Tijdschrift voor Economie en Management
Vol. XLII, 2, 1998
De determinanten van de kapitaalstructuur van Belgische ondernemingen d o o r M. DELOOF* en
I. VERSCHUEREN*
I. INLEIDING Over de kapitaalstructuurkeuze van ondernemingen bestaat een overvloedige literatuur, zowel theoretische als empirische. Tot dusver concentreert deze zich evenwel voornamelijk op de Angelsaksische wereld, hoewel ook de Duitse en Japanse situatie reeds enige aandacht genoten. In deze paper willen wij empirisch nagaan in hoeverre de determinanten van de kapitaalstructuur van Belgische ondernemingen overeenstemmen met deze die door de verschillende theorieën terzake worden vooropgesteld. Het daadwerkelijk toetsen van de verschillende theorieën valt buiten het bestek van deze paper, hiervoor kan bijvoorbeeld worden verwezen naar Shyam-Sunder en Myers (1994), of, voor een toepassing voor België, naar Durinck et a1.(1996). D e basis van de moderne kapitaalstructuurtheorieën wordt gevormd door het befaamde artikel van Modigliani en Miller (1958). Modigliani en Miller tonen aan dat onder bepaalde voorwaarden, waarvan de hypothese dat de markten perfect zijn de belangrijkste is, de waarde van een onderneming onafhankelijk is van haar kapitaalstructuur: het investeringsbeleid bepaalt de middelen die worden gegenereerd, het kapitaalstructuurbeleid bepaalt slechts hoe die middelen over de verschillende kapitaalverstrekkers wordt verdeeld. Het bestaan van schuldfinanciering verklaren Modigliani en Miller (1963) " Vrije Universiteit Brussel. D e auteurs zijn respectievelijk postdoctoraal onderzoeker en aspirant van het Fonds voor Wetenschappelijk Onderzoek. Met dank aan Marc Jegers, Leo Van Hove, Charles Van Wymeersch, Véronique Weets en een anonieme referent voor hun opmerkingen en suggesties bij eerdere versies.
door in hun model vennootschapsbelastingen te introduceren. Door de fiscale aftrekbaarheid van intrestbetalingen vermindert de hoeveelheid te betalen belasting, waardoor een kleiner gedeelte van de opbrengsten naar de fiscus gaat, en een groter gedeelte naar de kapitaalverstrekkers. Worden geen verdere imperfecties in beschouwing genomen, dan valt schuldfinanciering absoluut te verkiezen, zodat geen ruimte blijft voor aandelenfinanciering. Miller (1977) argumenteert echter dat in evenwicht ondernemingen er geen baat bij hebben hun kapitaalstructuur aan te passen omdat intresten in de personenbelasting (in tegenstelling tot wat er in de vennootschapsbelasting gebeurt) zwaarder worden belast dan inkomsten uit aandelen. Het fiscale voordeel van schuldfinanciering bij de vennootschapsbelasting wordt in evenwicht m.a.w. gecompenseerd door het fiscale nadeel bij de personenbelasting. Een andere verklaring voor het bestaan van aandelenfinanciering die vertrekt van de Modigliani en Miller-redenering is de zogenaamde trade-off of target adjustment theorie. Binnen het kader van deze theorie wordt het fiscale voordeel van schuld afgewogen tegen de (verwachte) kosten van eventuele financiële moeilijkheden waarmee schuldfinanciering gepaard gaat. Mogelijke kosten van financiële moeilijkheden zijn, naast de voor de hand liggende gebeurlijke faillissementskosten, het verlies van belastingsschilden (de zogenaamde tax shields) (Brennan en Schwartz (1978)); het verlies aan beleidsruimte, hetgeen tot suboptimale beslissingen kan leiden (Chen en Kim (1979)) en een verslechterende relatie met de leveranciers (Wruck (1990)). Anderzijds haalt Wruck ook voordelen van financiële moeilijkheden aan, zoals een verhoogde druk op het management, dat daardoor misschien beter zal presteren. Bovendien is het fiscale voordeel niet onbeperkt: een onderneming beschikt mogelijkerwijs ook over andere belastingsschilden, zoals bijvoorbeeld de afschrijving van activa) en er moet dan ook rekening worden gehouden met de mogelijkheid dat niet alle tax-shields benut zullen kunnen worden (DeAngelo en Masulis (1980)). De klassieke tradeoff theorie weegt deze voor- en nadelen van schuld tegen elkaar af, wat tot een optimale schuldgraad leidt, die bereikt wordt wanneer het marginaal voordeel van bijkomende schuld geëvenaard wordt door het marginaal nadeel ervan. Een andere stroming in de literatuur past de agencytheorie toe. Binnen het kader van deze theorie kan schuldfinanciering de belangenconflicten die tussen management en aandeelhouders optreden en tot kosten leiden, milderen, bijvoorbeeld door de manoeuvreerruimte van het management (met name de fiee cash flow, die door het mana-
gement eventueel voor eigen doeleinden kan worden aangewend) te beperken (Jensen (1986), Stultz (1990)) of door het afdwingbaar maken van liquidatie (Harris en Raviv (1990))'. Anderzijds brengt schuldfinanciering zelf belangenconflicten tussen aandeelhouders en schuldeisers met zich mee: wanneer de ondernemingswaarde laag is hebben de aandeelhouders weinig te verliezen, hetgeen kan leiden tot het aangaan van projecten met negatieve netto huidige waarde (Jensen en Meckling (1976)). Daarnaast is het mogelijk dat aandeelhouders projecten met positieve netto huidige waarde niet aangaan omdat de opbrengsten voornamelijk de schuldeisers ten goede zouden komen (Myers (1977)). Het afwegen van de voordelen van schuldfinanciering tegen de nadelen ervan (waarbij al dan niet rekening gehouden wordt met de kosten van financiële moeilijkheden) leidt dan tot een optimale kapitaalstructuur. Myers en Majluf (1984) transponeren het lenzons-model van Akerlof (1970) naar het gebied van de ondernemingsfinanciering en voorspellen op basis van asymmetrische informatie tussen geïnformeerde 'insiders' en externe financiers een pecking order2 waarbij ondernemingen steeds de veiligste financieringsvorm verkiezen. Wanneer een onderneming in een klimaat waarin informatie-asymmetrie heerst