghiệp lớn trong mẫu, những doanh nghiệp không phát hành và không mua lại chứng khóan của họ sở hữu. Tuy nhiên, họ vẫn khá chủ động trong việc phát hành hay mua lại chứng khóan trung bình một năm một lần. Hơn nữa, khi những doanh nghiệp quyết định thăm dò những thị trường vốn họ có xu hướng làm như vậy trong những quý sát nhau, thường liên tiếp nhau. Mẫu hình thời gian này trong những quyết định tài chính phù hợp với bằng chứng thực nghiệm gần đây của Altinkilic và Hansen (2000), những người chỉ ra rằng chi phí phát hành nợ và vốn cổ phần bao gồm cả chi phí cố định và chi phí biến đổi lồi. Nó cũng phù hợp với những điều khỏan của luật SEC 10b-18, nó giới hạn thời gian và số lượng cổ phiếu mua lại trong bất cứ một ngày nhất định nào. Cuối cùng, chúng tôi tìm ra được những động lực sau những quyết định tài chính doanh nghiệp phù hợp với một sự tái cân bằng động của đòn bẩy. Đặc biệt, chúng tôi tìm ra rằng những doanh nghiệp hầu như làm tăng (giảm) đáng kể đòn bẩy nếu đòn bẩy của họ thấp (cao) tương đối, nếu đòn bẩy của họ giảm (tích lũy), hay nếu gần đây họ giảm (tăng) đòn bẩy của họ thông qua những quyết định tài chính trong quá khứ. Bằng chứng về tái cân bằng của chúng tôi phù hợp với cả những yếu tố của mô hình trao đổi động của Fischer et al. (1989) và thay đổi trật tự phân hạng được bàn luận trong Myers và Majluf (1984) và Myers (1984). Kết quả tìm kiếm của chúng tôi về sự phản ứng đáng kể đến cả đòn bẩy thấp hay giảm và đòn bẩy cao hay tăng phù hợp với sự tồn tại của chuỗi mục tiêu cho đòn bẩy, như trong mô hình trao đổi động. Tuy nhiên, mức độ không cân xứng của ảnh hưởng này là phù hợp với dự đóan của thứ tự tăng vốn động rằng những doanh nghiệp đó quan tâm về đòn bẩy quá cao hơn là đòn bẩy quá thấp. Thêm vào đó, chúng tôi tìm ra rằng nhiều doanh nghiệp có lợi nhuận và những doanh nghiệp với lượng tiền mặt cân bằng lớn hơn thường ít sử dụng tài chính bên ngoài , trong khi những doanh nghiệp với phí đầu tư được dự đóan là lớn hầu như sử dụng nguồn tài chính bên ngoài. Những kết quả này cho thấy rằng cả những chi phí phá sản kết hợp với tài chính nợ và những chi phí thông tin bất cân xứng kết hợp với tài chính vốn cổ phần là những yếu tố quyết định quan trọng của những quyết định cấu trúc vốn. Tuy nhiên, nhiều nghiên cứu tập trung chủ yếu vào những dự đóan của thứ tự tăng vốn cần thiết để phân biệt giữa thứ tự tăng vốn có thể thay đổi và những lý thuyết trao đổi truyền thống. Nói chung, những kết quả của chúng tôi cũng phù hợp với bằng chứng khảo sát của Graham và Harvey (2001), họ chỉ ra rằng 71% những giám đốc tài chính trong mẫu của họ phản ứng để có một chuỗi mục tiêu cho tỷ lệ nợ trên vốn cổ phần của họ và 10% khác cho biết có một tỷ lệ nợ “tuyệt đối”. Họ cũng chỉ ra rằng những nhà quản lý quan tâm đến những chi phí và lợi ích của tài chính nợ ( xếp hạng tín dụng, dòng tiền mặt không cố định và tấm chắn thuế là “quan trọng” hay “rất quan trọng” đối với hơn một nửa những giám đốc tài chính được khảo sát). Cuối cùng, kết quả tái cân bằng của chúng tôi phù hợp với những nghiên cứu thực nghiệm trước đây, tìm ra ý sự trở lại ý nghĩa trong đòn bẩy sử dụng những mô hình hiệu chỉnh từng phần ( Jalilvand và Harris (1984), Roberts (2001) và Roper (2002)). Nó cũng giải thích tại sao tỷ lệ mà đòn bẩy trở về với mục tiêu của nó thường được mô tả chậm; những doanh nghiệp không tái cân bằng mỗi kỳ và khi họ đã làm thì hướng tới một chuỗi mục tiêu, hơn cả một mức độ đặc biệt. Khi chúng tôi đánh giá một mô hình hiệu chỉnh từng phần sử dụng dữ liệu tái tạo từ mô hình trao đổi với những chi phí điều chỉnh, chúng tôi thu được tỷ lệ trở về đối với tiến trình đòn bẩy tương tự như những gì đã được báo cáo trong những nghiên cứu thực nghiệm trước đó. Do đó, những cú sốc đối với đòn bẩy có ảnh hưởng kéo dài mặc cho tái cân bằng chủ động. Phần còn lại của bài nghiên cứu như sau. Phần I bàn luận về những tác động thực nghiệm của chi phí điều chỉnh trong những động lực của hành vi tài chính. Phần II kiểm tra những kết quả của những nghiên cứu trước bởi những tác động này. Phần III thúc đẩy phương pháp thực tiễn và trình bày mô hình, chú trọng sự phát hành điều chỉnh tốn kém. Phần IV bàn luận về dữ liệu của chúng tôi và tiến trình chọn mẫu, thêm vào đó trình bày thống kê sơ lược. Phần V đưa ra sự đánh giá các kết quả và những tác động về chi phí điều chỉnh và những lý thuyết về cấu trúc vốn. Phần VI kết luận. a. Những tác động của những chi phí điều chỉnh Dựa vào dạng của những chi phí điều chỉnh, những tác động về đòn bẩy động có thể có ý nghĩa. Hầu hết những nghiên cứu thực nghiệm thừa nhận hoàn toàn rằng tài chính cũng tốn kém hay chi phí chức năng lồi hoàn tòan. Giả định này phát hiện tài chính hành vi xuất hiện liên tiếp tronng một thời gian (ví dụ như là hàng kì) và là động lực sau mô hình điều chỉnh từng phần được phát hiện trong những nghiên cứu2. Tuy nhiên, trong sự có mặt của chi phí cố định hay chi phí tỷ lệ, điều chỉnh tiếp diễn có thể không còn tối ưu nữa. Ảnh hưởng của những chi phí điều chỉnh khác nhau trong hành vi động của những nhà phân phối khác nhau được chỉ ra trong nhiều ngữ cảnh bao gồm: sự quản lý kiểm kê (Harrison (1985)), quản lý tiền mặt (Miller và Orr (1966)), chính sách đầu tư (Caballero và Engle (1999), sự lựa chọn danh mục vốn đầu tư (Constantinides (1979)), và cấu trúc vốn (Fisher và các đồng nghiệp (1989)). Ảnh hưởng rõ ràng nhất của những chi phí điều chỉnh thường là những kì kém hoạt động, vì những nhà phân phối chờ đợi lợi nhuận của sự điều chỉnh để có khả năng bù đắp những chi phí. Ví dụ, trong bối cảnh của mô hình trao đổi của Fisher và các đồng nghiệp (1989), những doanh nghiệp chờ tới khi sự gia tăng lợi ích từ thuế bù đắp chi phí phát hành nợ trước việc tăng đòn bẩy của họ. Bất chấp những chi phí và lợi ích kết hợp với những quyết định tài chính khác nhau, quy mô kết quả và tần suất của tài chính bên ngoài phụ thuộc phần lớn vào cấu trúc của hàm chi phí điều chỉnh. Hình 1 biểu thị những tỉ lệ đòn bẩy được mô phỏng dưới ba chi phí điều chỉnh khác nhau: chi phí cố định (bảng hiệu chỉnh A), chi phí tỷ lệ (bảng hiệu chỉnh B), và chi phí cố định cộng với một thành phần chi phí lồi yếu (bảng hiệu chỉnh C). Những sự mô phỏng này được tiến hành bằng việc sử dụng mô hình dạng tối giản của cấu trúc vốn, được biểu thị bằng tham số để phù hợp với những thời điểm khác nhau trong dữ liệu. Những chi tiết của tiến trình mô phỏng có thể được tìm thấy trong bảng phụ lục A. 2 Xem những nghiên cứu của Jalilvand và Harris(1984), Roberts (2001), Roper (2002) đối với những mô hình điều chỉnh từng phần. Tuy nhiên, vì mô hình điều chỉnh từng phần chỉ đơn giản là một tham số hóa của mô hình tự hồi quy bậc một, những mô hình của Graham (1996) và những người khác có thể được hiểu với giả định một quá trình điều chỉnh liên tục. Dưới hệ thống chi phí cố định, như trong Fisher và các đồng nghiệp (1989), chính sách điều hành tối ưu để tạo ra một sự điều chỉnh lớn để đạt được trên mức biên, bằng cách đó điều chỉnh lại đòn bẩy về mức độ ban đầu (L*). Sự hiểu biết bằng trực giác về chính sách này nghĩa là một khi những lợi ích từ điều chỉnh có nhiều ảnh hưởng tới những chi phí, doanh nghiệp có thế tạo sự điều chỉnh lớn hơn mong muốn bởi vì chi phí và quy mô của sự điều chỉnh là độc lập với sự điều chỉnh khác. Kết quả của chính sách này được minh họa trong bảng hiệu chỉnh A. Mỗi lần đòn bẩy tiếp xúc với đường biên (L- hay L-), doanh nghiệp phát hành hay thu hồi nợ để đưa đòn bẩy về giá trị ban đầu của nó (L*). Những điểm của tái vốn hóa được biểu diễn bởi những vòng tròn trên đường nhiều chấm. Kết quả đòn bẩy hành vi được mô tả tốt nhất như “gợn sóng”, như các doanh nghiệp tạo nên một sự điều chỉnh tương đối lớn một cách bất thường. Do đó, xác định các đặc điểm của các chi phí cố định và chính sách tái vốn hóa phù hợp nghĩa là những điều chỉnh đòn bẩy lớn và xảy ra không thường xuyên. Bảng hiệu chỉnh B biểu thị những kết quả của chính sách điều hành tối ưu dưới hàm chi phí tỷ lệ3.Cấu trúc chi phí này làm mỗi dollar thêm bị phạt nên các doanh nghiệp tối thiểu hóa chi phí sẽ phản ứng bằng cách tạo nên một điều chỉnh đòn bẩy nhỏ nhằm tiến gần tới đường biên tái vốn hóa. Những sự điều chỉnh nhỏ này đưa đòn bẩy trở lại trong vùng phi vốn hóa ( xác định bởi L- và L-) và dẫn tới những điều chỉnh đòn bẩy mà những điều chỉnh này tập trung trong một thời gian. Bảng hiệu chỉnh C biểu thị những kết quả của một hàm chi phí bao gồm cả những thành phần lồi yếu và cố định. Chính sách điều hành tối ưu trong trường hợp này nằm giữa 2 chính sách trước. Khi đòn bẩy tiến tới đường biên, quy mô của sự điều chỉnh như đòn bẩy quay trở về nơi nào đó giữa chi phí cố định tối ưu và đường biên gần nhất. Ví dụ, khi đòn bẩy đạt đường biên trên L- các doanh nghiệp điều 3 Constantinides (1979) thi hành một chính sách trong bối cảnh của sự lựa chọn danh mục. chỉnh để đòn bẩy quay trở lại L*. Chi phí cố định khiến cho những doanh nghiệp tạo nên một sự điều chỉnh đủ lớn để lợi ích của sự điều chỉnh vượt qua thành phần cố định của hàm chi phí. Tuy nhiên, chi phí lồi phạt với mỗi đô la thêm vào. Do đó, quy mô và tần suất điều chỉnh đòn bẩy thường dốc xuống nằm giữa hai đầu được minh họa trong bảng hiệu chỉnh A và B. Hình 1 bộc lộ một số tác động của những chi phí điều chỉnh mà được phát hiện trong những phân tích thực nghiệm của cấu trúc vốn. Đầu tiên, sự tồn tại của những cú sốc trong tiến trình đòn bẩy là không đủ để bác bỏ ý kiến rằng những doanh nghiệp tái cân bằng động cấu trúc vốn của họ. Dưới mỗi hệ thống chi phí thảo luận ở trên, những cú sốc tới đòn bẩy không gây ra một sự phản ứng miễn là quá trình đòn bẩy vẫn còn trong vùng phi vốn hóa. Hơn nữa, quy mô của sự phản ứng không cần bù đắp hoàn tòan cú sốc, đưa đòn bẩy về mức độ trước cú sốc. Thứ hai, cấu trúc của những chi phí điều chỉnh tạo nên quy mô và tần suất của những điều chỉnh. Bằng sự chuyển dịch của chi phí điều chỉnh từ cố định ( bảng hiệu chỉnh A) tới cộng lồi cố định ( bảng B), và tương ứng ( bảng C) chúng tôi nhận thấy quy mô của sự điều chỉnh giảm và tần suất của sự điều chỉnh tăng. Cuối cùng, sự kiểm tra sự biến thiên theo thời gian hay biến thiên chéo trong mức độ (hay thay đổi) trong đòn bẩy có thể bị sai lệch khi nó đến để suy ra hành vi tài chính. Hai doanh nghiệp giống hệt nhau khác, cả hai đều theo chiến dịch tối ưu động như nhau, có thể có nhiều đòn bẩy động khác nhau và những tỷ lệ nợ đơn giản phù hợp với những cú sốc ngẫu nhiên khác tới cấu trúc vốn. Để hiểu những động lực sau chính sách tài chính doanh nghiệp, chúng ta phải tập trung xác định những điều chỉnh của họ (ví dụ , tại sao các doanh nghiệp điều chỉnh khi họ làm). b. Bằng chứng thực nghiệm gần đây về những chi phí điều chỉnh. i. Thời điểm thực hiện nghiệp vụ mua bán Sự thật là các doanh nghiệp định thời điểm thực hiện nghiệp vụ mua bán trong những quyết định phát hành cổ phiếu được dẫn chứng tốt bằng tài liệu.4 Tuy nhiên, luận điểm của Baker và Wurgler (2003) sự quyết định mua bán cổ phần là quan trọng và có ảnh hưởng kéo dài đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Đặc biệt, họ tranh luận rằng những doanh nghiệp thất bại trong cân bằng đòn bẩy của họ sau khi phát hành vốn cố phần trong sự cố gắng để định thời điểm thực hiện nghiệp vụ mua bán. Do đó, cấu trúc vốn là kết quả tích lũy của những nỗ lực để định thời điểm thực hiện mua bán cổ phần và những doanh nghiệp không có nhiều hơn hoặc ít hơn khă năng điều chỉnh đòn bẩy của họ để đáp ứng các phát hành cổ phần đã được định thời điểm.5 Chúng tôi nhìn nhận thấu đáo trong những kết luận của Baker và Wurgler bằng cách biểu diễn những phân tích phi tham số của phản ứng đòn bẩy của những doanh nghiệp phát hành vốn cổ phần, cũng như là kiểm tra ảnh hưởng của những chi phí điều chỉnh đang được giới thiệu đối với khuôn khổ thực nghiệm của họ. Để làm được như vậy, chúng tôi bắt đầu bằng việc tái tạo mẫu những doanh nghiệp từ dữ liệu Compustat hàng năm, chính xác nhất ở mức có thể, được Baker và Wurgler sử dụng.6 4 Xem sự bàn luận mở đầu trong Baker và Wurgler (2003). Chúng tôi lưu ý rằng bài nghiên cứu gần đây của Hennessy và Whited (2003) đưa 5 ra những hàm ý thực nghiệm tương tự với những thứ mà Baker và Wurgler nhận biết được trong khuôn khổ không có hành vi cơ hội. Đặc biệt, chúng tôi bắt đầu với tất cả những doanh nghiệp phi tài chính, phi công cộng trong dữ liệu Compustat trước năm 2000 và giảm những doanh nghiệp với những giá trị mất đi về giá trị sổ sách của tài sản hay với những giá trị sổ sách của tài sản nhỏ hơn 10 ngàn $. Chúng tôi xác minh sự tương tự của mẫu của chúng tôi với mẫu của Baker và Wurgler bằng những tiến trình chặt chẽ hầu hết những phát hiện chính của chúng tôi. 6 1. Người phát hành vốn cổ phần với người không phát hành vốn cổ phần Mỗi năm, chúng tôi phân những mẫu vào 4 danh mục dựa trên quy mô tài sản trung bình của doanh nghiệp (lớn hay nhỏ) và tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách trung bình của doanh nghiệp (cao hay thấp), trong đó tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách được xác định như là tỷ lệ của tổng tài sản trừ giá trị sổ sách của vốn cộng giá trị thị trường của vốn tất cả chia cho tổng số tài sản. Trong phạm vi mỗi doanh mục này, mẫu được chia ra từng phần giữa những doanh nghiệp phát hành vốn cổ phần trong năm và những doanh nghiệp không phát hành. (Sự xác nhận của chúng tôi về phát hành vốn cổ phần được bàn luận chi tiết dưới đây). Giữ các doanh nghiệp trong những danh mục không thay đổi, chúng tôi theo dõi trung bình sự khác nhau trung bình giữa đòn bẩy của những người phát hành và những người không phát hành trong hơn 5 năm tới. Để làm sáng tỏ, ví dụ, vào năm 1990, chúng tôi định ra 4 danh mục quy mô/giá trị thị trường trên giá trị sổ sách dựa vào những đặc điểm cuối năm 1989. Trong phạm vi mỗi danh mục, sau đó chúng tôi ước tính mức độ khác nhau trung bình giữa những doanh nghiệp phát hành vốn cổ phần trong năm 1990 và những doanh nghiệp không phát hành. Chúng tôi theo dõi những mẫu danh mục của các doanh nghiệp trong hơn 5 năm tiếp theo, ước tính lại sự khác nhau về đòn bẩy tại mỗi điểm thời gian. Chúng tôi cũng biểu thị sự khác nhau trong đòn bẩy trong năm trước khi phát hành. Chúng tôi lặp lại bài kiểm tra này cho tất cả những năm khác trong mẫu (1975 tới 1995) và sau đó tìm trung bình thông qua mỗi lần kiểm tra (ví dụ bắt đầu kì phát hành, cuối kì phát hành, một năm sau kì phát hành,…). Mục đích của bài kiểm tra này là để xác định rõ liệu những người phát hành vốn cổ phần trong mỗi danh mục của 4 danh mục có phản ứng với việc phát hành bằng cách tăng đòn bẩy ngay sau đó có liên quan với những người không phát hành hay không, diễn ra như một nhóm điều khiển.7 7 Chúng tôi biểu diễn những phân tích này bằng hai cách. Đầu tiên, chúng tôi kiểm sóat những người còn tồn tại để những danh mục đầu tư không thay đổi cho toàn bộ thời gian quan sát (tức là, trước khi phát hành thông qua sáu năm tiếp sau đó). Bảng hiệu chỉnh A của hình 2 biểu thị những kết quả, cùng với sự sụt giảm trong phát hành tiếp theo, đòn bẩy của những người phát hành vốn cổ phần trong mỗi danh mục tăng dần dần tương đối với những người không phát hành. Ví dụ, giữa những doanh nghiệp lớn với tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách thấp, người phát hành vốn cổ phần có đòn bẩy trung bình là 6,2% thấp hơn những đối tác không phát hành của họ ngay sau khi phát hành (kì 0). 