middelen wenst aan te trekken is het voor de potentiële financiers niet duidelijk of zij te goeder trouw is, waardoor de uitgegeven effecten zullen worden ondergewaardeerd. Een onderneming zal daarom trachten zo weinig mogelijk een beroep te doen op externe financiering. Is dit toch noodzakelijk, dan zal zij in de mate van het mogelijke risicovrije schuld aangaan: door de schuldeisers terugbetaling te garanderen kan zij immers aan een faire prijs schuld aangaan. Naarmate zij op meer risicohoudende effecten aangewezen raakt, zal zij geconfronteerd worden met een toenemende onderwaardering van deze effecten, totdat deze uiteindelijk zo groot wordt dat zij verkiest interessante projecten niet uit te voeren. Elk van deze theorieën schuift een aantal veronderstelde determinanten van de kapitaalstructuur van een onderneming naar voor. Aan de hand van een steekproef van 1083 niet-financiële ondernemingen, met gegevens voor de periode 1992-1994 gaan we na in hoeverre deze theoretisch vooropgestelde determinanten ook werkelijk verband houden met de kapitaalstructuur van Belgische ondernemingen. Hierbij wordt niet alleen de totale schuldgraad van de onderneming in beschouwing genomen, maar wordt er ook een onderscheid gemaakt tussen langetermijn (LT)-schulden en kortetermijn (KT)-schulden. De
resultaten bevestigen gedeeltelijk de resultaten uit bestaande studies voor andere landen, zoals Titman en Wessels (1988) en Rajan en Zingales (1995). De resultaten lijken voornamelijk in overeenstemming met de Pecking Order Hypothesis van Myers en Majluf (1984). Bovendien worden er aanwijzingen gevonden dat ondernemingen die deel uitmaken van een groep overschotten aan middelen naar andere groepsleden versluizen via investeringen in financiële vaste activa. In de volgende sectie wordt nagegaan welke theoretische determinanten van de kapitaalstructuur van een onderneming uit de verschillende theorieën voortvloeien eIi worden de resultaten van vroeger empirisch onderzoek besproken. In sectie I11 wordt ingegaan op de samenstelling van de steekproef en de gebruikte variabelen. De empirische resultaten van ons onderzoek worden besproken in sectie IV. In sectie V worden conclusies getrokken uit die resultaten. 11. DETERMINANTEN VAN D E KAPITAALSTRUCTUUR
A. Theoretisch voorspelde determinanten Volgens de klassieke trade-off theorie zullen ondernemingen schulden opnemen gebruik te kunnen maken om van het intrestbelastingsschild. Ondernemingen zullen dus, ceterisparibus, meer schuld opnemen naarmate zij - voor kosten van financiering - meer winst maken. In de context van de agencytheorie en financieringshiërarchietheorie wordt niet zozeer een impact van de winstgevendheid op de kapitaalstructuur dan wel een invloed van de cashflow op de kapitaalstructuur voorspeld. Binnen het kader van de agencytheorie hebben ondernemingen met een hoge cashflow er baat bij deze in te perken teneinde conflicten tussen managers en aandeelhouders (in de mate van het mogelijke) te vermijden (Jensen (1986)). Volgens de Pecking Order Hypothesis van Myers en Majluf (1984) daarentegen zullen ondernemingen die veel interne middelen genereren slechts in mindere mate een beroep hoeven te doen op externe financiering en dus, in eerste instantie, op schuldfinanciering. Klassiek wordt verondersteld dat de variabiliteit van de winsten een negatieve invloed op het gebruik van schuldfinanciering uitoefent: enerzijds neemt naarmate de variabiliteit stijgt ook de kans toe dat het belastingsschild niet (volledig) benut zal kunnen worden, anderzijds verhoogt dan ook de verwachte kost van financiële moeilijkheden. Bij zeer variabele resultaten zullen eventuele schuldeisers stren-
gere controles vereisen, hetgeen de agency kosten van schuldfinanciering verhoogt, waardoor het aangaan van schulden minder aantrekkelijk wordt. Meer variërende winsten maken de kans op niet-terugbetaling der schulden groter, waardoor de schuld als minder veilig wordt aangezien, hetgeen er in het kader van de Pecking Order Hypothesis toe leidt dat minder schuld zal worden aangegaan. Vanuit de verschillende theorieën wordt telkens een positief verband tussen grootte en schuldgraad voorspeld. Het is immers zo dat grote ondernemingen makkelijker toegang kunnen vinden tot schuldfinanciering, vaIi schaalvoordelen genieten bij financide moeilijkheden en meer te kampen hebben met conflicten tussen aandeelhouders en management. Tot slot verdient ook de groei bijzondere aandacht. Binnen de klassieke trade-off theorie zullen ondernemingen met veel groeimogelijkheden ceteris paribus minder lenen. Groeimogelijkheden zijn immers slechts waardevol in eengoing concern en kunnen moeilijk te gelde gemaakt worden. Dit heeft tot gevolg dat de kosten van financiële moeilijkheden voor sterk groeiende ondernemingen hoger liggen dan voor ondernemingen waarvan de waarde voornamelijk voortvloeit uit de bestaande activa, vooral indien deze gemakkelijk verhandelbaar zijn. Financiële moeilijkheden kunnen er immers toe leiden dat de onderneming ophoudt te bestaan, zodat de waardevolle groeimogelijkheden verloren gaan. Ondernemingen met veel groeimogelijkheden hebben ook vanuit een agency-perspectief een argument om weinig schulden aan te gaan: de verplichtingen waarmee schuldfinanciering gepaard gaan kunnen het ondernemen van interessante projecten verhinderen, omdat de opbrengsten van die projecten voornamelijk ten goede zouden komen aan de kredietverstrekkers (Myers (1977)). Anderzijds hebben sterk groeiende ondernemingen meer behoefte aan middelen, en zullen zij volgens de Pecking Order Hypothesis meer dan andere ondernerningen in de financieringshiërarchie moeten afdalen, hetgeen inhoudt dat deze ondernemingen zullen lenen nadat de intern beschikbare middelen werden opgebruikt.
B. Vroeger onderzoek Het gros van de bestaande studies heeft betrekking op de Verenigde Staten. Recente uitzonderingen op deze regel zijn de de internationale studie van Rajan en Zingales (1995), het onderzoek van Bennett
en Donnelly (1993), dat de situatie in het Verenigd Koninkrijk beschouwt, en de Australische studie van Allen (1993). Meestal wordt een negatief verband waargenomen tussen de totale schuldgraad en de winstgevendheid van de onderneming, wat in overeenstemming is met de Pecking Order Hypothesis (Kester (1986), Friend en Hasbrouck (1988), Friend en Lang (1988), Titman en Wessels (1988), Baskin (1989), Allen (1993) en Bennett en Donnelly (1993)). Rajan en Zingales (1995) vinden een negatief verband voor de Verenigde Staten, Japan, Canada en voor het Verenigd Koninkrijk. In een aantal gevallen gaat de significantie verloren indien met boekwaarden van het eigen vermogen gewerkt wordt (Titman en Wessels (1988), Rajan en Zingales (1995) voor het geval van het Verenigd Koninkrijk). Rajan en Zingales vinden voor Frankrijk en Italië een niet-significant negatief verband, en een positief niet-significant verband voor Duitsland. Een aantal auteurs maakt een onderscheid tussen LT en KTschulden, waarbij blijkt dat vooral tussen lange-termijn schuld en winstgevendheid een negatief verband bestaat (Titman en Wessels (1988), Bennett en Donnelly (1993)). Terwijl met betrekking tot de invloed van de variabiliteit van de inkomsten op de schuldgraad alle besproken theorieën een negatief verband vooropstellen, liggen de empirische bevindingen hiervoor ver uit elkaar. Bradley, Jarrell en Kim (1984), Friend en Hasbrouck (1988) en Friend en Lang (1988) vinden een negatief verband; Kester (1986) en Titman en Wessels (1988) vinden eveneens een negatieve relatie die evenwel niet significant blijkt; Kim en Sorensen (1986) en Bennett en Donnelly (1993) constateren een positieve impact. Deze laatsten vinden dat ook KT- en LT-schulden afzonderlijk positief beïnvloed worden door de variabiliteit van de inkomsten, hoewel de invloed, afhankelijk van de schuldgraadmaatstaf die gebruikt wordt (in het bijzonder of gewerkt wordt met de boekwaarde of met de marktwaarde van het eigen vermogen) niet steeds significant blijkt. Alle theorieën voorspellen een positieve relatie tussen grootte en schuldgraad, maar ook deze voorspelling wordt niet altijd door de praktijk bevestigd. Uit een aantal studies blijkt dat de grootte een significante positieve impact op het gebruik van schuldfinanciering zou uitoefenen (Bennett en Donnelly (1993)~,Rajan en Zingales (1995) voor de Verenigde Staten, Japan, Canada en het Verenigd Koninkrijk4). In een aantal gevallen wordt een niet-significant positief verband waargenomen (Rajan en Zingales (1995) voor z rank rijk' en Italië, envoor de Verenigde Staten Friend en Hasbrouck (1988) en Friend
en Lang (1988)). Andere auteurs vinden voor de Verenigde Staten een niet-significante negatieve impact (Kester (1986)' Kim en Sorensen (1986) en Titman en Wessels (1988)). Opmerkelijk is dat Rajan en Zingales (1995) bij Duitse ondernemingen een significant negatief verband van grootte op schuldgraad waarnemen, hetgeen niet meteen met één van de genoemde theorieën te rijmen valt. Ook wat de invloed van de factor groei op de schuldgraad van een onderneming betreft lopen de resultaten van de verschillende studies sterk uiteen: de bevindingen variëren van een significant positief verband (Kester (1986), Baskin (1989)) over niet-significante verbanden (Titman en Wessels (1988)' Bennett en Donnelly (1993)' Allen (1993)) tot significante negatieve invloeden in de studies van Kim en Sorensen (1986) en Rajan en Zingales (1995)6. Deze laatste afwijkende resultaten zijn evenwel waarschijnlijk te verklaren door een verschillende invulling van het begrip groei. In de meeste studies wordt de groei van de activa als benadering voor 'de groei' gebruikt. Kim en Sörensen (1986) gebruiken echter de groei van de winst, terwijl Rajan en Zingales (1995) niet de gerealiseerde groei als verklarende variabele in hun model opnemen, maar wel het belang van de groeimogelijkheden. TABEL 1 Resultaten van vroeger onderzoek: verband tussen schuldgraad en winstgevendheid. variabiliteit van de inkomsten, grootte en groei (-: significant negatief verband, +: significantpositief verband, NS: niet significant verband) Land
Studie
Australie
Allen (1993) Rajan & Zingales (1995) Rajan & Zingales (1995) Rajan & Zingales (1995) Rajan & Zingaies (1995) Rajan & Zingales (1995) Bennett & Donnelly (1993) Rajan & Zingaies (1995) Baskin (1989) Bradley, JarreIl & K i m (1984) Friend & Hasbrouck (1988) Friend & Lang (1988) Kester (1986) Kim & Sörensen (1986) Rajan & Zingales (1995) Titman & Wessels (1988)
Canada Duitsland Frankrijk Italië Japan VK
VS
Winstgevendheid
Variabiliteit van de inkomsten
Grootte
+ NS NS NS
NS NS
+ -/NS (*)
+
+
Groei NS
-/NS (*) -NS (*) NS t
+
NS NS NS NS
+
NS
NS
NS
NS -/NS (*)
+
Opmerking. (*) er is een significant negatief verband indien de schuldgraad op basis van de marktwaarde van het eigen vermogen wordt bepaald en geen significant verband indien de schuldgraad op basis van de boekwaarde van het eigen vennogen wordt bepaald