2 năm sau đó, sự khác nhau đã giảm đi 1%. Trong vòng 4 năm sau khi phát hành, cả bốn nhóm của những người phát hành vốn cổ phần tái cân bằng ra khỏi bất kì những ảnh hưởng nào của phát hành, liên quan đến nhóm điều khiển của những người không phát hành. Bảng hiệu chỉnh B cho thấy sự tăng lên trong đòn bẩy giữa các nhà phát hành vốn cổ phần phù hợp với hoạt động phát hành nợ. Bảng hiệu chỉnh B so sánh một phần nhỏ của những người phát hành vốn cổ phần, liên quan tới những người không phát hành, rằng phát hành nợ trong mỗi năm sau khi phát hành vốn. Sự giải thích là những doanh nghiệp phát hành vốn sau đó thích phát hành nợ nhiều hơn, có mối quan hệ tương tự với những đối tác không phát hành, trong những năm sau phát hành vốn.8 Điều này chính xác với những gì mà tái cân bằng động dự báo. Những kết quả này được biểu diễn trong hình 2 tới 4. Thứ hai, chúng tôi cho phép những doanh nghiệp rút ra khỏi mẫu (ví dụ, vì phá sản). Những kết quả cũng tương tự nên không được biểu diễn. 8 Chú ý tới những doanh nghiệp phát hành vốn cổ phần phần lớn có thể phát hành vốn cổ phần thêm một lần nữa tương ứng với những đối tác không phát hành. Kết quả này là một kết quả tự nhiên về nhóm những điều chỉnh được bàn luận trước trong ngữ cảnh của hình 1, và không nói gì về việc liệu những doanh nghiệp có tái cân bằng hay không. Đúng hơn là, sự so sánh liên quan là liệu những doanh nghiệp phát hành vốn cổ phần thường phát hành nợ sau khi phát hành vốn cổ phần hơn là trước. Dựa vào các bằng chứng tái cân bằng trong hình 2, chúng tôi kiểm tra liệu biến quyết định thời gian mua bán trên thị trường của Baker và Wurgler, tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách trung bình có trọng số tài chính bên ngoài (EFWA), sẽ chứa đựng một thứ gì khác so với những nỗ lực định thời điểm mua bán trong quá khứ. 9 Chúng tôi bắt đầu bằng cách minh hoạ sự hiểu biết về kết quả của họ trong bảng hiệu chỉnh A của hình 3, biểu thị một sự so sánh của đòn bẩy đối với những doanh nghiệp có EFWA cao và thấp (có mối quan hệ với giá trị trung bình). Hình cho thấy rằng những doanh nghiệp có EFWA cao có khuynh hướng có đòn bẩy tương đối thấp với khoảng thời gian rộng. Sử dụng một phương pháp tiếp cận sáng tạo bởi nghiên cứu gần đây của Kayhan và Titman (2003), bảng hiệu chỉnh B,C và D lặp lại những phân tích của bảng hiệu chỉnh A, chỉ so sánh đòn bẩy của những nhóm được đặc trưng bởi tỉ lệ giá trị thị trường trên sổ sách trung bình có trọng số cân bằng trong quá khứ (cao với thấp). Số lần mỗi năm họ phát hành vốn cổ phần trong quá khứ ( nhiều hay ít), và kích thước những đợt phát hành vốn cổ phần trong quá khứ (lớn hay nhỏ). Như trước đây, chúng tôi sử dụng những giá trị trung bình để phân biệt giữa các nhóm. Bảng hiệu chỉnh B chỉ ra rằng, thông thường, những doanh nghiệp với trung bình giá trị thị trường trên giá trị sổ sách trong quá khứ cao có khuynh hướng có đòn bẩy thấp liên tục. Tuy nhiên, khi chúng tôi so sánh đòn bẩy của những doanh nghiệp phát hành vốn nhiều lần với những doanh nghiệp không phát hành vốn nhiều lần (bảng hiệu chỉnh C), chúng tôi thấy một sự khác nhau không đáng kể trong đòn bẩy đã được xóa bỏ cho tất cả trừ một trong số những danh mục. Tương tự, so sánh những doanh nghiệp phát hành lớn và một khoản vốn nhỏ phát hiện ra rằng sự khác nhau giữa đòn bẩy là thấp nhất và được xóa bỏ nhanh rõ rệt, ngoại trừ những doanh nghiệp có giá trị thị trường trên giá trị sổ sách thấp. Do đó, kết quả của Baker và Wurgler không 9 EFWA được định nghĩa là: phải là một trong những yếu tố không dễ phản ứng lại tới việc phát hành cổ phiếu (rõ ràng từ hình 2), nhưng hơn đó là một xu hướng tự nhiên đối với những doanh nghiệp với tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách trung bình cao để giữ cho mức độ đòn bẩy thấp. 2. Những chi phí điều chỉnh và định thời điểm thực hiện nghiệp vụ mua bán. Bây giờ chúng tôi kiểm tra tác động của những chi phí điều chỉnh lên những kết quả thực nghiệm của Baker và Wurgler (2002). Những phân tích chủ yếu của chúng tôi bao gồm hồi quy chéo của đòn bẩy trong EFWA và một vài đại diện thực nghiệm để xác định cấu trúc vốn. Ý nghĩa thống kê (và kinh tế) của biến EFWA trên những biên (horizons) khác nhau được giải thích như một bằng chứng rằng ảnh hưởng của những giá trị lịch sử là lớn và khác biệt với những yếu tố xác định khác của cấu trúc vốn.10 Thêm vào đó, Baker và Wurgler tranh luận rằng sự ảnh hưởng cũng liên tục cho thấy rằng sự biến thiên giá trị thị trường trên giá trị sổ sách lịch sử giữ nguyên một yếu tố xác định mạnh mẽ của những biến thiên chéo trong những tỷ lệ đòn bẩy ngay cả sau 10 năm trôi qua. Những bàn luận trong những phần trước cho thấy rằng sự liên tục trong quá trình đòn bẩy là một kết quả tự nhiên của điều chỉnh tốn kém nhưng sự liên tục này có thể được giảm bớt đối với những doanh nghiệp đối mặt với những chi phí điều chỉnh thấp hơn. Đó là, khi những điều kiện khác là như nhau, những doanh nghiệp với chi phí điều chỉnh thấp sẽ có nhiều khả năng phản ứng với những cú sốc hơn là những doanh nghiệp với chi phí điều chỉnh cao. Một cách trực quan, những doanh 10 Những đại diện mà bao gồm trong những hồi quy của chúng là có lãi (lợi nhuận trước lãi vay, thuế và sự sụt giảm chia cho tổng tài sản), kích cỡ (từng phần của doanh số thực), tài sản xác thực (máy móc thực, tài sản và thiết bị chia cho tổng tài sản) và tỉ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách được làm rõ ở trên. nghiệp với chi phí điều chỉnh thấp có ranh giới tái vốn hóa (L- và L-) là tương đối gần nhau. Chúng tôi có thể hiểu dự đóan này trong khuôn khổ thực nghiệm của Baker và Wurgler được phác thảo ở trên bằng cách kiểm tra sự ảnh hưởng của những chi phí điều chỉnh lên hệ số EFWA. Đối với những doanh nghiệp có chi phí điều chỉnh cao (thấp) kết hợp phát hành nợ, chúng tôi mong đợi sự liên tục trong đòn bẩy cao (thấp) và do đó, độ lớn của hệ số là lớn (nhỏ). Nói cách khác, hệ số EFWA nên giảm với giảm chi phí phát hành nợ bởi vì những doanh nghiệp có thể dễ dàng đáp ứng với bất cứ sự giảm trong đòn bẩy gây ra bởi những giá trị EFWA lớn. Bảng hiệu chỉnh A của Bảng 1 biểu thị sự lặp lại của chúng tôi về hệ số ước lượng EFWA của Baker và Wurgler ( hàng ngang " tất cả các doanh nghiệp" trong bảng hiệu chỉnh A của bảng 3). Trong khi không giống nhau, những kết quả tương tự nhau đủ để đảm bảo rằng chúng tôi có sự lựa chọn mẫu và phương pháp luận gần như chính xác. Sau đó chúng tôi chia mẫu của họ thành những danh mục dựa trên ba đại diện khác nhau cho những chi phí điều chỉnh kết hợp với phí phát hành nợ, tỉ lệ tín dụng, và điểm Z của Altman. Altinkilic và Hansen (2000) đánh giá mô hình thực nghiệm của phí bảo lãnh phát hành nợ mà chúng tôi sử dụng để tạo ra chênh lệch ước tính cho những mẫu doanh nghiệp của Baker và Wurgler.11 Chúng tôi cũng sử dụng tỉ lệ tín dụng như là một đại diện cho chi phí phát hành nợ, được trình bày bởi Lee và đồng nghiệp (1996).12 Trong một trường hợp tương tự, chúng tôi sử dụng điểm Z của Altman (1968) mặc dù chúng tôi lưu ý rằng điểm Z (và xếp hạng tín dụng) cũng có thể nắm bắt chi phí kiệt quệ tài chính mong đợi.13 Đối với phí bảo lãnh phát hành rộng được ước tính và điểm Z của Altman, những danh mục đầu tư 11 Cho những đặc điểm trong cấu trúc của phương pháp đo lường mở rộng, xem phần V.A.1 ở dưới. Faulkender và Petersen (2004) đưa ra sự giải thích khác rõ ràng về tỷ lệ tín dụng có thể thay đổi, nhưng vẫn phù hợp với sự giải thích không cùng ý kiến thị trường, vì một sự ủy nhiệm dẫn tới những thị trường nợ. 12 được hình thành dựa trên biến phân phối phía dưới, giữa và phía trên thứ ba. Đối với các đại diện xếp hạng tín dụng, chúng tôi tạo thành 2 danh mục đầu tư dựa trên cấp xếp hạng tín dụng đầu tư ở trên hoặc ở dưới đây. Hồi quy tương tự từ bẳng hiệu chỉnh A sau đó chạy riêng từng danh mục đầu tư và kết quả được hiển thị ở bảng hiệu chỉnh B. Với mỗi đại diện, độ lớn của sự suy giảm hệ số EFWA như là những suy giảm chi phí phát hành nợ. Mối quan hệ này là đơn điệu trong cả ba trường hợp ngoại trừ gia tăng không đáng kể đi từ danh mục điểm Z có chi phí cao tới chi phí trung bình. Chúng tôi tiến hành kết hợp thống kê t cho mỗi chi phí đại diện, của các giả thuyết rằng những hệ số trong danh mục đầu tư chi phí cao và thấp là như nhau, chống lại giả thuyết khác cho rằng các hệ số trong danh mục chi phí thấp là thấp hơn. Đối với chênh lệch ước tính và xếp hạng tín dụng, sự khác biệt ở mức ý nghĩa 1%. Đối với điểm Z, sự khác biệt là thống kê ý nghĩa ở mức 5%. Những kết quả này cho thấy rằng đối với những doanh nghiệp sự điều chỉnh tương đối ít tốn kém, đòn bẩy ít liên tục trong mô hình của Baker và Wurgler, kết quả đề cập tới các tác động của thời điểm thực hiện nghiệp vụ mua và bán nhưng phù hợp với tái cân bằng động.14 13 Chúng tôi thay đổi điểm Z của Altman được giải thích như sự tương quan của: những tài sản chia cho tổng của 3,3 lần lợi nhuận trước lãi vay và thuế cộng với doanh số cộng 1,4 lần lợi nhuận giữ lại cộng 1,2 lần vốn luân chuyển. Một phương pháp đo lường tương tự được dùng bởi Mackie-Mason (1990) và Graham (1996). 14 Trong những phân tích không được thông báo, chúng tôi phân mẫu bằng cả đại diện chi phí điều chỉnh và EFWA, để kiểm sóat sự tương quan tiềm tàng giữa những cơ hội thời gian thực hiện mua bán và đại diện chi phí. Kết quả chỉ ra sự suy giảm tương tự trong độ lớn của hệ số EFWA với mỗi mức EFWA. ii. Quán tính Lý thuyết quán tính đưa ra lần thứ tư bởi Welch (2004) lập luận rằng mặc dù hoạt động phát hành ròng khá tích cực, các doanh nghiệp thất bại trong việc tái cân bằng cấu trúc vốn để phản ứng lại với cú sốc đối với giá trị thị trường của vốn cổ phần, tương tự với tác động của thời điểm thực thực hiện mua và bán. Do đó, Welch kết luận sự biến đổi trong giá cổ phiếu là yếu tố quyết định chính của cơ cấu vốn và “động cơ của doanh nghiệp cho các hoạt động cơ cấu vốn có liên quan phần lớn vẫn còn là một bí ẩn "(trang 20). a. Phản ứng với các cú sốc vốn cổ phần Cuộc kiểm tra đầu tiên của chúng tôi về những kết luận của Welch là tương tư như những gì được trình bày trong hình 2. Sử dụng một mẫu dữ liệu Compustat hàng năm được lựa chọn để phù hợp với mẫu được sử dụng trong Welch (2004). Chúng tôi phân mẫu mỗi năm thành bốn danh mục đầu tư dựa trên qui mô và giá trị thị trường trên giá trị sổ sách.15 Điểm tích cực và tiêu cực “lớn” của những cú sốc vốn cổ phần sau này được xác định như lợi nhuận vốn cổ phần tại ít nhất một độ lệch chuẩn cao hơn hoặc thấp hơn lợi nhuận trung bình cụ thể của doanh nghiệp.16 Sau đó chúng tôi so sánh đòn bẩy trung bình của những doanh nghiệp trải qua một cú sốc vốn cổ phần lớn với những doanh nghiệp không trải qua. Sự so sánh này được 15 Đặc biệt, chúng tôi bắt đầu với tất cả những doanh nghiệp phi tài chính, phi công cộng được liệt kê trong cả dữ liệu Compustat và CRSP từ năm 1962 đến 2000 và loại trừ những doanh nghiệp nhiều năm có giá trị thị trường của vốn cổ phần tại thời điểm đầu năm nhỏ hơn mức chỉ số S&P 500 chia 10 (đơn vị nghìn $). Để đảm bảo mẫu của chúng tôi tương đồng với mẫu được Welch (2004), chúng tôi mô phỏng gần với một số kết quả của ông ấy. 16 Chúng tôi kiểm tra những cú sốc vốn cổ phần lớn được định nghĩa là 1,5 và 2 độ lệch chuẩn tiền lãi. Có một số ảnh hưởng lên kết quả của chúng tôi. biểu diễn trong năm trước cú sốc (kì trước), năm có cú sốc (kì 0), và 5 năm sau đó. Bảng hiệu chỉnh A của hình 4 cho thấy sự phản ứng với các cú sốc tích cực; bảng hiệu chỉnh C cho thấy sự phản ứng đối với những cú sốc tiêu cực. Hai sự quan sát đáng lưu ý. Thứ nhất, đòn bẩy giảm (tăng) một cách đáng chú ý bởi vì cú shock vốn cổ phần có xu hướng tăng (giảm), cho thấy doanh nghiệp không phản hồi lại cùng một lúc với cú shock. Thứ hai, sự phản ứng với cú shock vốn cổ phần là từ từ, có nghĩa là ngày càng nhiều doanh nghiệp phản ứng lại sau 5 năm. Thời gian trôi qua kể từ cú sốc vốn cổ phần, đòn bẩy của những doanh nghiệp/người đã trải qua cú sốc sẽ tiếp cận với đòn bẩy của những doanh nghiệp/người chưa trải qua ( ví dụ: nhóm kiểm soát). Những kết quả này nhấn mạnh sự phản ứng từ từ của đòn bẩy đối với cú sốc vốn cổ phần và sự tồn tại tương ứng của đòn bẩy, lý thuyết về tính ì đã xác nhận điều này. Tuy nhiên, bảng hiệu chỉnh A và C chỉ ra sự phản ứng lại, trong khi bảng hiệu chỉnh B và D khẳng định sự điều chỉnh đòn bẩy là kết quả của sự phản ứng tích cực của doanh nghiệp thông qua chính sách nợ. Những doanh nghiệp đã trải qua cú sốc tích cực thì có khả năng phát hành nợ ngay sau đó ( bảng hiệu chỉnh B), trong khi những doanh nghiệp trải qua cú sốc tiêu cực thì thu hồi nợ ( bảng hiệu chỉnh D). Do đó, hình 4 minh họa rằng những doanh nghiệp thực sự phản ứng với cú sốc vốn cổ phần, mặc dù sự phản ứng xuất hiện bất đối xứng và khó nhận thấy hơn so với sự phản ứng đối với việc phát hành vốn cổ phần được trình bày ở trên. Như chúng ta sẽ thấy dưới đây, những doanh nghiệp chỉ phản ứng lại với cú sốc vốn cổ phần khi mà chúng ảnh hưởng đến đòn bẩy một cách đáng kể. 2. Dữ liệu trao đổi được tái tạo bằng mô hình Để kiểm tra lý thuyết này, Welch sử dụng OLS và phương pháp của FamaMacbeth (1973) để ước lượng mô hình động lực đòn bẩy sau đây: Trong đó: Dt là giá trị sổ sách của nợ Et là giá trị thị trường của vốn cổ phần rt,t+k là phần trăm thay đổi giá cả trong giá trị thị trường của vốn cổ phần giữa t và t+k Giả thiết về tính ì dự đoán rằng 1 =0 và 2 =1, ngụ ý rằng bất kỳ sự thay đổi nào trong đòn bẩy nợ giữa t và t+k là do sự thay đổi trong giá trị thị trường của vốn cổ phần trong suốt một thời kỳ, trái ngược với sự điều