We stellen dus vast dat de resultaten van de verschillende studies voor verschillende landen, die worden samengevat in Tabel 1, verre van eenduidig zijn en mekaar soms zelfs tegenspreken. 111. EMPIRISCH ONDERZOEK
A. Steekproef Onze steekproef is gebaseerd op een databestand van door de Nationale Bank van België ter beschikking gestelde jaarrekeningen van de 2000 belangrijkste ondernemingen in België. De steekproef is als volgt samengesteld. Aangezien een aantal variabelen over de periode 1989-1994 berekend worden, selecteren we enkel die ondernemingen waarvan over deze volledige periode gegevens beschikbaar zijn. Deze selectieprocedure heeft tot gevolg dat onze steekproef enkel ondernemingen omvat die gedurende heel deze periode actief waren. Ondernemingen die ophielden te bestaan vallen dus uit de boot. Gezien de specifieke aard van hun activiteiten worden ondernemingen die behoren tot NACE-sectoren 1 ("energy and water"), 8 ("banking and finance, insurance, business services, renting") en 9 ("other services"), uit de steekproef weggelaten. Ook ondernemingen waarvan gegevens die nodig zijn voor de berekening van de variabelen ontbreken enlof met onmogelijke waarden voor één of meer van de gebruikte variabelen worden uit de steekproef weggelaten. Tenslotte worden enkel ondernemingen in beschouwing genomen die tijdens de beschouwde periode een positieve omzet genereerden en geen extreme veranderingen in omzet en totaal actief kenden, meer bepaald worden ondernemingen wiens omzet of totaal actief meer dan verdubbelde weggelaten. Deze selectie leidde tot een steekproef van 1083 ondernemingen, waarvan er 518 tot specifiek industriële sectoren behoren7. Opvallend is dat niet minder dan 438 ondernemingen deel uitmaken van de distributiesector (NACE-sector 6). De resterende 127 ondernemingen zijn actief in NACE-sector 5 ("building and civil engineering") of NACE-sector 7 ("transport and communication").
B. Variabelen We beschouwen drie afhankelijke variabelen: totale schulden, LTschulden en KT-schulden, die elk worden gerelateerd t.o.v. het totaal
actief. De LT-schulden worden op basis van de jaarrekening berekend als de som van "Schulden op meer dan 1jaar" en "Schulden op meer dan 1jaar die binnen het jaar vervallen". De KT-schulden zijn de "Schulden op ten hoogste 1jaar" minus "Schulden op meer dan 1 jaar die binnen het jaar vervallen". De totale schulden zijn de som van LT-schulden en KT-schulden. Winstgevendheid is de winst of het verlies uit de gewone bedrijfsuitoefening voor belasting, echter voor aftrek van kosten van schulden. Deze definitie houdt rekening met eventuele opbrengsten uit financiële vaste activa, die voor heel wat ondernemingen in de steekproef een belangrijk deel van het totaal actief vormen8. Aangezien de Pecking Order Hypothesis niet zozeer een negatief verband tussen winstgevendheid en aangegane schulden voorspelt, maar wel tussen interne middelen en aangegane schulden, introduceren we ook een cash flowmaatstaf. De cash flow wordt berekend op basis van Theunisse en Jegers (1994), door de winst (of het verlies) van het boekjaar te vermeerderen met de niet-kaskosten en hier de niet-kasopbrengsten van af te trekken. De cash flow geeft de tijdens de beschouwde periode gegenereerde middelen na aftrek van de in deze periode uitgekeerde vergoedingen op schulden weer. Zowel winstgevendheid als cash flow worden gerelateerd t.o.v. de totale activa. De variabiliteit van de winstgevendheid wordt gemeten aan de hand van de standaardafwijking van de winstgevendheid van de onderneming over de periode 1989-1994. De omvang van de onderneming wordt benaderd aan de hand van het natuurlijk logaritme van hetzij het totaal actief hetzij de omzet. De in de literatuur meest gebruikte maatstaven voor de groeimogelijkheden van de onderneming zijn Tobins q-ratio en de verhouding tussen markt- en boekwaarde van de onderneming. Aangezien slechts een zeer klein deel van de hier beschouwde ondernemingen beursgenoteerd zijn, is het in het kader van dit onderzoek niet mogelijk om dergelijke maatstaven te gebruiken. In plaats daarvan gebruiken we de gerealiseerde groei in het totaal actief of in de omzet van de onderneming. Om rekening te houden met de aard van de gefinancierde activa worden het aandeel van vlottende activa en financiële vaste activa in het totaal actief als bijkomende verklarende variabelen in het model opgenomen. Aangezien vlottende activa in sterke mate met KT-schulden worden gefinancierd en vaste activa voornamelijk met intern gegenereerde middelen (zie Demirguç-Kunt en Maksimovic (1996))
kunnen we een positief verband tussen de vlottende activa en de schuldgraad verwachten9. Voor wat de financiële vaste activa betreft hebben we er al op gewezen dat deze voor heel wat ondernemingen in de steekproef een belangrijk deel van het totaal actief vormen. Deze activa kunnen, gezien hun specifieke aard, als dusdanig een significante impact hebben op het financieringsbeleid van deze ondernemingen.