chỉnh của tỉ lệ đòn bẩy nợ vào đầu một thời kỳ. Welch cho rằng những biên thời gian khác nhau là gần 1 và chi phối bất cứ số hạng nào trong hồi quy, bao gồm biến định tính thay thế (ví dụ: lợi nhận, tỉ lệ thuế biên…) được sử dụng trong một đặc điểm kỹ thuật mở rộng. Vì vậy, Welch kết luận các doanh nghiệp thất bại trong việc tái cân bằng cấu trúc vốn, ngay cả khi vượt qua những giới hạn miễn là trong 5 năm (even over horizons as long as five years). Bảng 2 mô phỏng lại kết quả ước lượng phương trình (2) của Welch ( bảng hiệu chỉnh B của bảng 3 trong bài nghiên cứu của ông), cùng với bốn tập hợp kết quả ước lượng khác thu được sử dụng dữ liệu được tái tạo bằng mô hình. Kết quả của tập hợp thứ hai cho đến thứ tư đạt được bằng cách sử dụng mô phỏng nợ và dữ liệu vốn từ mô hình dạng tối giản được trình bày trong hình 1. Tập hợp kết quả cuối cùng thu được từ việc sử dụng dữ liệu mô phỏng từ mô hình trao đổi cấu trúc của Fischer và các đồng nghiệp (1989). Chi tiết của việc mô phỏng và thủ tục ước lượng được thảo luận trong phần mở rộng A. Trước khi nhận xét về hàm ý mô hình thực nghiệm của Welch, chúng tôi chú thích ngắn gọn sự tương tự trong kết quả đạt được sử dụng dữ liệu được mô phỏng từ mô hình tối giản chi phí cố định và những kết quả thu được từ mô hình của Fisher và các đồng nghiệp, mô hình hình này giả định sự điều chỉnh của chi phí cố định. Sự tương tự này đảm bảo lại một lần nữa mô hình dạng tối giản của chúng tôi vận hành như mọi người mong đợi. Từ một cách nhìn mở rộng, tất cả năm tập hợp kết quả là tương tự nhau. Mỗi tập hợp chỉ ra giá trị 2 ước lượng rằng có một giá trị xấp xỉ 1 cho mô hình biên 1 năm và sau đó giảm dần cùng với sự tăng lên của biên. Ngoài ra, phần mặt phẳng bị chắn hoàn toàn tương tự về độ lớn và biểu thị sự liên kết tích cực với mô hình biên. Cuối cùng, tất cả ước lượng hệ số xác định biểu thị mối quan hệ nghịch đảo với mô hình biên. Khi chúng ta nhìn chặt chẽ hơn, chúng ta có thể thấy sự khác nhau trên những kết quả mà làm nổi bật hàm chi phí điều chỉnh khác nhau lên động lực của đòn bẩy. Theo sự mô phỏng dạng tối giản ( tập hợp hai cho tới 4), chúng ta thấy một sự giảm nhanh trong ước lượng 2 và R2s cũng như chúng ta chuyển từ chi phí tương ứng sang chi phí cộng lồi cố định hay sự điều chỉnh của chi phí cố định. Mô hình này đơn giản là một sự biểu thị của những mức độ khác nhau của quá trình mô phỏng đòn bẩy cơ bản. Được nhìn thấy trong hình 1, chi phí tương ứng tạo ra những hành vi kéo dài nhất, được theo sau là chi phí cộng lồi cố định và cuối cùng là chi phí cố định, chi phí mà tạo ra những hành vi ít kéo dài nhất. Chúng tôi cũng lưu ý rằng dữ liệu được tạo ra giả định một sự điều chỉnh chi phí tương ứng hay cố định và chi phí lồi phù hợp với kết quả được tìm ra bởi Welch (2004) thì chặt chẽ hơn những gì được tạo ra chỉ giả định sự điều chỉnh của chi phí cố định. Điều này gợi mở rằng những doanh nghiệp trong Compustat có thể đối mặt với một trong hai phương trình chi phí này, một sự phỏng đoán được khẳng định bởi phân tích theo khoảng thời gian của chúng tôi dưới đây. iii. Mô hình điều chỉnh từng phần và sự điều chỉnh chậm Như đã lưu ý trong phần giới thiệu, rất nhiều bài nghiên cứu đã nhận xét về sự điều chỉnh chậm của đòn bẩy đối với mục tiêu của nó. Thật vậy, Fama và French (2002) làm nổi bật tỷ lệ quay trở lại giá trị trung bình trong đòn bẩy như “bước tiến của một con ốc sên”. Kết luận này đến từ ước lượng của mô hình điều chỉnh từng phần như: Với y là thước đo lường đòn bẩy và là đòn bẩy mục tiêu, nó thường là bằng -0.10 và phương trình của những biến khác. Fama và French ước lượng lần lượt chỉ là 10% và 16%. -0.16 cho chi trả cổ tức và không chi trả cổ tức, ngụ ý rằng sự điều chỉnh hàng năm Trong khi những ước lượng này cho thấy rằng các doanh nghiệp điều chỉnh đòn bẩy chậm, kết luận này giống kết quả của mô hình thông số sai lệch hơn là một miêu tả chính xác của quá trình điều chỉnh. Sử dụng dữ liệu mô phỏng được thảo luận bên trên ( và trong phần mở rộng A), chúng tôi ước lượng phương trình (3) giả định răng là hằng số. Dưới sự điều chỉnh chi phí cố định, chi phí cố định cộng lồi và chi phí tương ứng, tỉ lệ sự quay trở lại được ước tính lần lượt là 15%, 17% và 39% một năm. Những ước lượng này tương tự với những gì được tìm thấy trong nhiều bài nghiên cứu trước và nhấn mạnh sự khó khăn trong việc giải thích tỷ lệ sự quay trở lại trong mô hình điều chỉnh từng phần khi sự điều chỉnh không xảy ra mỗi kỳ và mỗi sự điều chỉnh không phải với . Tóm lại, kết luận của Baker và Wurgler (2002) và Welch (2004) vẫn còn nhiều bàn cãi một khi một người nào đó chiếm khả năng lớn trong sự điều chỉnh chi phí. Tương tự, những kết luận liên quan tới động lực hành vi (dynamic behavior) được tạo ra từ mô hình điều chỉnh từng phần khi quá trình điều chỉnh là không liên tục. Dĩ nhiên, nó vẫn cần được xem xét nếu, thực tế, chi phí điều chỉnh thực sự tác động đến quyết định tài chính, sau khi lý giải sự hiện diện của chi phí điều chỉnh, liệu doanh nghiệp có tái cân bằng cấu trúc vốn hay không. Trong khi những phân tích ở trên mang tính gợi nhớ, chúng tôi đề nghị một phương pháp chính thức để giải quyết vấn đề này. c. Phân tích khoảng thời gian (duration analysis) Ở điểm này, chúng tôi chuyển sang mục đích thứ hai và thứ ba của bài nghiên cứu: chỉ ra rằng liệu chi phí điều chỉnh có ảnh hưởng tới quyết định tài chính và doanh nghiệp có tái cân bằng cấu trúc vốn của họ hay không. Để làm như vậy, chúng tôi cần có một khuôn mẫu thực nghiệm có thể chỉ ra động cơ thúc đẩy đằng sau các quyết định tài chính, cũng như lý giải sự điều chỉnh chi phí. Một sự lựa chọn theo quy luật tự nhiên là một phân tích thời gian mà cung cấp một mô hình dạng tối giản tương đương với khuôn mẫu lý thuyết được mô tả trong hình 1. Phần này bắt đầu bằng việc giới thiệu phương pháp tiếp cận thực nghiệm của chúng tôi và minh họa sự liên kết giữa phương trình rủi ro và chi phí điều chỉnh. Sau đó chúng tôi phát triển mô hình khoảng thời gian và tác động thực nghiệm của chiến lược tái cân bằng trước khi chuyển sang việc thực hiện mô hình và thảo luận về kết quả của những phần sau đó. 1. Phương trình rủi ro Chúng ta bắt đầu bằng cách phác thảo ngắn gọn sự hiểu biết bằng trực giác đằng sau phương pháp thống kê. Điều cần thảo luận ở đây là mang tính cá nhân và dựa vào nội dung của việc điều chỉnh cấu trúc vốn. Để hiểu một cách thấu đáo hơn nghiên cứu về phân tích thời gian, xem Lancaster ( 1990) hay Kalbfliesch và Prentice (2002). T là biến ngẫu nhiên đo lường khoảng thời gian hay thời gian giữa sự điều chỉnh cấu trúc vốn. Thời kỳ của tính kém hoạt động tài chính giữa những sự điều chỉnh được chỉ ra như là một thời gian ngắn và tương tự như thời kỳ thất nghiệp. Phương trình rủi ro như sau: và xác định tỷ lệ tức thời tại thời điểm một doanh nghiệp điều chỉnh cấu trúc vốn của nó có điều kiện là không thực hiện như vậy đối với thời gian t. Ít chính thức hơn, h(t)m cho chúng ta biết khả năng mà một doanh nghiệp sẽ điều chỉnh cấu trúc vốn của nó trong một đơn vị thời gian m sắp tới, có điều kiện là chưa điều chỉnh thời gian t. Ví dụ, phương trình rủi ro về phát hành nợ tại t =4 cho chúng ta biết khả năng một doanh nghiệp sẽ phát hành nợ trong quý tiếp theo (m=1), với điều kiện là chưa thực hiện điều đó 4 quý trước (t=4). Vì vậy, bằng cách mô hình hóa thời gian giữa hoạt động phát hành ( hoặc mua lại), phương trình rủi ro cung cấp một sự mô tả hành vi động lực của quyết định tài chính được đưa ra bởi doanh nghiệp. Phương trình rủi ro có thể cung cấp một sự hiểu biết sâu sắc về cấu trúc của chi phí điều chỉnh mà doanh nghiệp phải đối mặt. Hình 5 trình bày 3 phương trình rủi ro ước lượng sự dụng dữ liệu đòn bẩy mô phỏng đã trình bày trong hình1. Dưới mỗi một trong ba cách thức điều chỉnh chi phí, chúng tôi ước lượng đường cong rủi ro cho sự điều chỉnh tăng đòn bẩy nợ. Có nghĩa là, chúng tôi mô hình hóa thời gian giữa những sự điều chỉnh tăng đòn bẩy. Để truyền đạt một cách rõ ràng ảnh hưởng của chi phí điều chỉnh khác nhau theo phương trình rủi ro, chúng tôi biểu diễn bằng tham số h(t) như một đa thức bậc 3 theo t và ước lượng đa thức sử dụng khả năng xảy ra lớn nhất để giả định rằng khoảng thời gian là độc lập và phân phối theo hàm mũ 17. Bảng hiệu chỉnh A của hình 5 cho thấy tỷ lệ rủi ro của sự điều chỉnh chi phí cố định tăng theo thời gian. Điều này cho thấy rằng doanh nghiệp vận hành mà không điều chỉnh đòn bẩy cao hơn càng lâu thì khả năng nó xảy ra như vậy càng nhiều18. 17 Đường cong rủi ro ước lượng cho sự điều chỉnh giảm đòn bẩy hoàn toàn tương tự. Chúng tôi lưu ý rằng đường cong rủi ro thực sự ổn định sau 17 kỳ và sau đó sẽ 18 chuyển sang giảm ở mức độ không đáng kể. Tuy nhiên, số quan sát với thời gian lớn hơn 17 kỳ rất nhỏ và giảm dần theo thời gian. Vì vậy, ước lượng về phần đuôi bên phải của đường cong rủi ro có thể hơi mơ hồ. Bảng hiệu chỉnh B của hình 5 cho thấy chi phí điều chỉnh tương ứng gây ra sự giảm độ dốc của đường cong rủi ro, cho thấy rằng thời gian trôi qua từ lần điều chỉnh cuối, khả năng xảy ra một sự điều chỉnh khác sẽ giảm nhanh chóng. Theo bảng hiệu chỉnh B trong hình 1, chi phí điều chỉnh tương ứng sẽ dẫn tới một sự điều chỉnh rất nhỏ, vì vậy quá trình đòn bẩy vẫn rất gần với biên dưới. Trạng thái gần này cho thấy khả năng tiếp cận trở cùng một biên một lần nữa là rất cao. Vì vậy, những sự điều chỉnh rất nhỏ gây ra bởi chi phí tương ứng sẽ dẫn đến sự giảm độ dốc của đường cong rủi ro. Cuối cùng, bảng hiệu chỉnh C của hình 5 cho chúng ta thấy sự điều chỉnh chi phí cộng lồi cố định dẫn tới một sự giảm độ dốc vừa phải của đường cong rủi ro, liên quan tới chi phí tương ứng. Một lần nữa, sự hiểu biết bằng trực giác được tìm thấy bằng cách đề cập trở lại bảng hiệu chỉnh C của hình 1 và nhận ra rằng sự điều chỉnh có mức độ thực hiện bởi các doanh nghiệp dẫn tới một khả năng cao hơn của việc tiến tới một biên chung sau khi điều chỉnh. Nhưng, khả năng xảy ra là ít có ý nghĩa trong sự so sánh với chi phí tương ứng. Chúng tôi cũng đề cập đến một số ít lưu ý cuối cùng về mối quan hệ giữa đường cong rủi ro và chi phí điều chỉnh. Mức độ tổng quát của đường cong rủi ro phản ánh tần số tổng thể của sự điều chỉnh: mức độ càng cao thì xảy ra càng nhiều sự điều chỉnh thường xuyên, cho thấy sự điều chỉnh chi phí thấp hơn và ngược lại. Thật không may, đường cong rủi ro, tự nó, không thể làm cho chúng ta tìm ra hay giải quyết chi phí điều chỉnh khác nhau mà doanh nghiệp phải đối mặt. Nó chỉ đơn thuần cung cấp cho chúng ta một sự mô tả về động lực hành vi của chính sách tài chính doanh nghiệp mà chúng tôi sử dụng để suy ra cấu trúc chi phí điều chỉnh mà doanh nghiệp đối mặt, như Whited (2003) đã làm trong bối cảnh đầu tư. Trong khi không có một bài nghiên cứu nào tập trung rõ ràng vào điều chỉnh chi phí ( ví dụ Altinkilic và Hansen (2000)), sự giải thích đường cong rủi ro đã bổ sung một hướng đi có khả năng làm cho chúng ta xác định liệu các chi phí trực tiếp có phản ánh được quyết định tài chính của doanh nghiệp hay không. Tuy nhiên, quan trọng hơn sự hiểu biết sâu sắc về chi phí điều chỉnh, mô hình khoảng thời gian có khả năng làm cho chúng ta hiểu động cơ thúc đẩy đằng sau các quyết định cấu trúc vốn bằng cách mô hình hóa thời gian giữa những quyết định này. Như vậy, có một mối quan hệ chặt chẽ giữa mô hình thời gian và mô hình lựa chọn biến rời rạc. Vì vậy, không có gì ngạc nhiên về kết quả của chúng tôi, như đã thảo luận ở trên, phù hợp với kết quả của Hovakimian et al. (2001) – người đã sử dụng mô hình lựa chọn biến rời rạc trong phân tích về quyết định cấu trúc vốn, dẫu với dữ liệu thường niên. Dù vậy, vẫn có một số lợi ích của phương pháp tiếp cận khoảng thời gian được đưa ra trong bài nghiên cứu mà chúng tôi sẽ thảo luận ở những phần nhỏ tiếp theo. ii. Mô hình thời gian bán tham số ( a semiparametric duration model) Bắt đầu từ định nghĩa trong phương trình (4), chúng tôi biểu diễn bằng tham số phương trình rủi ro trong thời kỳ thứ j của doanh nghiệp i như sau: trong đó là biến ngẫu nhiên đại diện cho tính đa dạng không quan sát được, h0(t) là hàm số bước nhảy chỉ ra đường cong rủi ro chuẩn, xij(t) là vec-tơ của hiệp phương sai và là một vec-tơ chứa tham số chưa biết. Như trong Meyer (1990) và Whited (2003), chúng tôi giả định tính đa dạng không quan sát được có phân phối Gamma và biểu diễu một ước lượng sử dụng khả năng xảy ra lớn nhất19 . Sự tìm ra chi tiết của của các phương trình có khả năng xảy ra được cung cấp trong phần mở rộng B. Bằng trực giác, tương tự với thuật ngữ sai số trong hồi quy, đại diện cho là một ảnh hưởng cộng dồn của bất kỳ hiệp phương sai nào bị bỏ qua. Sự thật là 19 Theo một sự kiểm tra thô, chúng tôi cũng giả định phân phối nghịch đảo Gaussian cho tính đa dạng không quan sát được và không ảnh hưởng gì đến kết quả của chúng tôi. hằng số của sự điều chỉnh của những doanh nghiệp tương tự nhau nhưng có quyết định tài chính độc lập nhau. Sự giả định là tương ứng với quan điểm rằng những sự quan sát bên trong doanh nghiệp có khả năng tương quan với nhau. Ví dụ, một doanh nghiệp đối mặt với sự điều chỉnh chi phí thấp thì có nhiều khả năng đã trải qua một thời gian nghỉ ngắn hơn ( ví dụ khoảng thời gian giữa những sự điều chỉnh) và ngược lại đối với những doanh nghiệp đối mặt với điều chỉnh chi phí cao. Trong việc lý giải những kết quả, chúng tôi lưu ý một số điều sau. Đường rủi ro chuẩn là một sự đo lường của phương trình rủi ro khi tất cả hiệp phương sai đều bằng 0. Do đó tất cả hiệp phương sai được biến đổi bằng cách trừ đi giá trị trung bình của tất cả các doanh nghiệp trong mỗi quý. Sự biến đổi này có khả năng lý giải đường cong rủi ro chuẩn như tỷ lệ rủi ro cho những doanh nghiệp vừa trong mẫu của chúng tôi20. Thông số kỹ thuật tương tự như rủi ro tương ứng của Cox (1972, 1975) trong đó sự biến thiên của hiệp phương sai hay tính đa dạng không quan sát được dẫn tới sự chuyển đổi tương ứng trong đường cong rủi ro chuẩn. Vì vậy, một sự thay đổi trong hiệp phương sai ngay lập tức sẽ biến đổi đường cong rủi ro lên hoặc xuống, phụ thuộc vào dấu hiệu của hệ số ước lượng. Tuy nhiên, chi tiết kỹ thuật này hạn chế hiệp phương sai có bất kỳ ảnh hưởng nào lên độ dốc hay độ cong của đường cong rủi ro. Sự hạn chế này sẽ giúp cho việc ứng dụng dễ dàng của mô hình và đơn giản hóa những lý giải về hệ số ước lượng. Tóm lại, mô hình này tương tự với bảng hiệu chỉnh hồi quy phi tuyến động (nonlinear dynamic panel regression) với ảnh hưởng ngẫu nhiên đối với doanh nghiệp cụ thể. Nó cho phép chúng ta giải quyết các vấn đề thuộc về thống kê trong khi kiểm nghiệm chính xác các giả thiết được bàn luận bên dưới. Mặc dù phương pháp luận này, có thể còn nhiều hạn chế, vẫn được sử dụng trong toàn bộ nền kinh tế và các lý thuyết tài chính, chúng tôi đề cập ngắn gọn một vài lợi ích của mô hình này. Đầu tiên, mô hình này không ngừng thay đổi, chúng Trong một phân tích chưa được báo cáo, chúng tôi tập trung vào hiệp phương sai xung quanh giá trị trung bình của nó và tìm thấy hầu như không có sự khác nhau trong kết quả ước lượng. 