TABEL 2 Beschrijvende statistieken (1083 Belgische niet-financiële ondernemingen, 1992-1994)
Totale Schulden LT-schulden KT-schulden Winstgevendheid Cash flow Variabiliteit Totale Activa Groei Totale Activa Omzet Groei Oiiizet Vlottende Activa Financiële Vaste Activa
Mediaan
Gemiddelde
Standaardafwijking
0,679 0,079 0,496 0,043 0,102 0,033 1.246.766 0,027 2.176.480 0,012 0,696 0,032
0,653 0,137 0,516 0,049 0,116 0,048 4.354.249 0,037 4.874.208 0,011 0,666 0,130
0,207 0. 165 0,238 0,073 0,108 0,073 15.862.074 0,142 10.047.328 0,148 0,236 0,188
Opmerking: alle vanabelen worden gerelateerd t.o.v. de totale activa, met uitzondmg van Totale Activa zelf en Oinzet, die worden uitgednu;t UI duizenden BEF, de procentuele groei in Totale Activa en Omzet en de variabiliteitsmaatsíaven.
Alle gebruikte variabelen, met uitzondering van de variabiliteit, worden, teneinde mogelijke uitschieters uit te vlakken, berekend als gemiddelden over de periode 1992-1994. De beschrijvende statistieken zijn terug te vinden in Tabel 2. Er kan worden vastgesteld dat gemiddeld bijna twee derden van alle activa met schulden gefinancierd worden, waarbij het aandeel van LT-schulden over het algemeen nogal beperkt is: de mediaanwaarde bedraagt slechts 8%. Gemiddeld worden meer dan de helft van alle activa met KT-schulden gefinancierd. Dat is niet verwonderlijk aangezien gemiddeld twee derden van alle activa vlottende activa zijn. Verder kan worden vastgesteld dat hoewel het gemiddeld aandeel van financiële vaste activa 13% bedraagt, de mediaanwaarde slechts 3,2% is. De meeste ondernemingen heb-
ben slechts een heel beperkt deel van hun middelen in financiële vaste activa geïnvesteerd, maar voor een aantal ondernemingen loopt dat aandeel vrij hoog op. Tenslotte kan worden opgemerkt dat de gemiddelde groei in omzet en totaal actief tijdens de beschouwde periode beperkt is: 3,7% voor de totale activa en 1,1%voor de omzet. IV. EMPIRISCHE RESULTATEN
B. Basismodel De toegepaste schattingsmethode is steeds gewone kleinste kwadraten. Om mogelijke problemen van heteroscedasticiteit op te vangen worden t-waarden berekend op basis van de methode van White (1980). Deze methode leidt tot consistente schattingen van de variantie van de coëfficiënten, ook al zijn de resttermen niet homoscedastisch verdeeld. Alle regressies omvatten een sector-dummy die een waarde van 1 aanneemt wanneer de onderneming tot NACE-sector 5 ("building and civil engineering"), sector 6 ("distributive trades, hotels, catering, repairs") of sector 7 ("transport and communication") behoort en een waarde O aanneemt wanneer de onderneming tot een andere sector behoort. Preliminair onderzoek (op basis van F-testen) toonde aan dat wanneer er sector-dummy's voor de beschouwde sectoren in de regressies worden opgenomen, er enkel significante verschillen zijn tussen enerzijds NACE-sectoren 0, 2, 3 en 4 en anderzijds NACEsectoren 5, 6 en 7, zodat het opnemen van een dummy per NACEsector niets toevoegt ten opzichte van de gebruikte specificatie. Regressie (1) in Tabel 3 geeft de schattingsresultaten voor het basismodel, met totale schulden als afhankelijke variabele en In(totale activa) als benadering voor de omvang van de onderneming. De gewaarden corrigeerde waarde van 0,18 is vergelijkbaar met de die in andere studies bekomen worden1'. Hierbij weze wel opgemerkt dat er bij een vergelijking met studies voor andere landen voorzichtigheid geboden is. Deze studies hebben immers meestal betrekking op beursgenoteerde ondernemingen die veel groter zijn dan de ondernemingen in onze steekproef. E r is een zeer significant en sterk negatief verband tussen de winstgevendheid en de totale schuldgraad. Dit bevestigt de resultaten van de Amerikaanse, Australische en Britse studies, doch wijkt lichtelijk