20 tôi có thể kết hợp chặt chẽ những hiệp phương sai vào mô hình, hơn là tính hiệp phương sai trung bình theo thời gian như trong một số quyết định lựa chọn riêng biệt không thay đổi. Thứ hai, tất cả những tham số được ước lượng cùng một lúc, do đó tránh được sự thiếu hiệu quả liên kết với thủ thục ước lượng hai bậc được sử dụng trong Hovakimian et al. (2001), Hovakimian (2003) và Korajczyk và Levy (2003), và sự giới thiệu của sai số ước lượng trong ước lượng tham số. Cuối cùng, mô hình giữ lại được sự linh hoạt của phương pháp không có tham số bằng cách định rõ đường cong rủi ro chuẩn, h0(t), nhưng một phương trình bước nhảy, do đó, đảm bảo đường cong rủi ro ước lượng của chúng tôi không phải là kết quả dựa vào phương pháp của mẫu hình hàm số giả định. iii. Ủy quyền chi phí điều chỉnh ( adjustment cost proxies) Chúng tôi sử dụng rất nhiều ủy nhiệm cho chi phí điều chỉnh. Giấy ủy nhiệm cho chí phí phát hành nợ ( chênh lệch ước lượng, Z-core của Altman và tỉ lệ tín dụng) được thảo luận trước hết khi chúng tôi nghiên cứu tác động của những chi phí này cho sự quyết định thời gian mua bán. Tương tự cho chi phí phát hành nợ, chúng tôi ủy nhiệm chi phí đảm bảo vốn cổ phần sử dụng mô hình ước lượng của chênh lệch vốn từ Altinkilic và Hansen (2000), điều mà chúng tôi sẽ thảo luận chi tiết hơn dưới đây. Một nghiên cứu gần đây của Cook và các đồng nghiệp (2003) chỉ ra rằng chương trình mua lại vốn cổ phần tuân theo điều khoản của điều luật SEC 10b-18, điều mà cung cấp một nơi ẩn náu an toàn cho những doanh nghiệp phản đối số tiền mặt phải trả cho sự thao túng giá cổ phiếu. Điều luật áp đặt hạn chế cho sự tính toán thời gian, giá cả và lượng cổ phiếu mà doanh nghiệp có thể mua loại vào bất cứ ngày cụ thể nào. Liên quan nhất tới thảo luận của chúng tôi là sự cản trở trong việc mua lại không thể vượt hơn một lô nguyên và số lượng lô nguyên gần 25% số lượng chứng khoán giao dịch. Trong chừng mực mà sự hạn chế ràng buộc, nó có thể được xem như là áp đặt biến chi phí có ý nghĩa bởi vì cổ phiếu được mua vào vượt quá giới hạn quy định là vi phạm điều luật SEC và vì vậy phải chịu tác động pháp lý. Như vậy, chúng tôi sử dụng doanh thu lớn nhất trong suốt thời kỳ như một phương pháp đo lương sự hạn chế của số lượng cung cấp. Doanh thu lớn hơn hàm ý sự tự do hơn trong việc mua lại cổ phần và do đó hạ thấp chi phí. Thật đáng tiếc, chúng tôi hầu như không tìm được sự trợ giúp nào từ những bài nghiên cứu trước về chi phí của việc thu hồi nợ. Điều đó không nói lên rằng sự thu hồi nợ sớm là miễn phí đối với bất cứ chi phí trực tiếp nào. Trong trường hợp nợ được đầu tư cá nhân, sự thu hồi nợ sớm có thể gánh chịu một khoản phạt, chi phí thương lượng lại và một vài chi phí khác21. Thu hồi nợ được đầu tư công khai sẽ đối mặt với những khó khăn khác nhau trong tình trạng thị trường thứ cấp có tính lỏng thấp ( xem ví dụ, sự thảo luận của Chen và các đồng nghiệp. (2003)). Một khi không có giấy tờ ủy nhiệm cụ thể đối với chi phí trực tiếp của việc thu hồi nợ, hy vọng của chúng tôi đến thời điểm này là sự phân tích của chúng tôi có thể có ích đối với bất kỳ loại chi phí nào mà doanh nghiệp có thể đối mặt. Một nghiên cứu ngầm của vấn đề này, tuy nhiên, nó đi xa hơn phạm vi của bài nghiên cứu. iv. Tác động của tái cấu trúc động. Sử dụng khuôn khổ tái cấu trúc động minh họa trong hình 1 là một động cơ thúc đẩy các phân tích thực nghiệm dẫn đến 3 sự suy đoán liên quan đến quyết định tài chính. Nội dung cơ bản của những suy đoán này là bất cứ sự ảnh hưởng nào làm đòn bẩy dịch chuyển gần hơn biên điều chỉnh cơ cấu vốn sẽ làm gia tăng khả năng đạt tới biên đó, vì vậy, làm gia tăng khả năng của việc tạo ra một sự điều chỉnh cụ thể ( gia tăng hoặc giảm đòn bẩy). Vì vậy, mức độ đòn bẩy càng cao, tất cả các yếu tố khác cân bằng, càng nhiều khả năng đòn bẩy sẽ đạt tới biên cao hơn trong kỳ tiếp theo, và doanh nghiệp sẽ giảm đòn bẩy của nó. Mức độ đòn bẩy càng thấp, càng nhiều khả năng đòn bẩy sẽ đạt tới biên thấp hơn và doanh nghiệp sẽ gia tăng đòn 21 Chúng tôi cám ơn Steven Roberts ở Toronto Dominion và Rob Ragsdale ở First union về sự hiểu biết sâu sắc của họ trong lĩnh vực vay mượn thương mại. bẩy. Chúng tôi mong muốn một sự liên kết tiêu cực (tích cực) giữa mức độ đòn bẩy và khả năng điều chỉnh tăng (giảm) đòn bẩy. Tương tự, một sự tích lũy (giảm) trong đòn bẩy nợ dẫn tới một khả năng lớn hơn của đòn bẩy giảm (tăng). Vì vậy, chúng tôi cũng mong đợi một sự liên kết tiêu cực (tích cực) giữa sự thay đổi đòn bẩy với khả năng điều chỉnh tăng (giảm) đòn bẩy. Cuối cùng, sự điều chỉnh đòn bẩy trong quá khứ cũng ảnh hưởng đến khả năng điều chỉnh. Để minh họa, xem xét một doanh nghiệp vay quá nhiều nợ và đạt tới biên cơ cấu vốn cao hơn dẫn đến phát hành vốn cổ phần. Giả định rằng doanh nghiệp đối mặt với sự điều chỉnh chi phí cộng lồi cố định, ví dụ, sự phát hành vốn cố phần sẽ có liên quan nhỏ theo hướng mức độ của đòn bẩy sẽ vẫn gần với biên cao hơn hơn là biên thấp sau khi phát hành. Bởi vì, doanh nghiệp có khả năng phát hành vốn một lần nữa, liên quan tới phát hành nợ. Tuy nhiên, tác động chúng tôi muốn kiểm nghiệm là khả năng gia tăng đòn bẩy của doanh nghiệp sau khi phát hành vốn liên quan như thế nào với trước khi phát hành vốn. Đây là một câu trả lời cần phải trình bày để doanh nghiệp tái cân bằng cấu trúc vốn của họ sau quyết định tài chính trước đó, bởi vì, theo như ví dụ của chúng tôi, đòn bẩy của doanh nghiệp gần với biên thấp hơn sau khi phát hành nợ hơn là trước khi phát hành. Vì vậy, chúng tôi mong đợi một sự liên kết tích cực giữa quyết định tăng ( giảm) đòn bẩy trong quá khứ với quyết định giảm (tăng) nợ có khả năng xảy ra trong tương lai. v. Chi phí và lợi ích của nợ Mặc dù tập trung vào động lực của các quyết định tài chính, chúng tôi vẫn phải lý giải những chi phí nổi và ích lợi của những quyết định này. Để tránh sử dụng những thông tin chưa được biết vào thời điểm ra quyết định điều chỉnh, chúng tôi lùi tất cả hiệp phương sai (xij(t) trong phương trình (5)) lại một quý ngoại trừ tỷ lệ của chi tiêu vốn đặt trước cho tài sản. Chúng tôi sử dụng giá trị tương lai một kỳ của biến này để nắm bắt nhu cầu tài chính dự đoán trước, giả định rằng doanh nghiệp có một ý tưởng tốt hợp lý với những nhu cầu này trong một khoảng thời gian nhắn như là một quý. Lý thuyết trao đổi tĩnh xem xét chi phí của nợ tương đương với chi phí phá sản, cả trực tiếp ( ví dụ chi phí pháp lý và chi phí quản lý) và gián tiếp (ví dụ mất khách hàng và mất danh tiếng). Để ủy nhiệm (proxy) cho chi phí phá sản, chúng tôi sử dụng nhiều phương pháp đo lường được đưa ra trong các bài nghiên cứu trước, như Titman và Wessels (1988) và Rajan và Zingales (1995): tính chất biến đổi của dòng tiền (được đo lường bằng giá trị tuyệt đối về sự thay đổi trong thu nhập ròng bình thường hóa bằng tài sản theo sổ sách), sản phẩm duy nhất (được đo lường như tỷ lệ của chi phí bán hàng trong tổng chi phí), tài sản hữu hình ( được đo lường bằng một phân số của tổng tài sản tính vào tài sản, máy móc trang thiết bị), và quy mô doanh nghiệp (được đo lường bằng doanh thu bán hàng của doanh nghiệp trong kỳ t chia cho tổng doanh thu của tất cả doanh nghiệp trong mẫu suốt kỳ t)22. Lợi ích của nợ phải kể đến tấm chắn thuế mà nó cung cấp. Chúng tôi sử dụng sự sụt giảm và sự trả nợ dần như một phân số của tổng tài sản (Xem DeAngelo và Masulis (1980) và Titman và Wessels (1988) để đo lường tấm chắn thuế không có nợ đền bù lợi ích thuế của nợ tài chính). Mô hình dựa trên đại lý (agency-based model) liên kết chi phí của nợ với sự thay thế tài sản ( Jensen và meckling (1976) và đầu tư dưới mức (Myers (1977)). Vì vậy, doanh nghiệp với tăng trưởng hay cơ hội đầu tư lớn, được đo lường bằng chi tiêu vốn liên quan tới tổng tài sản (Titman và Wessels (1988)) và tỷ lệ thị trường theo sổ sách, nên ít khả năng sử dụng nợ tài chính23. Lợi ích của nợ trong mẫu hình chi phí đại diện đến từ khả năng chế ngự quyết định quản lý và làm giảm nhẹ vấn đề dòng tiền tự do (Jensen và Meckling (1976) và Zwiebel (1996)). Những doanh 22 23 Sự tiêu chuẩn hóa được sử dụng để hiệu chỉnh sự không ổn định của biến doanh thu Tỉ lệ giá trị thị trường trên sổ sách cũng có thể liên quan đến ảnh hưởng giá cổ phiếu trong quyết định tài chính của doanh nghiệp. Thật vậy, Baker và Wurgler (2002) sử dụng trung bình có trọng số tỷ lệ giá trị trường trên sổ sách lịch sử như là một nền tảng cho giả thuyết về quyết định thời gian thực hiện nghiệp vụ mua bán trên thị trường. Với nỗ lực cô lập ảnh hưởng của sự biến động giá cổ phiếu đến quyết định doanh nghiệp, chúng tôi cũng kiểm tra ảnh hưởng của lãi vốn trong năm trước đó. nghiệp nhiều lợi nhuận, được đo lường bằng thu nhập hoạt động sau thuế chia cho tổng tài sản, thì có khả năng sử dụng nhiều nợ tài chính hơn. Thứ tự gia tăng vốn cung cấp một lý giải thay thế cho biến lợi nhuận được đề cập ở trên. Nhiều doanh nghiệp sinh lãi có ít khả năng cần đến tài chính bên ngoài, và, như vậy, chúng tôi mong đợi một sự liên kết tiêu cực giữa quyết định tài chính bên ngoài và lợi nhuận. Tương tự, chúng tôi mong đợi một sự liên kết tiêu cực giữa dự trữ bên trong (được đo lường bằng tỷ lệ giữa tiền mặt và chứng khoán thị trường với tổng tài sản) và quyết định tài chính bên ngoài. Cuối cùng, để đầy đủ, chúng tôi kết hợp nhiều biến thêm vào đã được sử dụng trong những bài nghiên cứu trước. Để nắm bắt được bất cứ một ảnh hưởng vĩ mô nào (Korajczyk và Levy (2003)), chúng tôi sát nhập biến nhị phân năm và quý vào bài phân tích. Tương tự, biến mã nhị phân số 2 SIC được liệt kê để nắm giữ bất kỳ biến kỹ thuật đặc biệt nào trong lựa chọn tài chính (MacKay và Phillips (2003)). Tóm lại, những biến kiểm soát của chúng tôi đại diện cho một tập hợp toàn diện của tất cả các biến được sử dụng trong các bài nghiên cứu trước. Để tránh sai số dữ liệu tiềm tàng và tối thiểu hóa tác động của sự quan sát cực đoan, chúng tôi thực hiện nhiều sự cải biến so với những phương pháp được đề cập ở trên. Đầu tiên, chúng tôi lọc những phân vị lớn hơn hoặc nhỏ hơn 1 của mỗi phân phối biến. Thứ hai, chúng tôi giới hạn đòn bẩy theo đơn vị thời gian. Cuối cùng, chúng tôi giới hạn tỷ lệ thị trường theo sổ sách nằm giữa 0 và 10, như Baker và Wurgler (2002)24. Tất cả các biến, ngoại trừ tỷ lệ thị trường theo sổ sách và Z-core của Altman là đo lường theo phần trăm. 24 Sử dụng giá trị thị trường theo sổ sách lớn nhất của 20 sản phẩm không làm thay đổi kết quả của chúng tôi. d. Dữ liệu, chọn mẫu và thống kê sơ lược. Dữ liệu được lấy từ nghiên cứu hàng quý, thông tin đầy đủ và hồ sơ Compustat công nghiệp từ năm 1984 đến 200125. Chúng tôi cũng trích dữ liệu lợi nhuận từ hô sơ giá chứng khoán hàng tháng CRSP. Tất cả những doanh nghiệp tài chính (SICs 6000-6999) và có điểu chỉnh (SICs 4900-4999) bị loại ra khỏi mẫu để tránh các chính sách tài chính được quản lý bởi yêu cầu lập quy và duy trì sự phù hợp với các nghiên cứu trước đó (ví dụ Fama và French (2002), Frank và Goyal (2003) và Korajczyk và Levy (2003)). Bất cứ quan sát nào thiếu dữ liệu về giá trị sổ sách của tài sản, phát hành cổ phần, mua lại cổ phiếu, nợ ngắn hạn hay nợ dài hạn đều bị loại bởi vì những biến này được yêu cầu để xác định liệu sự phát hành hay mua lại có xảy ra hay không. Cuối cùng, bởi vì mục đích nhấn mạnh của bài nghiên cứu là về cấu trúc vốn động, chúng tôi giới hạn sự chú ý đối với doanh nghiệp có sự quan sát ít nhất là 4 năm liên tiếp26. Tập hợp dữ liệu cuối cùng là nhóm không cân bằng chứa 127,308 quan sát doanh nghiệp chủ chốt; 3,494 doanh nghiệp với chuỗi thời gian quan sát trong khoảng 16 tới 71 quý27. 1. Điều chỉnh cấu trúc vốn Để xác định khi nào sự thay đổi trong cấu trúc vốn xảy ra, chúng tôi đi theo phương pháp tiếp cận được sử dụng bởi Hovakimian et al. (2001), Hovakiman (2003) và Korajczyk và Levy (2003). Một sự phát hành hay mua lại được xác định là xảy ra trong một quý cụ thể nếu sự thay đổi ròng trong vốn cổ phần hay nợ, được bình thường hóa bởi giá trị sổ sách của tài sản vào cuối kỳ trước lớn hơn 5%. Ví dụ, doanh nghiệp được xác định là đã phát hành nợ trong quý t khi sự thay đổi trong tổng giá trị của nợ từ quý t-1 tới quý t, chia cho giá trị sổ sách của tài sản vào cuối quý t-1, vượt quá 5%. Chúng tôi xác định 4 loại cơ bản của “nhánh” tài chính: phát Ngày bắt đầu này được chọn bởi vì biến phát hành vốn cổ phần và mua lại không có sắn tần số hàng quý trước năm 1984. 26 Chúng tôi nới lỏng và thắt chặt sự giới hạn này tới ba và năm năm và không ảnh hưởnglên kết quả của chúng tôi. 27 Chuỗi thời gian dài nhất không phải là 72 (18 x 4) kì bởi vì sự bao gồm của dữ liệu chậm trễ. 25 hành vốn cổ phần, mua lại vốn cổ phần, phát hành nợ và thu hồi nợ, mỗi loại được đại diện bằng một biến nhị phân chỉ ra rằng một “nhánh” của doanh nghiệp i trong kỳ t có xảy ra hay không. Ngoại trừ mua lại vốn cổ phần, tất cả định nghĩa các nhánh còn lại sử dụng 5% cắt giảm. Mua lại vốn cổ phần sử dụng 1.25% cắt giảm để tránh bỏ lỡ chương trình mua lại quy mô nhỏ tại chỗ28. Trong khi có thể có trường hợp phân loại sai sử dụng chương trình này, ví dụ như khi nợ được gọi là chuyển đổi hay khi một tài khoản vốn cổ phần bị chuyển đổi từ công ty con sang công ty mẹ, Hovakimian et al. (2001) cho thấy bài phân tích này thực hiện việc sử dụng nợ mới và dữ liệu phát hành vốn cổ phần từ sản xuất SDC tương tự như kết quả của phân tích sử dụng 5% chương trình phân loại. Korajczyk và Levy (2003) cũng khẳng định sự chính xác của chương trình phân loại này. Chúng tôi trình bày thêm những kiểm tra tính chính xác dưới đây và lưu ý rằng White (2003) sử dụng phương pháp tương tự để xác định quyết định đầu tư. Sự phân loại này cũng cho phép chúng tôi nắm giữ được sự thay đổi trong tổng nợ vì hoạt động phát hành ròng nợ cá nhân có thể không được ghi lại trong cơ sở dữ liệu SDC. Như Houston và James (1996) và Bradley và Roberts (2003) chỉ ra, đa số nợ doanh nghiệp là bao gồm nợ khu vực cá nhân29. Ngoài 4 nhánh tài chính cơ bản ra, chúng tôi cũng nghiên cứu thêm 2 phương pháp điều chỉnh cấu trúc vốn mà chúng tôi nói đến như là quyết định gia tăng đòn bẩy và quyết định cắt giảm đòn bẩy. Bởi vì tập trung vào quyết định doanh nghiệp tác động đến đòn bẩy, chúng tôi cần đến một phương pháp có thể tách biệt ảnh hưởng của quyết định tài chính lên đòn bẩy nợ, lờ đi việc những quyết định này có thể không có tác động gì. Ví dụ, một doanh nghiệp phát hành nợ và vốn cổ phần Chúng tôi cám ơn Roni Michaely và Ray Groth đã đưa ra những điều lưu ý của chúng tôi với vấn đề này. 29 Vì sự kiểm tra thiết thực, chúng tôi cũng biểu diễn những phân tích bằng cách sử dụng giới hạn phát hành nợ là 3% và 7%, thu hồi nợ và phát hành vốn cổ phần với ảnh hường không đáng kể lên những kết quả của chúng tôi. Chúngtôi cũng biến đổi giới hạn mua lại vốn cổ phần từ 0,5% tới 3%, một lần nữa ảnh hưởng không đáng kể lên những kết quả của chúng tôi. Vì vậy, chúng tôi biểu diễn những kết quả dựa trên giới hạn 5% (1,25% cho mua lại vốn cổ phần), trong những gì tiếp theo. 28 với tỷ lệ bằng với tỉ lệ nợ-vốn cổ phần trước đó thì không ảnh hưởng gì đến đòn bẩy của nó, ngoại trừ sự thật là nó đảm nhận một lượng lớn hơn hoạt động phát hành ròng. Để tách biệt những quyết định ảnh hưởng đến đòn bẩy nợ, chúng tôi xác định một gia tăng nợ như là việc phát hành nợ ròng trừ đi phát hành vốn cổ phần ròng, chia cho tài sản theo sổ sách, số lượng vượt quá 5%. Tương tự, chúng tôi xác định sự cắt giảm đòn bẩy như là phát hành vốn cổ phần ròng trừ đi phát hành nợ ròng, chia cho tài sản theo sổ sách, hơn 5%30. Cùng với 4 nhánh tài chính, sự trình bày bằng toán học của mỗi sự điều chỉnh đòn bẩy này là một biến nhị phân. Bảng III trình bày thống kê sơ lược của mỗi loại điều chỉnh. Có lẽ kết quả nổi bật nhất là 72% số quý trong mẫu của chúng tôi không xảy ra sự điều chỉnh. Nghĩa là, đa số doanh nghiệp không chủ động chú trọng tới cấu trúc vốn của họ. Tuy nhiên, bởi vì chúng tôi nghiên cứu dữ liệu hàng quý, tỉ lệ không chủ động 72% ngụ ý rằng doanh nghiệp điều chỉnh cấu trúc vốn khoảng trung bình 1 năm một lần. Vì vậy, hoạt động tài chính thực tế khá thường xuyên nhưng không liên tục. Sự không chủ động này phù hợp với sự tồn tại của chi phí điều chỉnh, nhưng cũng phù hợp với giả thiết thay thế rằng doanh nghiệp thờ ơ với đòn bẩy nợ, sự sự tính toán thời gian theo thị trường và tính ì đã dự đoán. Một nghiên cứu thấu đáo hơn của sự thay đổi này đã bị trì hoãn cho tới khi có mô hình chính thức dưới đây. Sự điều chỉnh theo hình thức bình thường là phát hành nợ, chiếm trên 40% của điều chỉnh cấu trúc vốn31. Tiếp theo là thu hồi nợ (28%), phát hành cổ phần (17%) và mua lại cổ phần (14%). Trên nền tảng mỗi công ty, chúng tôi xem xét những mẫu hình tương tự. Những doanh nghiệp vừa có dữ liệu đáng giá của khoảng 36 quý và có 4.2 phát hành nợ, 2.8 thu hồi nợ, 1.9 phát hành vốn cổ phần và 2.8 mua lại vốn cổ phần. Chúng tôi cũng lưu ý có một con số có ý nghĩa (2,219) của quan sát Vì với bốn điều chỉnh cơ bản, chúng tôi cũng kiểm tra ảnh hưởng bằng cách sử dụng một giới hạn 3% và 7% lên những kết quả của chúng tôi. Sự thay đổi này có ảnh hưởng không đáng kể lên những kết quả của chúng tôi. 31 Chúng tôi lưu ý rằng những sự phát hành không rollovers của nợ, ngoại trừ trong những trường hợp không giống nhau mà có một sự chậm trễ giữa thu hồi và phát hành mà bắt buộc sự ghi lại mỗi sự kiện xảy ra trong những quý riêng rẽ. 30 phát hành cổ phiếu huy động và thu hồi nợ, được nắm giữ bằng phương pháp cắt giảm đòn bẩy nhưng không được báo cáo rõ ràng trong bảng. Bảng III cũng trình thông tin tóm tắt về báo hiệu tài chính theo những khoảng thời gian. Thời gian trung bình của mỗi đợt báo hiệu dao động từ 3 kì cho phát hành nợ đến 5 kì cho phát hành cổ phần. Tuy nhiên, chúng tôi không rút ra bất kì một kết luận nào từ những khoảng thời gian, vì chúng đại diện cho những ước lượng vô điều kiện từ một mẫu không đồng nhất có chứa những khoảng thời gian đã được kiểm duyệt và có khả năng khá sai lệch. Bởi vì mẫu kết thúc năm 2001 và một số doanh nghiệp rút ra khỏi mẫu trước năm 2001 (ví dụ, phá sản), có một số báo hiệu được kiểm định phải (right-censored spells). Những kiểm định phải xảy ra khi một báo hiệu vẫn tiếp tục vào cuối chuỗi dữ liệu của doanh nghiệp. Ví dụ, một doanh nghiệp phát hành nợ trong quí đầu tiên của năm 2000 và sau đó không phát hành nợ thêm một lần nào nữa trước khi kết thúc mẫu thời kì, có một báo hiệu phát hành nợ được kiểm duyệt phải với một khoảng thời gian của 7 quí. Đối với những báo hiệu được kiểm duyệt phải chúng tôi chỉ có thể đặt một đường biên thấp hơn trong khoảng thời gian báo hiệu. Kết quả của sự kiểm định phải là một đường dốc xuống thấp hơn trong những ước lượng khoảng thời gian vô điều kiện, chúng tôi chú tâm vào làm mô hình chính thức. Vì báo hiệu đầu tiên được đo lường lường liên quan đến thực hiện tài chính được quan sát đầu tiên, không có kiểm định trái, cũng như không có IPOs.32 32 Chúng tôi cũng biểu diễn tất cả những phân tích của chúng tôi trên mẫu con các doanh nghiệp có những kỳ IPO cũng trong Security Data Corporations's (SDC) Global New Issue Database hay Jay Ritter's IPO database (chúng tôi cám ơn Andrew Roper đã cung cấp dữ liệu này). Dữ liệu IPO giúp chúng tôi thiết lập dòng thời gian cho mỗi doanh nghiệp, dù một doanh nghiệp công, độc lập với sự cố của ảnh hưởng đầu tiên. Những kết quả không thay đổi từ những biểu diễn đó. Hai dòng trên cùng của bảng III thể hiện thông tin tóm tắt về những điều chỉnh đòn bẩy. Những doanh nghiệp có xu hướng tăng đòn bẩy của họ nhiều hơn giảm chúng (12.9% so với 11.9%). Nếu một doanh nghiệp, trung bình, trải qua sự biến chuyển tích cực trong giá trị vốn cổ phần sau đó đòn bẩy có xu hướng tự nhiên đi xuống. Để chống lại xu hướng đó, những doanh nghiệp sẽ đưa đòn bẩy lên hơn xuống nếu họ đang tái cân bằng tỷ lệ nợ của họ. Vì vậy, bằng chứng mở đầu cho thấy rằng những doanh nghiệp chống lại xu hướng tự nhiên của giá trị vốn cổ phần tăng theo thời gian. Bảng IV trình bày số liệu thống kê tóm tắt về tầm quan trọng của các loại điều chỉnh khác nhau. Tất cả các giá trị đồng đô la được điều chỉnh lạm phát đến năm 2001 đô la bằng cách sử dụng chỉ số giá tiêu dùng All-Urban. Chúng tôi tập trung thảo luận về những kết quả trung bình vì độ lệch lớn của mỗi biện pháp phân phối. Phát hành và thu hồi nợ có thể so sánh về độ lớn, với kích thước trung bình tương ứng là 7.8 nghìn $ và 6.6 nghìn $. Trung bình phát hành vốn cổ phần là khá nhỏ (3.6 nghìn $), trong khi mua lại vốn cổ phần đại diện cho điều chỉnh lớn nhất (11.2 nghìn $). Mặc dù phát hành vốn cổ phần (mua lại) đại diện điều chỉnh nhỏ nhất (lớn nhất) về độ lớn của đô la, chúng đại diện cho điều chỉnh lớn nhất (nhỏ nhất) về độ lớn tương đối so với tổng tài sản. Vì vậy, những doanh nghiệp nhỏ phát hành vốn cổ phần, trong khi những doanh nghiệp lớn mua lại vốn phần, một phát hiện phù hợp với kết quả của Frank và Goyal (2003) và Lemmon và Zender (2003). Thêm vào đó, vì một số lượng những doanh nghiệp nhỏ trong mẫu của chúng tôi, những chỉ số phát hành và thu hồi trung bình xuất hiện khá nhỏ. Tuy nhiên, khi chúng tôi nhìn vào mẫu con những doanh nghiệp của chúng tôi đáp ứng được tiêu chí lựa chọn của Altinkilic và Hansen (2000), ví dụ ví dụ, có thể so sánh kích thước trung bình và trung bình phát hành cổ phần. e. Những kết quả ước lượng. Với mục đích trình bày, chúng tôi thảo luận về ước tính của phương trình (5) trong hai phần. Phần đầu tiên tương ứng với những tác động của rủi ro ước tính ban đầu và chi phí điều chỉnh hệ số ủy nhiệm cho những chi phí điều chỉnh cấu trúc vốn.33 Phần thứ 2 tương ứng với những tác động của các thông số ước tính hiệp phương sai khác cho những lý thuyết về cấu trúc vốn. Mặc dù trình bày một cách riêng biệt, tất cả các tham số được ước tính cùng một lúc bằng cách sử dụng khả năng tối đa. ii. Rủi ro cơ bản và những chi phí điều chỉnh. Những ước tính về rủi ro cơ bản (h0(t)) được thể hiện trong hình 6. Mỗi ô chứa 2 ước lượng các đường cong đứt quãng tương ứng với phương trình bước nhảy và đường cong trơn tương ứng với đa thức bậc ba.34 Ngoài ra trình bày trong mỗi ô là một tham số ước tính và thống kê t của đa thức bậc ba ước lượng. Mỗi điểm trên đường cong (s) có thể được giải thích một cách không chắc chắn vì xác suất điều chỉnh trong khoảng thời gian đó, điều kiện là không có điều chỉnh trước đó, đối với doanh nghiệp quy mô trung bình trong mẫu của chúng tôi. Để giảm thiểu các vấn đề của một kích thước mẫu giảm vì t tăng, chúng tôi xác định chiều rộng của từng bước trong hàm rủi ro cơ bản tương ứng với một phần mười của phân phối khoảng thời gian. Lợi ích của phương pháp này là mỗi phần của hàm rủi ro có xấp xỉ số quan sát như nhau, dẫn đến cho phép có những suy luận thống kê đáng tin cậy hơn ở thời gian dài hơn. Nó cũng làm giảm số lượng các thông số ước tính, dẫn đến một mô hình tiêu dùng tiết kiệm hơn hàng đầu và tăng sức mạnh thống kê. Chi phí của phương pháp này làm giảm độ phân giải của đường cong 33 Có một tham số phụ thuộc của mẫu phù hợp với hệ thống phân loại mẫu không quan sát không đồng nhất, µ. Tham số này có ý nghĩa thống kê trong tất cả những mô hình được đánh giá cho thấy rằng những mẫu không quan sát không đồng nhất hiện thời. Phát hiện này tăng thêm sự quan trọng cho việc tính tóan không đồng nhất. 34 Đa thức bậc cao được kiểm tra nhưng kết quả tương quan vô nghĩa và thấp hơn thông tin tiêu chuẩn của Akaike và Schwartz. rủi ro, đặc biệt đối với t lớn hơn trong đó nhiều khoảng thời gian được nhóm lại với nhau. Để đảm bảo rằng đường cong rủi ro ước tính của chúng tôi không là một sự giả tạo của kết nối này, chúng tôi ước tính lại tất cả các mô hình giả định phương trình bước nhảy, trong đó chiều rộng mỗi bước là một kỳ. Những đặc điểm chung (độ dốc và độ cong) của những đường cong rủi ro tương tự trong hình 6 và những kết quả mở rộng một kì không được trình bày. a. Chi phí phát hành. Chúng tôi kiểm tra các đường cong rủi ro đã được ước lượng để xác định liệu những quyết định được xem xét đưa ra có phù hợp hành vi được hàm ý trong hàm chi phí được ước lượng trọng nghiên cứu của Altinkilic and Hansen (2000). Những tác giả này đã dẫn chứng một số bằng chứng thực nghiệm liên quan đến chi phí phát hành, được đo lường bởi chênh lệch bảo lãnh phát hành. Đầu tiên là trung bình chi phí phát hành vốn cổ phần bằng 5.38% số tiền thu được từ phát hành trong đó chi phí phát hành nợ chỉ chiếm 1.09%. Phát hiện này ngụ ý rằng việc phát hành vốn cổ phần sẽ xảy ra ít hơn so với phát hành nợ với giả định là các công ty tối thiểu hóa chi phí. Thứ hai, chi phí phát hành vốn cổ phần và nợ bao gồm thành phần chi phí cố định và chi phí “lồi”. Những phát hiện này hàm ý rằng những đường cong rủi ro được ước lượng là tương tự như Bảng hiệu chỉnh C ở Hình 5. Cuối cùng, với những công ty tương tự, xét về quy mô và rủi ro, chi phí phát hành vốn cổ phần tương đối cao hơn về mặt chi phí cố định lẫn chi phí “lồi” so với chi phí phát hành nợ. Chi phí cố định cao hơn ngụ ý rằng phát hành vốn cổ phần sẽ tương đối lớn hơn và ít thường xuyên hơn dẫn đến làm giảm độ dốc của đường cong rủi ro. Tuy nhiên sự tác động này là mơ hồ.35 35 Ở một khía cạnh nào đó, sự gia tăng độ lồi của đường chi phí tăng lên trong độ dốc đường cong chi phí, nếu các điều kiện khác không đổi thì nó sẽ dẫn đến số lượng phát hành nhỏ hơn bởi vì mỗi đô la được phát hành sẽ bị phạt nhiều hơn. Đồng thời kết quả của sự gia tăng độ lồi trong đường cong chi phí nằm đúng trên đường cong hiện hữu (existing curve) , trong đó có một hiệu ứng tương tự với sự gia Bảng III cho thấy rằng phát hành nợ thường xảy ra thường xuyên hơn với phát hành vốn cổ phần và chúng được mô tả dưới dạng đường cong rủi ro. Bảng hiệu chỉnh A và B của Hình 6 cho thấy ở mức độ thông thường của phát hành nợ cao hơn đáng kể so với phát hành vốn cổ phần. Đường cong rủi ro phát hành nợ bắt đầu bằng một xấp xỉ 0.13 và ổn định ở mức cao ở 0.04 sau 5 năm. Tuy nhiên rủi ro của phát hành vốn cổ phần theo thời gian lại dừng ở mức dưới 0.04. Kết quả này phù hợp với chi phí phát hành vốn cổ phần lớn hớn đáng kể. Chúng tôi còn nhận thấy rằng tất cả các đường cong rủi ro còn dốc xuống trong toàn bộ thời gian. Điều này được định lượng bởi hệ số độ dốc của phép xấp xỉ bậc ba. Trở lại Hình 5, kết quả này cho thấy cấu trúc chi phí được ước tính tốt nhất bởi một chi phí tỉ lệ thuận hoặc một chi phí phát hành cố định hoặc một chi phí lồi thấp. Vì những chi phí tỉ lệ bao hàm quy mô phát hành tối thiểu ( xem Bảng hiệu chỉnh B của Hình 1), trên thực tế, quy mô phát hành tương đối là không nhỏ (xem Bảng IV). Chúng tôi nghi ngờ đường rủi ro phát hành ước tính phản ánh tốt nhất tài chính hành vi thể hiện trong cả chi phí cố định lẫn chi phí lồi. Kết quả này cũng phù hợp với những phát hiện của Altinkilic và Hansen. Trở lại Bảng hiệu chỉnh B của Bảng V, chúng tôi kiểm tra hệ số ước lượng trên bảo lãnh chênh lệch lãnh phát hành ở mô hình nợ và phát hành vốn cổ phần. Sự bảo lãnh phát hành ấn định mô hình giả định sự chênh lệch liên quan trong bất kì giai đoạn nào cũng là sự chênh lệch thực tế cho kì phát hành sau. Chúng tôi giả định rằng sự chênh lệch của bất kì đợt phát hành kế trước nào rốt cuộc rồi cũng sẽ được nhận ra.36 Điều này cho chúng ta cả tổng số tiền thu được lẫn thị trường vốn cần thiết cho tăng thành phần chi phí cố định. Trong điều kiện không đổi, số lượng phát hành sẽ lớn hơn. Như vậy những ảnh hưởng ròng là không rõ rệt, đòi hỏi một mô hình cấu trúc để xác định những yếu tố ảnh hưởng chiếm ưu thế. 36 Sự định nghĩa này tạo ra một vấn đề là kiểm duyệt những khoảng thời gian không có chênh lệch vì không có phát hành. Vì vậy, chúng tôi sử dụng sự chênh lệch được thực hiện trước đó hay những doanh nghiệp cụ thể trung bình chênh lệch đối với bất kì mẫu kiểm duyệt nào. Những kết quả của chúng tôi tương tự dưới những giả định, vì vậy chúng tôi biểu diễn những kết quả cho vấn đề trước. việc tính toán sự chênh lệch bằng cách sử dụng mô hình ước tính của Altinkilic và Hansen (2000)37. Để hỗ trợ giải thích các hệ số, những tác động rủi ro cũng được trình bày. Điều này đo lường sự biến đổi hệ số theo cách sau đây: Tác động rủi ro = (exp {beta} - 1) x 100; (6) Và cho thấy sự thay đổi tỉ lệ phần trăm trong các đường cong rủi ro trong phản ứng với một sự thay đổi đơn vị hiệp phương sai tương ứng. Chênh lệch phát hành nợ cho thấy một sự liên kết tiêu cực đáng kể, phù hợp với sự điều chỉnh chi phí hạn chế phát hành nợ và 0.18% ảnh hưởng rủi ro. Mặc dù không được trình bày