TABEL 3 Detelminanten van de schuldgraad (1083 Belgische niet-financiële ondernemingen, 1992-1994) Aíhankeli.jke variabele: Constante Tenn Winstgevendheid
(1) Totale Schuld
(2) Totale Scliuld
(3) Totale Scliuld
0,21 (2,67)*** -0,55 (-5,45)***
0.30 (3.66)***
0,085 (1,091 -0,60 (-6,33)***
Cash flow Variabiliteit Ln(Totaie Activa)
-0.44 (-6,72)*** -0,19 (-2,40)*" 0,025 (5,04)***
-0>15 (-1,87)* 0,024 (4,89)***
Ln(0mzet) Groei Totale Activa
0,033 (6,90)*** 0,18 (4,19)***
0,20 (4,70)***
Groei Oinzet Vlottende Activa Financiële Vaste Activa Sector-dummy F-statistiek: Gecorrigeerde R':
-0,16 (-2,26)**
0>19 (4,79)*** 0,14 (4,00)*** -0,21 (-4,82)*** 0,091 (7,14)***
0,078 (2,02)** -0,29 (-6,30)*** 0,085 (6,64)***
0,13 (3,68)*** -0,14 (-3,42)*** 0,090 (7,25)***
41,63*** 0.21
44,47*** 0,22
49.70*** 0,24
Opinerkingen: t-waarden (robuust voor heteroscedasticiteit)worden tussen haakjes gegeven; ***: signilicatit op 1%-niveau; '*: significant op 5%-niveau; *. significant op 10%-niveau.
af van de resultaten van Rajan en Zingales (1995) met betrekking tot het Europese vasteland: de impact die zij detecteerden bleek nietsignificant negatief voor Frankrijk en Italië, en niet significant-positief voor Duitsland. Het gevonden negatieve verband valt moeilijk te rijmen met de trade-off kapitaalstructuurtheorie of met de agency, theorie maar is perfect logisch indien er, zoals Myers en Majluf beweren, een financieringshiërarchie bestaat. Tussen onze variabiliteitsmaatstaf en de schuldgraad bestaat, zoals voorspeld, een significant (op 5%-niveau) negatieve relatie.
Zowel voor de omvang als voor de groei worden zeer significante positieve coëfficiënten gevonden. Het gevonden positief verband tussen omvang en schuldgraad is conform de theoretische venvachtingen, ongeacht van welke theorie wordt uitgegaan, hoewel deze verwachting niet altijd door de empirische literatuur wordt bevestigd. Onze resultaten bevestigen die van Bennett en Donnelly (1993) en ten dele die van Rajan en Zingales (1995). Voor Frankrijk en Italië vinden Rajan en Zingales evenwel niet-significante invloeden, en in Duitsland blijkt de impact van de grootte op de schuldgraad zelfs significant negatief. Andere auteurs vinden een niet-significant positieve (Friend en Hasbrouck (1988) en Friend en Lang (1988)) of niet-significante negatieve invloed (Kester (1986), Kim en Sorensen (1986) en Titman en Wessels (1988)). Onze bevindingen met betrekking tot de groei stemmen overeen met die van Kester (1986) en Baskin (1989); de afwijking ten opzichte van andere studies kan ten dele worden verklaard door de alternatieve benadering van de factor 'groei'. Het gevonden positief verband strookt wel met de Pecking Order Hypothesis van Myers en Majluf - ondernemingen die sterk groeien worden genoodzaakt af te dalen in de financieringshiërarchie - doch niet met de trade-off theorie, die veronderstelt dat dergelijke ondernemingen moeilijker schuldfinanciering kunnen bekomen, noch met de agency-theorie, waarbinnen schuldfinanciering een belemmering kan zijn voor het uitvoeren van waardevolle investeringsprojecten, een probleem dat in het bijzonder sterk groeiende ondernemingen zullen proberen te vermijden. Er blijkt een zeer significant positief verband te zijn tussen de vlottende activa en de totale schuldgraad. Voor de financiële vaste activa wordt een zeer significant negatief verband gevonden. Terwijl vlottende activa méér dan andere activa met schulden worden gefinancierd, geldt voor de financiële vaste activa dus een omgekeerd verband. We vinden ook dat niet-industriële ondernemingen (ondernemingen in NACE-sectoren 5, 6 en 7) significant meer schulden aangaan: de coëfficiënt van de sector-dummy is significant positief op 1%niveau. Vooraleer op deze laatste vaststellingen dieper wordt ingegaan, beschouwen we in sectie 1V.B enkele alternatieve modellen.