như xếp hạng tín dụng ( được đo lường bằng một biến số chỉ thị cho loại nợ đầu tư) cho thấy một kết hợp tiêu cực trong phát hành nợ. Mặc dù kích thước mẫu đã được giảm đáng kể do thiếu dữ liệu. Chi phí phát hành vốn cổ phần, mặc dù lớn hơn tương đối so với chi phí phát hành nợ theo bằng chứng trực tiếp, cho thấy một kết hợp tích cực với khả năng phát hành. Kết quả sai lầm này có để vì ngoại suy của chênh lệch bảo lãnh phát hành vốn cổ phần của Altinkilic và Hansen ước lượng bên ngoài mẫu của họ, nó bao gồm những công ty lớn hơn đáng kể. Có thể những sai lệch bảo lãnh phát hành vốn cổ phần cho các công ty nhỏ hơn ở trong mẫu của chúng tôi được quyết định bởi một quá trình khác so với việc ước tính bởi Altinkilic và Hansen. Ngoài ra, chênh lệch ước chính có thể thể hiện ảnh hưởng của những biến khác, bỏ qua một số biến đổi khác trong phát hành vốn cổ phần. 37 Mô hình ước tính vốn chênh lệch được tìm thấy ở Bảng 2 của Altinkilic and Hansen (2000): Chênh lệch vốn= 4.04 + 25.65(1/ tổng tiền thu được) + 2.64(Tổng tiền thu được/Vốn hóa thị trường) Mô hình ước lượng vốn chênh lệch được tìm thấy ở bảng 5: Chênh lệch nợ = 0:50 + 25:17(1/ tổng tiền thu được) + 4:63(tổng tiền thu được/ Vốn hóa thị trường) Với ngoại lệ của sự ủy nhiệm chi phí phát hành vốn cổ phần, những kết quả của chúng tôi liên quan đến các quyết định phát hành nói chung có vẻ phù hợp với những tác động của các bằng chứng trực tiếp về chi phí phát hành. Chi phí tương đối lớn hơn với vốn cổ phần so với nợ, và tất cả các quyết định hành xử như thể đối mặt với một hàm chi phí bao gồm cả cố định lẫn lồi của phát hành. 2. Chi phí thu hồi Bảng hiệu chỉnh C hình 6 cho thấy rằng việc mua lại vốn cổ phần thì đường cong rủi ro có dạng dốc xuống tương tự như trong bảng hiệu chỉnh B, hình 5. Kết qủa này cho thấy rằng việc mua lại vốn cổ phần được phân cụm mạnh theo thời gian, đặc biệt liên quan đến những điều chỉnh cấu trúc vốn khác. So với các quy định của Quy tắc 10b-18 thì kết quả này không có gì là đáng ngạc nhiên. Các công ty lan truyền quyết định mua lại vốn cổ phần trong khoảng thời gian chương trình mua lại để duy trì sự phù hợp với những điều khoản của Quy tắc.38 Kiểm tra hệ số ước tính doanh thu trong bảng hiệu chỉnh B của bảng V cho thấy bằng chứng phù hợp với việc diễn giải chi phi phí điều chỉnh mặc nó là những thống kê yếu. Đặc biệt những doanh nghiệp từng có doanh thu cổ phần (định nghĩa của share turnover: A measure of stock liquidity calculated by dividing the total number of shares traded over a period by the average number of shares outstanding for the period. The higher the share turnover, the more liquid the share of the company) lớn hơn trong quý có thể mua lại dễ dàng hơn một lượng lớn tỉ lệ cổ phần của họ. Kết qủa là những công ti này có nhiều khả năng tham gia vào các vụ mua lại cổ phần. Việc lý giải về rủi ro thu hồi nợ là thất bại bởi vòng đời tự nhiên của các chứng khoán nợ. Những quyết định thu hồi nợ của các công ty có thể chỉ là kết quả của cấu trúc nợ đến hạn thanh toán. Tuy nhiên, khi cho rằng các công cụ nợ thường được thu hồi trước hạn thanh toán, có thể phát sinh chi phí có liên quan như được Trong khi Cook và đồng nghiệp nhận thấy rằng các công ty thỉnh thoảng vi phạm cả quy định mua lại, họ kết luận rằng các công ty nói chung là tuân thủ với các hướng dẫn an toàn cho các hoạt động mua lại). 38 thảo luận trước đó. Đường rủi ro thu hồi nợ ước tính trong bằng hiệu chỉnh D cho thấy các quyết định thu hồi thường xảy ra khá thường xuyên ( độ cao của đường cong) và tập trung trong khoản thời gian, nhưng không bằng mức độ mua lại vốn cổ phần. Hành vi động này (dynamic behavior) cho thấy một chi phí cấu trúc tương tự như của phát hành vốn cổ phần, nhưng với chi phí tổng thể thấp hơn vì được chia ra bởi tần số tương đồi của hai hoạt động. Mặc dù liệu hành vi này có là kết quả của chi phí trực tiếp hay không thì nó vẫn có í nghĩa cho các nghiên cứu tương lai. iii. Tái cần bằng động Bằng chứng hỗ trợ tái cân bằng động là khá mạnh, tuy nhiên tất cả các dự đoán thực nghiệm được xác minh bởi những kết quả ước tính. Chúng tôi bắt đầu bằng cách kiểm tra tác động của đòn bẩy thị trường trong việc điều chỉnh cơ cấu vốn. Tập trung vào các mô hình gia tăng và giảm đòn bẩy trong bẳng hiệu chỉnh A của bảng V, chúng tôi thấy rằng mức độ và thay đổi trong đòn bẩy thị trường có ảnh hưởng tiêu cực (tích cực) trong xác xuất thực hiện thay đổi gia tăng( giảm) đòn bẩy, ngay cả sau khi kiểm soát các yếu tố quyết định khác. Các công ty sử dụng đòn bẩy cao (liên quan tới điều được hàm í bởi các định thức bao gồm) hoặc với đòn đòn bẩy (đã được tích lũy) đang được tích lũy, ít có khả năng gia tăng và nhiều khả năng giảm sử dụng đòn bẩy của họ. Những hiệu ứng này đều có í nghĩa thống kê và kinh tế. 1% gia tăng trong mức độ dịch chuyển xuống của đòn bẩy ứng với 0.76% gia tăng đường cong rủi ro đòn bẩy và dịch chuyển lên đường cong rủi ro gia tăng đòn bẩy là 1.6%. Tương tự, 1% gia tăng trong thay đổi ở sự giảm sút đòn bẩy thì đường cong rủi ro gia tăng đòn bẩy là 0.57% và sự thay đổi đường cong rủi ro gia tăng đòn bẩy cũng tăng một lượng như vậy. Cho nên những quyết định tài chính là nhạy cảm với tất cả mức độ của sự thay đổi đòn bẩy. Và vì tất cả những biện pháp này được xây dựng với thị trường vốn, những quyết định tài chính cũng nhạy cảm với mọi cú shock thị trường vốn cổ phần cộng hưởng thông qua các biện pháp này. Chuyển qua bảng hiệu chỉnh B của bảng V, chúng tôi nhận thấy chính sách nợ là nhạy cảm với mức độ và sự thay đổi của đòn bẩy một cách phù hợp với quá trình tái cân bằng. Những tác động rủi ro được ước tính cho các mức độ của đòn bẩy trong mô hình phát hành và thu hồi nợ là -0.80% và 1.83%, cho thấy những công ty ít có khả nằng phát hành nợ và thậm chí nhiều khả năng thu hồi nợ khi đòn bẩy của họ là tương đối cao. Tương tự như vậy, sự thay đổi trong đòn bầy có ý nghĩa thống kê ảnh hưởng lên phát hành nợ và quyết định thu hồi (ảnh hưởng rủi ro lần lượt là là -0.44% 0.63%). Việc mua lại vốn cổ phần là liên quan tiêu cực đến mức độ và sự thay đổi trong đòn bẩy nếu như các doanh nghiệp tái cân bằng, mặc dù các hệ số tương quan trong sự thay đổi đòn bẩy là không có nghĩa thống kê. Những kết quả này phù hợp với bằng chứng thu thập gần đây về chính sách chi trả cổ tức trong nghiên cứu của Brav và những đồng nghiệp (2003), những người tìm thấy một số doanh nghiệp nói họ sử dụng nghiệp vụ mua lại vốn cổ phần để chuyển dịch tỉ lệ đòn bẩy của họ gần hơn đến mục tiêu và doanh nghiệp với tỉ lệ nợ cao thì có nhiều khả năng sử dụng nghiệp vụ mua lại vốn cổ phần để quản lí xếp hạng tín dụng ( và tỉ lệ đòn bẩy ngầm) hơn là doanh nghiệp với tỉ lệ thấp. Phát hành vốn cổ phần, trên phương diện khác, cho thấy không có mối liên quan đáng kể tới mức độ hay sự thay đổi của đòn bẩy. Cho nên, trong khi những doanh nghiệp tái cân bằng cấu trúc vốn đáp ứng với mức độ và sự thay đổi đòn bẩy, họ làm như vậy chỉ thông qua chính sách nợ và mua lại vốn cổ phần. Những quyết định tài chính cũng nhạy cảm với những quyết định tài chính trong quá khứ. Trở về mô hình gia tăng đòn bẩy, biến nhị phân LeverDown là một sau khi một điều chỉnh giảm đòn bẩy được xảy ra suốt quá trình gia tăng đòn bẩy, là không với trường hợp khác. Hệ số dương hàm ý rằng khi doanh nghiệp giảm đòn bẩy của họ, họ sẽ có nhiều khả năng gia tăng đòn bẩy hơn trước khi giảm. Ảnh hưởng rủi ro cho thấy rằng có 47% nhiều khả năng gia tăng đòn bẩy của họ theo sau sự suy giảm. Tương tự, khi chúng tôi kiểm tra hệ số trên LeverUp trong mô hình giảm đòn bẩy, chúng tôi thấy rằng các công ty 65% khả năng giảm đòn bẩy tiếp theo sau hoạt động gia tăng đòn bẩy. Độ nhạy của việc điều chỉnh đòn bẩy đối với quyết đinh tài chính trước đó là chính xác với những gì được dự kiến trong khuôn khổ tái cân bằng động được nêu trong phần I. Sau mỗi sự điều chỉnh, đòn bẫy gần hơn với ranh giới ngược lại trước khi được điều chỉnh. Mô hình chính sách nợ và vốn cổ phần trong bảng hiệu chỉnh B tiết lộ kết quả có ý nghĩa tương tự như ở các mức độ và sự thay đổi trong đòn bẩy. Những doanh nghiệp tái cân bằng cấu trúc vốn phản ứng sự tăng và giảm đòn bẩy quá khứ bằng sử dụng chính sách nợ. Ảnh hưởng rủi ro lên Leverdown trong mô hình phát hành nợ hàm ý rằng các công ty có khả năng đến 44% phát hành nợ sau khi giảm đòn bấy của họ. Tương tự, các công ty có khả năng 72% thu hồi nợ sau khi đã gia tăng đòn bẩy. Hiệu ứng LeverDown trong mua lại vốn cổ phần là hướng đi không phù hợp, nhưng không có ý nghĩa thống kê với nỗ lực tái cân bằng. Cuối cùng, gia tăng đòn bẩy trong quá khứ có hiệu ứng tích cực lên khả năng xảy ra của một đợt phát hành vốn cổ phần, phù hợp với tái cân bằng. Mặc dù điều này là nhất quán. Chúng tôi không cho rằng phát hành vốn cổ phần được sử dụng như một công cụ cho tái cân bằng cấu trúc vốn bởi vì sự quan trọng của các yếu tố quyết định khác trong mô hình phát hành vốn cổ phần mà chúng tôi thảo luận dưới đây. Cho nên trong khi các công ty đáp ứng lại sự điều chỉnh đòn bẩy trong quá khứ, họ làm như vậy chủ yếu thông qua chính sách nợ. Tóm lại, những công ty lựa chọn chính sách tài chính một cách nhất quán, với sự tái cân bằng động. Mức độ của đòn bẩy, sự thay đổi của đòn bẩy và những quyết định tài chính trong quá khứ tất cả đều là những yếu rố quyết định quan trọng trong tương lai; và những ảnh hưởng của chúng lên những quyết định trùng khớp với nỗ lực tái cân bằng ở doanh nghiệp . Cùng với các chứng cứ về điều chỉnh chi phí, các công ty hành xử như thể là cố gắng duy trì đòn bẩy trong phạm vi mong muốn. Những kiểm định gần hơn cho thấy là những doanh nghiệp tích cực tái cân bằng cấu trúc vốn thông qua phát hành và thu hồi nợ và trong phạm vi (mức độ) thấp hơn bằng cách mua lại vốn cổ phần. Phát hành vốn cổ phần trên một phương diện khác được thúc đẩy bởi những xem xét trên giá cổ phiếu ( được đo lường bởi tỷ lệ thị trường trên sổ sách và lãi vốn) trái ngược với các yếu tố liên quan đến những nỗ lực tái cân bằng. Cho nên mặc dù có thời điểm rõ ràng của các đợt phát hành vốn cổ phần, nhưng các công ty chỉ thực sự tái cân bằng cấu trúc vốn của họ thông qua chính sách nợ. iv. Thời gian phản ứng của các phát hành chứng khoán và những cú shock vốn cổ phần: Trong tiểu mục này, chúng tôi xem xét lại sự quyết định thời gian mua bán trên thị trường và những giả thiết quán tính (inertia) thông qua ước tính khoảng thời gian mất đi cho các doanh nghiệp điều chỉnh cấu trúc vốn để đáp lại những đợt phát hành chứng khoán và những cú shock vốn cổ phần. Kiểm tra trực quan của hình 2 và 4 cho thấy tác động của một cuộc phát hành vốn cổ phần lên đòn bẩy được loại trừ trong vòng 2 năm, phụ thuộc vào đặc điểm của doanh nghiệp. Tương tự, những cú shock được loại trừ bất cứ nơi nào từ 2 hoặc nhiều hơn 4 năm, phụ thuộc vào loại cú shock ( tích cực hay tiêu cực). Bây giờ chúng tôi tính toán một ước tính chính thức hơn của khoảng thời gian phản ứng bằng cách sử dụng khuôn khổ thời gian của chúng tôi. Lí tưởng nhất, chúng tôi muốn ước tính khoản thời gian dự kiến phát sinh từ một đợt phát hành cổ phiếu hay cú shock phát hành vốn cổ phần tích cực (hay tiêu cực) cho tới khi có một sự điều chỉnh gia tăng (hay giảm) đòn bẩy tiếp theo xảy ra bằng việc sử dụng mô hình ở trong phương trình (5). Thay vào đó, đây là một nhiệm vụ cực kì phức tạp bởi vì bản chất động mô hình39. Thay vào đó chúng tôi tính toán những ước tính này bằng việc sử dụng một mô hình ít phức tạp hơn tương tự được trình bày ở phương trình (5). Chúng tôi ước tính mô hình sau đây: 39 Tính toán khoảng thời gian dự kiến trong mô hình (Phương trình (5)) yêu cầu sự liên hợp đầy đủ các rủi ro, h(t), và sau đó tích hợp các kết quả theo mật độ thời gian. (7) Với thời hạn đo lường khoảng thời gian giữa phát hành cổ phiếu hoặc cú shock vốn cổ phần và sự điều chỉnh tái cân bằng thích hợp. Như trước đây,ωi là một kì hạn phi quan sát không đồng nhất với phân phối Gamma, và h o(t) là rủi ro cơ bản không được xác định. Mấu chốt phân biệt giữa phương trình (5) và (7) là sau đó không có hiệp phương sai thay đổi theo thời gian, xịj(t) và đây là mô hình tĩnh. Ước tính khả năng tối đa cho thấy rằng thời gian trung bình mà một doanh nghiệp mất để gia tăng đòn đẩy đáp ứng một đợt phát hành cổ phiếu là 4.4 (8.6) quí. Chú ý rằng sự thống nhất của việc ước tính với kết quả trong bảng hiệu chỉnh A của hình 2. Tương tự, thời gian trung bình để phản ứng lại chứng khoán vốn cổ phần tích cực và tiêu cực tương ứng là 5.3 (8.5) và 5.4 (12.9) quý. Cho nên, trong khi những công ty không đáp ứng tức thì những thay đổi trong cấu trúc vốn có thể vì những chi phí điều chỉnh, họ đáp ứng trong một khung thời gian ngắn hợp lý. F(t) = h(t) exp{-ζh(s)} v. Những động lực tài chính khác: Những kết quả cho thấy rằng khi các doanh nghiệp thực hiện những điều chỉnh vào trong cấu trúc vốn, phần lớn, luôn duy trì động lực tái cân bằng trong ý thức. Bây giờ chúng tôi kiểm tra liệu có những yếu tố khác thúc đẩy những quyết định tài chính của doanh nghiệp, trong bối cảnh những lí thuyết thay thế cấu trúc vốn . Trình tự tăng vốn chính thức hóa bởi Myers và Majluf (1984) và Myers (1084), các quốc gia mà những doanh nghiệp có thứ hạng ưu đãi đối với các nguồn kinh phí cho tài chính dựa trên chi phí thông tin bất cân đối tương ứng. Quỹ nội bộ tránh hoàn toàn những chi phí như vậy, ở dưới cùng của trình tự tăng vốn. Nguồn này được theo sau bởi yếu tố phi rủi ro và sau đó là rủi ro nợ. Cuối cùng, vốn cổ phần là phần trên cùng của thứ tự tăng vốn như là một nguồn còn dư lại của tài chính. Mặc dù không được nhìn nhận một cách truyền thống như lí thuyết cân bằng, cái gọi là thứ tự tăng vốn được điều chỉnh được thảo luận trong phần cuối của lí thuyết Myers and Majluf (1984) và kết luận của Myers (1984) giới thiệu chi phí phá sản mà bù đắp chi phí lựa chọn bất lợi thấp hơn tương đối với vốn cổ phần. Bảng V cho thấy hai kết quả quan trọng phù hợp với lí thuyết này. Đầu tiên, những công ty với một số lượng lớn vốn cổ phần nội bộ hay những dòng tiền lớn là hầu hết ít sử dụng tài chính bên ngoài. Kết quả này được trình bày bởi hệ số tiêu cực trong những biến tiền mặt và lợi nhuận trong mô hình phát hành nợ và vốn cổ phần. Thứ hai, những doanh nghiệp với chi tiêu vốn lớn (CapEx(t+1)) có nhiều khả năng phát hành nợ hay vốn cổ phần. Sự phụ thuộc vào quỹ nội bộ và nhu cầu đầu tư là phù hợp với tác động của lí thuyết trình tự tăng vốn. Với sự tôn trọng thuế phá sản truyền thống và đại diện dựa trên lí thuyết đánh đổi, những bằng chứng