B. Alternatieve modellen 1. Winstgevendheid en groei
In regressie (2) wordt de winstgevendheid vervangen door de cash flow, die zoals gezien een betere benadering vormt vanuitpecking orderperspectief. Ook de cash flowcoëfficiënt blijkt significant negatief te zijn op 1%-niveau. In regressie (3) zijn de maatstaven voor omvang en groei gebaseerd op omzet i.p.v. totale activa. De resultaten bevestigen volledig de resultaten voor de totale activa: de coëfficiënten zijn zeer gelijkaardig en zijn weer zeer significant. 2. Grote versus kleine ondernemingen De grote standaardafwijking voor het totaal actief en de omzet van de ondernemingen in onze steekproef (zie Tabel 2) geeft aan dat er tussen deze ondernemingen grote verschillen in omvang zijn. Om na te gaan in hoeverre de schattingsresultaten worden beïnvloed door de omvang van de beschouwde ondernemingen, delen we de steekproef op in kwartielen op basis van de ondernemingsgrootte en schatten we aparte regressies voor het eerste en het vierde kwartiel. De resultaten van beide regressies, die worden weergegeven in Tabel 4. (regressies (4) en (5)), blijken vrij gelijklopend te zijn. Er kan worden opgemerkt dat er binnen de categorie van 25% grootste ondernemingen geen significant verband meer is tussen omvang en schuldgraad. Uit t-testen blijkt dat enkel coëfficiënten van de constante term en devlottende activa significant verschillen (zij het slechts op 10%-niveau): de 25% grootste ondernemingen hebben meer schulden, maar hun schuldgraad wordt weinig of niet beïnvloed door de hoeveelheid vlottende activa. 3. LT-schulden versus KT-schulden Om een beter inzicht te krijgen in de samenstelling van de schuld worden aparte regressies geschat voor LT-schulden en KT-schulden. D e resultaten zijn terug te vinden in regressies (6) en (7). Een vergelijking van de resultaten van beide regressies leert dat het negatieve verband tussen winstgevendheid en schuldgraad vooral geldt voor de KTschulden, veel minder voor de LT-schulden. Een mogelijke verklaring hiervoor kan gegeven worden vanuit de financieringshiërarchietheorie van Myers en Majluf: ondernemingen met onvoldoende interne middelen zullen deze tekorten (in eerste instantie) trachten op
TABEL 4 Determinanteïz van de schuldgraad (1083 Belgische niet-financiële ondernemingen, 1992-1994) Ondernenungen: Afhankelijke variabele: Constante Temi Winstgevendheid
Variabiliteit Ln(Tota1e Activa) Groei Totale Activa
Vlottende Activa Financiële Vaste Activa Sector-dummy F-statistiek: Gecomgeerde Aantal Oiid.
(4) Eerste kwartiel Totale Schuld
(5) Vierde kwartiel Totale Schuld
(6) Alle LT-Schuld
(7) Alle KT-Schuld
0,077 (0,35) 473 (-3,80)*** -0,ll (-0.57) 0,029 í1,84)* 0,19 (2,33)** 0,23 (3,02)*** 4,40 (-3,46)*** 0.15 (5,17)***
0,60 (2,79)*** 4,63 (-2,90)*** -0,ll (-1,75)* 0,0049 (03) 0,30 (3,85)*** 0,053 (0,841 4,29 (-4.82)*'* 0,089 (3,93)***
0,20 (3,54)*** -0,091 (-1,76)* -0,02 1 (4,331 0,021 (6,32)*** 0,047 -0,50 (-15,09)*** -0,28 (-7,42)*** 0,014 (1,52)
0,013 ((),W 4,46 (-5,17)*** 4,17 (-2.14)** 0,0035 (0,801 0,13 (3,34)*** 0,65 (20,21)*** 0,074 (1,97)** 0,077 (6,76)***
16,32*** 0,28 27 1
15,18*** 0,27 27 1
101.12*** 0,39 1083
146.37*** 0,49 1083
Opmerkingen:de indeling in kwartielen gebeurt op basis van de ondememingsgrootte;t-waarden (robuust voor heteroscedasticiteit)worden tussen haakjes gegeven; ***: significant op 1%-niveau; **: significant op 5%-niveau; *: signif~cantop 10%-niveau.
te vangen door een beroep te doen op KT-schulden - die in een wereld met asymmetrische informatie en belangenconflicten tussen aandeelhouders en schuldeisers voor deze laatsten veiliger zijn dan LTschulden (zie Barclay en Smith (1995)). Indien er voldoende interne middelen gegenereerd worden zal de onderneming de afdaling in de financieringshiërarchie ongedaan maken door de KT-schulden af te bouwen. Dit zou meteen ook verklaren waarom enkel de KT-schulden met de groei lijken te variëren: groei verhoogt de kans dat de interne middelen niet volstaan, waardoor een beroep moet worden gedaan op externe financiering, en aangezien de veiligste vorm de voorkeur krijgt, wordt in eerste instantie KT-schuld aangegaan1'. Anderzijds is het aanpassen van het niveau van de KT-schuld ook eenvoudiger dan het aanpassen van de hoeveelheid LT-schuld, wat verklaart dat variabi-
liteit wel significant gerelateerd (op 5%-niveau) is met de KT-schulden maar niet met de LT-schulden. De omvang is dan weer enkel met de LT-schulden gerelateerd, hetgeen erop wijst dat reputatie een belangrijkere rol speelt bij LT-schulden dan bij KT-schulden. Twee verschillen tussen LT-schulden en KT-schulden verdienen onze bijzondere aandacht: het verschil in verband met de financiële vaste activa en het verschil in effect van de sector-dummy. Op deze verschillen wordt nu respectievelijk in sectie 1V.C en sectie 1V.D dieper ingegaan. C. D e schuldgraad e n financiële vaste activa We vinden een significante en sterk negatieve relatie tussen de financiële vaste activa en de LT-schulden, maar met de KT-schulden wordt een significant (op 5%-niveau) positief verband blootgelegd. Waarom is er een dergelijk