là hỗn hợp. Tác động của chi phí phá sản là rõ ràng, bởi vì việc thu hồi nợ là nhạy cảm với một mức độ cao của đòn bẩy hoặc đòn bẩy tích lũy. Tuy nhiên, những hiệu ứng của đòn bẩy trong chính sách nợ xuất hiện bất đối xứng ít hơn trong phát hành nợ, mặc dù nó vẫn có í nghĩa, nhạy cảm với mức độ và sự thay đổi trong đòn bẩy cũng như sự giảm sút đòn bẫy trong quá khứ. Ngoài ra, hệ số tiêu cực trong lợi nhuận ở mô hình phát hành nợ hình thành một số nghi ngờ về sự đánh đổi tĩnh cho thấy rằng những doanh nghiệp sử dụng nợ như một lá chắn thuế để điều hành lợi nhuận hay là giảm thiểu các vấn đề dòng tiền tự do. Mặc dù vậy, thứ tự tăng vốn được sửa đổi có những dự đoán cho sự dịch chuyển của các điều chỉnh cấu trúc vốn là tương tự với những điều trong lí thuyết đánh đổi. Vì những gia tăng trong đòn bẩy, các công ty có nhiều khả năng phát hành vốn cổ phần hoặc mua lại nợ để tránh chi phí phá sản và duy trì được khả năng nợ trong tương lai nhưng không làm như vậy ngay tức khắc được vì những chi phí điều chỉnh. Tương tự, vì sự sụt giảm đòn bẩy, khả năng nợ gia tăng. Những doanh nghiệp sau đó có nhiều khả năng có các cơ hội đầu tư quỹ bằng phát hành nợ nhưng có thể vẫn tránh làm như vậy ( bằng cách sử dụng qũy nôi bộ được tạo ra) do các chi phí trực tiếp (và chi phí thông tin trong trường hợp nợ rủi ro) của phát hành chứng khoán ra bên ngoài. Những thử nghiệm của chúng tôi, đang được thiết kế chủ yếu để phát hiện hành vi tái cân bằng, có năng lực thấp để phân biệt trường hợp này từ một mô hình đánh đổi chi phí thuế phá sản truyền thống hơn. Cho nên, trong khi những kết quả của chúng tôi cho thấy rằng những chi phí thông tin bất cân xứng có thể là mối quan tâm quan trọng trong các quyết đinh tài chính của doanh nghiệp, nghiên cứu trong tương lai tập trung một cách rõ ràng những dự đoán của thứ tự gia tăng vốn được yêu cầu cho một sự phân biệt rõ ràng hơn giữa hai lí thuyết. f. Kết luận Chúng tôi phân tích liệu chính sách của doanh nghiệp có phù hợp với tái cân bằng động. Sau khi tính toán những điều chỉnh tốn kém. Chúng tôi bắt đầu minh họa những cú shock với đòn bẩy có thể có những hiệu ứng liên tục như thế nào khi mà những doanh nghiệp đang phải đối mặt với chi phí điều chỉnh, hàm ý rằng đòn bẩy là một biện pháp nhiễu của chính sách tài chính doanh nghiệp. Sau đó chúng tôi cho thấy rằng những doanh nghiệp có xu hướng tạo ra những điều chỉnh cấu trúc vốn tương đối không thường xuyên (trung bình một năm/lần) trừ các bộ tập hợp con trong mẫu thống kê. Mẫu hình theo thời gian trong những quyết định tài chính này là phần lớn phù hợp với bằng chứng trực tiếp mô tả những chi phí điều chỉnh. Sử dụng mô hình thời gian động của những quyết định tài chính trong doanh nghiệp, chúng tôi có thể hiểu những động lực đằng sau những điều chỉnh đòn bẩy thực tế ( tức là vì sao những công ty điều chỉnh khi họ thực hiện.). Kết quả của chúng tôi hỗ trợ mạnh mẽ cho nỗ lực tái cân bằng ở những doanh nghiệp. Tuy nhiên, những kết quả của chúng tôi không phù hợp với kết luận của lí thuyết Baker và Wurgler (2002) và Welch (2004), tất cả những lí thuyết này đều dự báo phần lớn sự tồn tại của tiến trình đòn bẩy. Những doanh nghiệp không thực sự đáp ứng phát hành vốn cổ phần và những cú shock giá vốn cổ phần bởi tái cần bằng thích hợp đòn bẩy của họ trong vòng 1 tới 4 năm tiếp theo. Cho nên , hiệu ứng liên tục (kéo dài) của những cú shock trên đòn bẩy được ghi nhận bởi những nghiên cứu trước đây nhiều khả năng do thái độ lạc quan trong sự hiện diện của chi phí điều chỉnh, trái ngược với sự thờ ơ với cấu trúc vốn. Thật thú vị, chúng tôi còn tìm thấy bằng chứng phù hợp với những dự đoán thứ tự tăng vốn điều chỉnh trong đó mà những doanh nghiệp ít có khả năng hơn trong trận dụng các thị trường vốn bên ngoài khi họ có đủ quỹ nội bộ, nhưng có nhiều khả năng hơn khi họ có nhu cầu đầu tư lớn. Cho nên, trong khi những doanh nghiệp xuất hiện theo một chiến lược tái cân bằng động, chi phí lựa chọn đối nghịch có thể là một quyết định quan trọng trong quyết định tài chính của họ. Tuy nhiên, vì những thử nghiệm của chúng tôi được thiết kế chủ yếu để phát hiện hành vi tái cân bằng, trái ngược với việc phân biệt giữa sự đánh đổi và hành vi thứ tự tăng vốn, công việc tương lai trong việc phân biệt này là cần thiết. II. Mô phỏng III. Phụ lục A. Phụ lục A: Những thông tin mô phỏng chi tiết. Phụ lục này mô tả những thủ tục mô phỏng được sử dụng để tạo ra dữ liệu đòn bẩy được thảo luận trong suốt bài nghiên cứu. Với mô hình giảm mẫu, chúng tôi bắt đầu bằng cách xác định một ràng buộc cao hơn (L-) và thấp hơn (L-) cho đòn bẩy mà xác định phạm vi đòn bẩy tối ưu. Chúng tôi chọn những ranh giới này để phù hợp với những trung vị của giá trị đòn bẩy tối đa (0.6) và tối thiểu (0.15) của doanh nghiệp cụ thể trong một mẫu được chọn từ dữ liệu Compustat thường niên.40 Sau đó chúng tôi mô phỏng một loạt 100 lợi nhuận vốn cổ phần hàng năm dựa trên một Euler- chuyển động Brownian hình học được rời rạc hóa, tham số hóa để phù hơpj với trung bình (12%) và độ lệch tiêu chuẩn (46%) của lợi nhuận vốn cổ phần cho trung bình công ty trong mẫu. Sử dụng nhiều đòn bẩy và hàng loạt những lợi nhuận vốn cổ phần, chúng tôi tạo ra một quan sát đường dẫn tương ứng của đòn bẩy ( nợ chia cho tổng của nợ và vốn cổ phần) theo cách sau đây. Chúng tôi giả định quá trình đòn bẩy bắt đầu ở điểm giữa của tầm tối ưu, L* , mặc dù giả định này là vô hại. Sau đó chúng tôi cập nhật đòn bẫy mỗi thời kì dựa trên lợi nhuận vốn cổ phần được mô phỏng. Nếu đòn bẩy nằm trong phạm vi tối ưu, nợ không được phát hành hoặc thu hồi. Nếu lợi nhuận vốn cổ phần cho một khoảng thời gian t dẫn tới tỉ lệ đòn bẩy thấp hơn giới hạn dưới (hoặc cao hơn mức giới hạn trên), doanh nghiệp tính toán số lượng nợ để phát hành (hoặc thu hồi) để mang đến đòn bẩy cho mức độ điều chỉnh tối ưu, Ladj, được xác định bằng loại chi phí điều chỉnh mà doanh nghiệp đối mặt. Sự phát hành hay thu hồi được tạo ra trong kì, t+1, theo công thức sau đây: Chúng tôi chọn mẫu theo cách phù hợp với Welch (2004), vì mô tả ở trên ở chú thích 14 và trong bảng II. Để đảm bảo chuỗi thời gian sở hữu hợp lý, chúng tôi giới hạn mẫu tới những doanh nghiệp đó với ít nhất 4 năm của mẫu dữ liệu khi kết nối những khoảng thời gian. Lợi ích của tiêu chuẩn chọn mẫu được tìm thấy trong những nghiên cứu khác không ảnh hưởng lên những kết quả. 40 sẽ đưa vào tính toán giá trị vốn cổ phần mà doanh nghiệp dự kiến trong thời gian t+1. Liên quan đến hình 1 và thảo luận ở phần I, đòn bẩy điều chỉnh tối ưu trong trường hợp chỉ là chi phí cố định, Ladj= L * tức là những doanh nghiệp phát hành hoặc thu hồi đủ nợ để đưa trả đòn bẩy (trong kì vọng) về lại mức ban đầu. Đối với một tỉ lệ điều chỉnh chi phí, Ladj cân bằng với ranh giới hạn gần nhất, hoặc là Lhoặc là L-. Cuối cùng đối với chi phí lồi và cố định , Ladj= L-* hay L-*, với L-* và L-* được lựa chọn như các đợt phát hành nợ trung bình, liên quan đến tổng nợ và vốn thị trường, phù hợp với những điều được tìm thấy trong dữ liệu Compustat mẫu của doanh nghiệp tương ứng là: 0.11 và 0.08. Để ước tính mô hình thực nghiệm Welch (2004), chúng tôi nhắc lại mô phỏng 1000 lần để tạo ra một bảng hiệu chỉnh của dữ liệu tương ứng với 1000 công ty, mỗi một chuỗi thời gian của 100 quan sát. Sử dụng đòn bẩy mô phỏng và dữ liệu lợi nhuận vốn cổ phần, chúng tôi xây dựng những yếu tố của hồi quy Welch (phương trình 2) và ước lượng các thông số và R2 sử dụng phương pháp Fama-MacBeth. Quá trình của sự mô phỏng và ước lượng được phân chia thành 500 lần để tạo ra chuỗi dự đoán tham số và R2, mà chúng tôi lấy trung bình và thể hiện trong bảng II. Để ước lượng những đường rủi ro trong hình 5, chúng tôi thực hiện tiếp theo một quy trình lặp đi lặp lại, tại mỗi điểm trên đường cong, qua hàng loạt kết quả của đường cong rủi ro. Chúng tôi cũng mô phỏng dữ liệu từ mô hình đánh đổi động của Fischer và các đồng nghiệp (1989). Đặc biệt, chúng tôi mô phỏng 100 quan sát thường niên của lợi nhuận vốn cổ phần và đòn bẩy, giả sử những thông số sau: tỷ lệ thuế doanh nghiệp: 50%, thuế suất thuế cá nhân là 35%, phương sai giá trị tài sản là 5%, chi phí giao dịch là 1%, lãi suất phi rủi ro là 2% và một mất mát giá trị phân đoạn khi phá sản là 20%. Tất cả những thông số là những giá trị “ trường hợp cơ bản”, ngoại trừ chi phí phá sản ( giá trị trường hợp cơ bản là 5%). Chúng tôi sử dụng mô hình của họ dưới chi phí phá sản cao hơn để chắc chắn một sự điều chỉnh đòn bẩy xảy ra trong cả hai hướng (tăng và giảm), mà phù hợp với các dữ liệu. Như trước đây, mô phỏng được lặp đi lặp lại hàng ngàn lần trong bảng dữ liệu tại đó mô hình của Welch được ước tính. Quá trình được lặp đi lặp lại 500 lần và trung bình của chuỗi tham số kết quả là R2 được trình bày trong bảng II. b. Phụ lục B: Hàm khả năng xảy ra Đặt Tij là biến ngẫu nhiên tương ứng với lần thứ j điều chỉnh cấu trúc vốn của doanh nghiệp i và xác định Fij(t) và fif(t) tương ứng là phân phối tương ứng và hàm mật độ . Xác định sự tồn tại hàm, S ij(t) = 1- Fij(t), và chú ý rằng, từ những xác định của hàm rủi ro trong phương trình (4), hij(t) = fij(t)/Sij(t). Các hàm tồn tại sẽ hữu ích trong việc thể thiện hàm khả năng có thể xảy ra. Nhớ lại những đặc điểm rủi ro có điều kiện trong phương trình (5): Với ωi là một biến ngẫu nhiên đại diện không đồng nhất không được quan sát, ho(t) là một hàm số bước nhảy liên quan đến rủi ro cơ bản, xij(t) là một vector của các hiệp phương sai và beta là một vector tham số chưa biết. Để tiện cho việc thảo luận, chúng tôi xác định hàm những rủi ro có điều kiện gọn hơn là cho phép chúng tôi viết ra Từ sự xác định của chúng tôi, hàm rủi ro và hàm tồn tại liên quan đến: Với Sij là hàm tồn tại tương ứng với hij(t). Để có được các hàm có khả năng xảy ra, chúng tôi tính toán những khả năng có điều kiện của mức độ doanh nghiệp (firm- level) và sau đó tích hợp các biến ngẫu nhiên ω i . Giả sử chúng tôi có i= 1,2,3…,N doanh nghiệp, với mỗi j=1,2,3,…n quan sát bao gồm một thời điểm bắt đầu (t0ij) và thời điểm kết thúc (tij) và một chỉ số điều chỉnh: Nếu xảy ra sự điều chỉnh Nếu được cảm biến Lưu ý rằng trong khi một thời kì tài chính có thể kéo dài một vài quí, với một đích ước lượng, chúng tôi tạo mô hình cho mỗi quan sát và cũng như một khoảng thời gian riêng biệt hoặc kết thúc trong một sự tăng đột biến tài chính, trong trường hợp dij= 1, hoặc là được cảm biến, trong trường hợp dij= 0. điều này cho phép chúng tôi sử dụng thông tin trên một đường dẫn thời gian toàn diện của các hiệp phương sai trong ước lượng của chúng tôi. Mặc dù không rõ ràng nhưng các hàm rủi ro và hàm tồn tại vẫn là tùy theo điều kiện trên các biến số quan sát xij (t). Sự đóng góp khả năng có điều kiện của đợt thứ j cho những doanh nghiệp được đưa ra bởi: Với sự cân bằng thứ hai từ mối quna thệ trong phương trình (12). Phụ thuộc vào tính không đồng nhất không được quan sát, mỗi quan sát cho doanh nghiệp thứ i là độc lập. Cho nên, đóng góp khả năng cho doanh nghiệp thứ i , phụ thuộc vào tính không đồng nhất không được quan sát, là: Hàm khả năng không có điều kiện cho doanh nghiệp thứ i là: Với G( ω i) là hàm phần phối của ω i. Khi G(ω i)) là phân phối gamma với trung bình 1 và phương sai là nuy, khả năng đóng góp vô điều kiện của công ty thứ I ngang bằng với41. Trong đó là một số điều chỉnh tạo bởi doanh nghiệp thứ i và T(.) là hàm gamma. Khi chúng tôi giả định rằng ω i được phân phối Gaussian nghịch đảo 41 Xem Gutierrez (2002). Bk (ab) được biết đến như là hàm Besselk (xem wolfram (1999)). Khả năng vô điều kiện được hoàn thành có được bởi phương trình tổng hợp đơn giản (17) hoặc (18) trên i doanh nghiệp. với trung bình của 1 và phương sai của nuy, sự đóng góp khả năng vô điều kiện của doanh nghiệp thứ i là Bảng I: Sự kéo dài của ảnh hưởng giá trị thị trường trên giá trị sổ sách ( market – to – book effects) Mẫu được lựa chọn từ dữ liệu Compustat hàng năm theo cách thức như của Baker và Wurgler (2002). Đặc biệt, chúng tôi bắt đầu với những doanh nghiệp phi tài chính và phi công cộng được liệt kê trong Compustat trước năm 2000 và giảm các doanh nghiệp với giá trị bị mất đi hay giá trị tối thiểu của giá trị sổ sách của tài sản ít hơn 10 triệu $. Bảng hiệu chỉnh A trình bày sự sao chép của chúng tôi về phân tích của Baker và Wurgler (2002) ( hàng ngang “tất cả các doanh nghiệp” của bảng hiệu chỉnh A trong bảng III), là hồi quy của Fama-MacBeth mà trong đó hồi quy chéo ( cross sectional regression) được thực hiện mỗi năm từ 1980 đến 1999 đối với giá trị đòn bẩy theo sổ sách ( Book Leverage) trong năm t dựa vào giá trị năm t-1 với các biến sau đây: MA/BA, được xác định là tỉ số của tổng giá trị tài sản từ đi giá trị sổ sách của vốn cổ phần cổng với giá trị thị trường của vốn cổ phần với tổng tài sản; EFWA, được xác định là tỷ trọng trung bình của MA/BA từ dữ liệu về giá trị thị trường trong báo cáo Compustat năm thứ nhất của các doanh nghiệp năm t-1, năm mà tỷ trọng tỷ lệ với tổng giá trị tài chính bên ngoài tăng lên mỗi năm của doanh nghiệp ( vốn cổ phần ròng cộng với nợ ròng được phát hành); PPE/A, được xác định là máy móc thiết bị tài sản ròng chia cho tài sản; EBITDA/A, được xác định bằng thu nhập trước lãi vay, thuế và khấu hao chia cho tài sản; và quy mô, được xác định bằng hàm log của doanh thu ròng. Các hệ số được báo cáo là các hệ số chéo ước lượng của trung bình chuỗi thời gian. Bảng hiệu chỉnh B trình bày kết quả từ việc thực hiện hồi quy tương tự trên những mẫu nhỏ được xác định bằng ủy nhiệm chi phí điều chỉnh: phí bảo lãnh phát hành ược lượng, Z-core của Altman, và tỷ lệ tín dụng nợ. Bởi vì các hệ số khác không ảnh hưởng nhiều và chúng tôi tập trung vào tác động của chi phí điều chỉnh của tham số EFWA, các hệ số khác và giá trị t bị triệt tiêu. Cho hai ủy nhiệm đầu tiên, danh mục được hình thành sử dụng phân phối ủy nhiệm theo mức độ thấp, trung bình, cao hơn của mức thứ ba của phân phối ủy nhiệm. Đối với ủy nhiệm tỷ lệ tín dụng, chúng tôi hình thành danh mục dựa trên tỷ lệ mức tín dụng đầu tư ở trên hoặc dưới. ( investment grade credit rating). Bảng hiệu chỉnh A: Sao chép kết quả của Baker và Wurgler (2002) Bảng hiệu chỉnh B: danh mục của chi phí điều chỉnh Bảng II: Tác động của lãi chứng khoán lên đòn bẩy Bảng này trình bày ước lượng tham số của Fama-MacBeth (1973) và R2 từ mô hình thực nghiệm về đòn bẩy của Welch (2004): Trong đó Dt là giá trị nợ của doanh nghiệp, Et là giá trị vốn cổ phần của doanh nghiệp, rt,t+k = (Et+k - Et)/Et là định giá giá vốn cổ phần, là sai số ngẫu nhiên, và k là giới hạn (horizon) được đo lường trong năm. Bảng này trình bày sự mô phỏng đầu tiên kết quả trong bảng hiệu chỉnh B, bảng 3 của Welch (2004). Kết quả từ hai tới bốn sử dụng dữ liệu được mô phỏng theo mô hình dạng tối giản trong đó doanh nghiệp tái cân bằng đòn bẩy của họ trong khi đối mặt với chi phí cố định, chi phí tương ứng và sự điều chỉnh chi phí cộng lồi cố định. Kết quả của tập hợp cuối cùng sử dụng dữ liệu tạo ra từ mô hình trao đổi động của Fischer et al (1989). Chi tiết của sự mô phỏng này được tìm thấy trong phụ lục A. Bảng III: Thống kê sơ lược điều chỉnh cấu trúc vốn Mẫu bao gồm dữ liệu Compustat theo quý từ 1984 đến 2001 và hạn chế những doanh nghiệp với dữ liệu liên tiếp ít nhất 4 năm và không có giá trị thiếu ( missing value) trong phát hành vốn cổ phần, mua lại vốn cổ phần, nợ dài hạn, nợ ngắn hạn hay giá trị sổ sách của tài sản. Các doanh nghiệp tài chính (SICs 60006999) và công cộng( SICs 4900-4999) cũng bị loại trừ. Bảng này trình bày thông tin tóm tắt về 4 nhánh tài chính cơ bản ( phát hành nợ, thu hồi nợ, phát hành vốn cổ phần, mua lại vốn cổ phần) và hai điều chỉnh đòn bẩy ( tăng đòn bẩy và giảm đòn bẩy). Các nhánh tài chính cơ bản được xác định như là phát hành hay mua lại chứng khoán ròng ít nhất 5% giá trị sổ sách của tài sản. Điều chỉnh đòn bẩy được xác định nhưng là sự khác nhau trong phát hành nợ ròng và phát hành vốn cổ phần ròng lớn về lượng hơn 5% của giá trị sổ sách của tài sản. Khoảng thời gian đo lường thời gian, quý, giữa các nhánh tài chính hay điều chỉnh đòn bẩy của cùng một loại. Khoảng thời gian được kiểm định phải là số lượng nhánh tài chính hay điều chỉnh đòn bẩy cũng với khoảng thời gian phải được kiểm duyệt phải. Có tổng cộng 127,308 quan sát các doanh nghiệp lớn và doanh nghiệp trung bình xấp xỉ 36 quan sát theo quý. Bảng IV: Mức độ điều chỉnh cấu trúc vốn Mẫu bao gồm dữ liệu Compustat theo quý từ 1984 đến 2001 và hạn chế những doanh nghiệp với dữ liệu liên tiếp ít nhất 4 năm và không có giá trị thiếu ( missing value) trong phát hành vốn cổ phần, mua lại vốn cổ phần, nợ dài hạn, nợ ngắn hạn hay giá trị sổ sách của tài sản. Các doanh nghiệp tài chính (SICs 60006999) và công cộng ( SICs 4900-4999) cũng bị loại trừ. Bảng này trình bày thông tin tóm tắt về độ lớn của bốn nhánh tài chính cơ bản: phát hành nợ, thu hồi nợ, phát hành vốn cổ phần và mua lại vốn cổ phần, mỗi nhánh được xác định bằng mua lại hay phát hành chứng khoán ròng ít nhất 5% giá trị sổ sách của tài sản. Tất cả các giá trị tính bằng đơn vị triệu đôla và lạm phát được điều chỉnh đến 2001 dollars sử dụng chỉ số CPI. Mức cao nhất của một phân vị của mỗi phân phối các biến bị loại bỏ. Bảng V: Các yếu tố quyết định của quyết định tài chính Mẫu bao gồm dữ liệu Compustat theo quý từ 1984 đến 2001 và hạn chế những doanh nghiệp với dữ liệu liên tiếp ít nhất 4 năm và không có giá trị thiếu ( missing value) trong phát hành vốn cổ phần, mua lại vốn cổ phần, nợ dài hạn, nợ ngắn hạn hay giá trị sổ sách của tài sản. Các doanh nghiệp tài chính (SICs 60006999) và công cộng ( SICs 4900-4999) cũng bị loại trừ. Tất cả các biến được chuẩn hóa bằng tổng giá trị tài sản và được đo lường tại thời gian t-1, nếu không được chú thích khác. Quy mô là tỷ lệ của doanh thu của doanh nghiệp I trong quý t với tổng doanh thu của tất cả doanh nghiệp trong quý t. MA/BA là tỷ lệ của tổng tài sản trừ đi giá trị sổ sách vốn cổ phần cộng giá trị thị trường vốn cổ phần với tổng giá trị của tài sản. CapEx(t+1) là chi tiêu vốn trong quý t+1. Cash là tiền mặt và chứng khoán thị trường ngắn hạn. DepAmort là khấu hao và sự trả nợ dần dần (amortization). Tangibility là giá trị của tài sản hữu hình. Lợi nhuận là thu nhập hoạt động ròng. Tính không ổn định là giá trị tuyệt đối của sự thay đổi trong thu nhập ròng. Z-core là tổng của 3.3 nhân với thu nhập trước lãi vay và thuế cộng với 1.4 nhân với thu nhập giữ lại cộng với 1.2 nhân vốn đang hoạt động, tất cả chia chia tổng giá trị tài sản. Chi phí bán hàng là chi phí của việc bán hàng như là phân số của doanh thu ( Selling expense is selling expenses as a fraction sales). Lãi vốn là lợi nhuận chứng khoán của 4 quý dồn lại. đòn bẩy là sự thay đổi trong đòn bẩy. Đòn bẩy là tỉ lệ của tổng nợ với tổng của tổng nợ và giá trị thị trường của vốn cổ phần. Đòn bẩy giảm ( leveragedown) là biến nhị phân bằng 1 sau khi có một sự giảm đòn bẩy xảy ra trong suốt thời gian ngắn.Đòn bẩy tăng (leverageup) là biến nhị phân bằng 1 sau khi có một sự tăng đòn bẩy xảy ra trong suốt thời gian ngắn. Chênh lệch ước lượng đại diện cho phí bảo lãnh phát hành ược lượng của việc phát hành và kết thúc vào mỗi kỳ, được tính toán bằng cách sử dụng phương trình ước lượng cho chênh lệch giữa phát hành nợ và vốn cổ phần của Altinkilic và Hansen (2000). Đối với thời gian phải kiểm duyệt phải, được thay thế bằng chênh lệch ước lượng của phát hành hoặc mua lại kết thúc ở kỳ trước; doanh thu là doanh thu tối đa hàng ngày trong suốt quý. Biến nhị phân tương ứng với năm, quý và mã SIC 2-digit bao gồm sự ước lượng nhưng không được báo cáo. Tác động rủi ro (HI) được xác định như sau: 100x (exp{ 1), trong đó }– là hệ số ước lượng, đo lường phân trăm thay đổi trong đường cong rủi ro khi hiệp phương sai thay đổi 1 đơn vị. Giá trị t được trình bày trong ngoặc đơn dưới ước lượng tương ứng. Mức ý nghĩa 1% (5%) được ra dấu 2 (1) hoa thị. Hình 1: Mô phỏng đòn bẩy động dưới cơ chế chi phí điều chỉnh. Số liệu trình bày những dữ liệu được mô phỏng dưới ba kịch bản chi phí điều chỉnh khác nhau: cố định ( Bảng hiệu chỉnh A), tỉ lệ (bảng hiệu chỉnh B), cộng lồi cố định (yếu) (Bảng hiệu chỉnh C). Những chi tiết của các mô phỏng được thảo luận trong phụ lục A. Mỗi số liệu trình bày một phạm vi đòn bẩy tối ưu, được quy định bởi ranh giới thấp hơn (L-) và cao hơn (L-) mà ở đó các doanh nghiệp không hoạt động với cấu trúc vốn của nó. Chỉ khi đòn bẩy chạm vào (hoặt vượt qua) ranh giới làm cho doanh nghiệp bắt đầu tái cấp vốn, những điêm này được biểu thị bằng các vòng tròn. Điểm mà các doanh nghiệp tái cấp vốn được quyết định bở loại chi phí điều chỉnh để một chi phí cố định đưa đến trong những điều chỉnh trở lại đòn bẩy với giá trị ban đầu (L*); một chi phí tỉ lệ dẫn đến những điều chỉnh mà giữ đòn bẫy ở một ranh giới gần nhất (L- hay L-); và một hàm chi phí lồi cố định yếu trở lại đòn bẩy với một điểm ở bên trong phạm vi đòn bẩy tối ưu (hoặc là L-* hoặc là L-*) Bảng 2: Sự phản ứng với những phát hành vốn cổ phần Mẫu được chọn từ dữ liệu Compustat thường niên một các phù hợp với Baer và Wurgler (2002). Đặc biệt là chúng tôi bắt đầu với tất cả những doanh nghiệp phi tài chính, không hữu dụng được liệt kê trong Compustat trước năm 2000 và giảm bớt những doanh nghiệp với những giá trị mất đi trong tài sản sổ sách hay với một giá trị nhỏ nhất trong tài sản sổ sách ít hơn 10 trị đô la. Mỗi năm, Toàn bộ mẫu phân tầng thành 4 danh mục đầu tư dựa trên kích thước trung bình tài sản (lớn hay nhỏ) và tỉ lệ trung bình thị trường trên sổ sách (cao hay thấp) của doanh nghiệp. Trong mỗi danh mục đầu tư này, mẫu được phân chia giữa những doanh nghiệp phát hành vốn cổ phần hay không. Nắm giữ những doanh nghiệp trong các danh mục đầu tư liên tục, chúng tôi theo dõi giá trị trung bình khác nhau giữa đòn bẩy thị trường của cấc tổ chức phát hành và không phát hành trong vòng hơn hai năm tiếp. Ví dụ, để làm rõ thì trong năm 1990, chúng tôi thiết lập 4 danh mục đầu tư với kích thước/ giá trị thị trường trên sổ sách dựa vào những đặc điểm doanh nghiệp vào cuối năm 1989 và tính toán trung bình khác nhau tromg đòn bẩy giữa những doanh nghiệp phát hành vốn cổ phần năm 1990 và những yếu tố không nằm trong một trong số 4 danh mục này. Sau đó chúng tôi theo dõi những danh mục đầu tư tương tự của những doanh nghiệp trong vòng hơn 5 năm (và những năm trước đó) tính toán lại những khác biệt trong đòn bẩy tại mỗi điểm thời gian. Chúng tôi lặp lại hoạt động này cho mỗi năm từ 1975 đến 1995 và sau đó gía trị trung bình vượt qua những thời điểm xảy ra (tức là bắt đầu một đợt phát hành , kết thúc đợt phát hành cà một năm dau kì phát hành, v.v…). Những kết quả này được trình bày trong bảng hiệu chỉnh A. bảng hiệu chỉnh B trình bày sự khác nhau của một phần nhỏ trong số các doanh nghiệp giữa các nhà phát hành và không phát hành mà sau này phát hành nợ. Bảng 3: Đòn bẩy của những doanh nghiệ EFWA cao hay thấp Mẫu được chọn từ dữ liệu Compustat thường niên một các phù hợp với Baer và Wurgler (2002). Đặc biệt là chúng tô bắt đầu cới tất cả những doanh nghiệp ohi tài chính, không hữu dụng được liệt kê trong Compustat trước năm 2000 và giảm bớt những doanh nghiệp với những giá trị mất đi trong tài sản sổ sách hay với một giá trị nhỏ nhất trong tài sản sổ sách ít hơn 10 trị đô la. Mỗi năm, Toàn bộ mẫu phân tầng thành 4 danh mục đầu tư dựa trên kích thước trung bình tài sản (lớn hay nhỏ) và tỉ lệ trung bình thị trường trên sổ sách (cao hay thấp) của doanh nghiệp. Trong 4 danh mục đầu tư này, mẫu được phân chia giữa những doanh nghiệp với một giá trinh tục lại cao hay thấp (trên và dưới giá trị trung bình) với Baker and Wurgler's (2002) bên người trung bình tài chính có tỉ trọng sổ thị trường trên sổ sách (EFWA). Giữ những doanh nghiệp trong 4 danh mục đầu tư liên tục với kích thước và giá trị thị trường trên sổ sách, chúng tô theo dõi sự khác nhau trung bình giữa đòn bẩy thị trường trong 2 nhóm này trong một trong bốn danh mục đầu tư trong vòng hơn bốn năm tới. Để làm rõ thì trong năm 1990 chúng tôi thiết lập 4 danh mục đầu tư theo kích thước/ giá trịn thị trường trên sổ sách dựa trên những đặc điểm của doanh nghiệp vào cuối năm 1989 và tính toán sự khác nhau trung bình trong đòn bẩy giữa các doanh nghiệp cao và thấp EFWA. Sau đó chúng tôi theo những danh mục đầu tư của các doanh nghiệp trong vòng hơn bốn năm tiếp, tính toán lại sự khác nhau tring đòn bẩy tại mỗi thời điểm. Chúng tôi lặp lại hoạt động này cho mỗi năm từ 1975 tới 1995 và sau đó trính trung bình những thời điểm này. Những kết quả được trình bày trong bảng hiệu chỉnh A, B, C và D nhân rộng các phân tích của bảng hiệu chỉnh A, chỉ so sánh đòn bẩy của các nhóm phân biệt bởi trung bình của những giá trị thị trường trên sổ sách trong quá khứ ( cao so với thấp) số lượng những lần mỗi năm họ phát hành vốn cổ phần trong quá khứ (nhiều hay ít), và kích thước trung bình của vốn cổ phần quá khứ phát hành liên quan đến giá trị sổ sách ( lớn hay nhỏ). Chúng tôi sử dụng trung vị để phân biệt giữa những nhóm trong mỗi danh mục đầu tư Bảng 4: Phản ứng với những cú shock Mẫu được chọn từ dữ kiện Compustat phù hợp với nghiên cứu của Welch (2004). Đặc biệt chúng tôi bắt đầu với những doanh nghiệp phi tài chính và phi dụng ích được liệt kê trong cả dữ liệu Compustat và CRSP từ năm 1962 đến năm 2000 và loại trừ những doanh nghiệp những năm mà phía thị trường của vốn cổ phần vào đầu năm ít hơn mức chỉ số S&P 500 được phân chia bởi 10 (đơn vị triệu đô la). Mỗi năm, toàn bộ mẫu được phân tầng thành 4 danh mục đầu tư dựa trên kích thước tài sản trung bình (lớn và nhỏ) và tỉ lệ trung bình giá trinh thị trường trên sổ sách của doanh nghiệp. Trong mỗi danh mục đầu tư này, mẫu được phân chia giữ những doanh nghiệp với kinh nghiệm về cú shock vốn tích cực (tiêu cực) và những doanh nghiệp không có cú shock, với một cú shock được xác định như một sự trở lại vốn cổ phần ít nhật một độ lệch tiêu chuẩn trên (dưới) những giá trị trung bình doanh nghiệp đặc trưng. Nắm giữ những doanh nghiệp trong các daonh mục đầu tư liên tục, chúng tôi theo dõi khác nhau trung bình giữa đòn bẩy thị trường của hai nhóm trong mỗi 4 danh mục đầu tư hơn hai năm tiếp theo ( và năm trước đó). Để làm rõ, trong năm 1990, chúng tôi thiết lập bốn danh mục đầu tư với kích thước và giá trị thị trường trên sổ sách dựa trên những đặc trưng cảu doanh nghiệp vào cuối năm 1989 và tính toán sự khác nhau trung bình trong đòn bẩy giữa những doanh nghiệp mà có kinh nghiệm về những cú shock tích cực (tiêu cực) trong năm 1990 và những doanh nghiệp không như vậy trong 4 danh mục đầu tư. Sau đó chúng tôi theo cùng những danh mục đầu tư hơn năm năm tiếp ( và năm trước đó), tính toán lại sự khá nhau trong đòn bẩy tại mỗi thời điểm. Chúng tôi thực hiện lại công việc này cho mỗi năm từ 1975 đến 1995 cà sau đó tính trung bình cho những thời điểm này (nghĩa là năm trước cú shock, năm có cú shock và một năm sau cú shock, v.v…). Những kết quả cho các cú shock tích cực (tiêu cực) được trình bày ở Bảng hiệu chỉnh A ( C). Bảng hiệu chỉnh B trình bày sự khác nhau trong một phần nhỏ các doanh nghiệp mà không có những cú shock vốn cổ phần tích cực và phát hanh nợ sau đó. Bảng hiệu chỉnh D trình bày sự khác nhau trong một phần nhỏ của các doanh nghiệp mà không trải qua một cú schok vốn cổ phần tiêu cực và thu hồi nợ sau đó. Bảng 5: Mô phỏng đường cong rủi ro dưới những cơ chế cho phí điều chỉnh khác nhau. Những số liệu trình bày trên được cong rủi ro được ước tính từ những dữ liệu được mô phỏng dưới ba cơ chế chi phí điều chỉnh khác nhau: cố định (bảng hiệu chỉnh A), tỉ lệ (bảng hiệu chỉnh B) và cộng lồi cố định (yếu) (bảng hiệu chỉnh C). Những chi tiết của sự mô phỏng được thảo luận trong phụ lục A. Đường cong nguy hiểm cho những điều chỉnh gia tăng đòn bẩy được tham số hóa như một đa thức bậc 3 và được ước tính thông qua khả năng xảy ra rối đa. Giả sử rằng những khoảng thời gian là phân phối độc lập và theo cấp số nhân. Đường cong rủi ro được ước tính cho những điều chienhr đòn bẩy gia tăng mang lại kết quả tương tự. Bảng 6: Đường rủi ro ước tính Mẫu bao gồm dữ liệu Compustat theo quí từ năm 1984 đến 2001 và được giới hạn trong những doanh nghiệp với dữ liệu liên tiếp trong ít nhất bốn năm và không có giá trị sai lệch cho những đợt phát hành vốn cổ phần, mua lại vốn cổ phần, nợ dài hạn, nợ ngắn hạn hoặc những tài sản sổ sách. Những doanh nghiệp tài chính (SICs 6000- 6999) và không hữu dụng (SICs 4900- 4999 được loại trừ. Bốn đột biến cơ bảng tài chính (phát hành nợ, thu hồi nợ, phát hành vốn cổ phần, thu hồi vốn cổ phần) được xác định như một đợt phát hành chứng khoán hay thu hồi ót nhất 5% tài sản sổ sách. Hai sự điều chỉnh đòn bẩy ( Tăng và giảm đòn bẩy) được xác định như một khác biệt trong phát hành nợ ròng lớn hơn 5% của tài sản sổ sách. Những số liệu hiện tại ước tính một đường cong nguy hiểm cơ bản (h0(t) trong phương trình 5). Các đường cong răng cưa trình bày ước tính hàm bước nhảy. Đường cong mềm trình bày ước tính hàm bậc ba, các thông số và giá trị t được trình bày trong các hộp đi kèm.