negatief verband tussen financiële vaste activa en LT-schulden, en een positief verband tussen financiële vaste activa en KT-schulden? Om hierin een beter inzicht te krijgen, herschatten we onze vergelijkingen voor LT- en KT-schulden, waarbij de financiële vaste activa worden opgesplitst in deelnemingen en vorderingen. Deelnemingen maken gemiddeld 11,6% van het totaal actief uit, waar dit voor vorderingen slechts 1,4% is. Beide cijfers geven echter een enigszins vertekend beeld van het belang van financiële vaste activa voor de doorsnee-onderneming in onze steekproef. Voor deelnemingen bedraagt de mediaanwaarde immers slechts 2,1%, voor vorderingen (inclusief borgtochten in contanten) is dit zelfs maar 0,2%. De resultaten voor onze schattingen met opsplitsing van financiële vaste activa in deelnemingen en vorderingen zijn terug te vinden in tabel 5. Voor zowel deelnemingen als vorderingen vinden we een significant negatief verband met de LT-schulden (regressie (8)), terwijl voor de KT-schulden (regressie (9)) geen (vorderingen) of slechts een beperkt (deelnemingen) verband wordt gevonden. Voor wat de LT-schulden betreft valt op dat de coëfficiënt voor de vorderingen aanzienlijk groter is dan deze voor de deelnemingen. Deelnemingen maken op zich nochtans een veel groter deel van het balanstotaal van de beschouwde ondernemingen uit. Er kan dan ook worden vermoed dat ondernemingen die op lange termijn interne overschotten aan middelen genereren en dus geen LT-schulden die-
TABEL 5 Determinanten van de sch~~ldpaad (lOS3 Belgische niet-financiële ondernemingen, 1992-1994)
Ondernemingen: Aíiiankelijkevariabele: Constante Term Winstgevendlieid Variabiliteit Ln(Totale Activa) Groei Totale Activa Vlottende Activa
(8) Alle
(9) Alle
(10) Alle
(11) (12) Nace 0,2,3,4 Nace 5,6,7 Totale Schuld Totale Schuld 0,12 (2,57)*** -0.55 (4,02)*** -0,059 <-0,571 0,021 (2,66)*** 0,28 (3,90)*** 0,028 (034)
0,26 (2,52)** -0,52 (-3,58)*** -0,20 (-!,84)* 0.025 (4,22)*** 0,094 (1,88)* 0,21 (4,12)***
Financiële Vaste Activa
F-statistiek: GecorrigeerdeR' Aantal Ond: Opmerkingen: t-waarden (robuust voor heteroscedasticiteit) worden tussen haakjes gegeven, significant op 1%-niveau; **: significant op 5%-niveau; *: significant op 10%-mveaii.
***:
nen aan te gaan, deze overschotten beleggen in financiële vaste activa, in het bijzonder in vorderingen op verbonden ondernemingen of ondernemingen waarmee een deelnemingsverhouding bestaat. Het negatief verband tussen de financiële vaste activa en de LT-schuld vloeit dan voort uit het feit dat financiële vaste activa een alternatief voor geldbeleggingen vormen. In dit verband kan worden verwezen naar Deloof en Jegers (1996), die aanwijzingen vinden dat binnen Belgische ondernemingsgroepen overschotten aan middelen worden versast via handelskrediet12. Die overschotten zouden ook naar andere groepsleden kunnen worden getransfereerd via investeringen in financiële vaste activa, bijvoorbeeld om beperkingen op het aantrek-
ken van externe financiering te vermijden. Een analyse van de vermogensstromen van de beschouwde ondernemingen lijkt de beste manier om een verdere bevestiging te bekomen van de hypothese dat financiële vaste activa een LT-alternatief voor geldbeleggingen vormen. Dit valt echter buiten het kader van dit onderzoek13. Hoe kan het (significant op 10% niveau) positief verband tussen de deelnemingen en de KT-schulden worden verklaard? Hiertoe hebben we eerst onze vergelijking herschat met financiële KT-schulden, KT-handelsschulden en 'andere' KT-schulden als aparte afhankelijke variabelen (resultaten niet weergegeven). Het blijkt dat dit verband volledig voortvloeit uit de significant (op 5%-niveau) positieve relatie met financiële KT-schulden. Een mogelijke verklaring hiervoor is dat de deelnemingen in de geschatte vergelijkingen een benadering vormen voor de mate waarin de beschouwde ondernemingen tijdelijke kastekorten opvangen door het aangaan van KT-leningen binnen de groep waarvan ze deel uitmaken. Het aandeel van KT-schulden binnen de groep is terug te vinden in de jaarrekening. Deloof en Jegers (1997) stellen echter vast dat KT-intragroepsschulden van Belgische ondernemingen in belangrijke mate van niet-financiële aard zijn. Dat maakt het op zich moeilijk om na te gaan of ondernemingen met meer deelnemingen inderdaad meerfinanciële KTschulden binnen de groep aangaan. Wel is het zo dat 205 van de 1083 ondernemingen in onze steekproef helemaal geen KT-schulden binnen de groep aangaan. Indien onze hypothese correct is, zou er voor deze ondernemingen geen significant positief verband tussen deelnemingen en KTschulden mogen gevonden worden. Om dit na te gaan herschatten we onze vergelijking met inbegrip van een variabele die de interactie weergeeft tussen enerzijds deelnemingen en anderzijds een dummy-variabele die een waarde van 1 aanneemt wanneer de onderneming in kwestie KT-intragroepsschulden aangaat14. De coëfficiënt van 'FVA-deelnemingen' geeft in de vergelijking dan het verband weer tussen de deelnemingen en de KTschulden voor de ondernemingen zonder KT-intragroepsschulden, terwijl de som van de coëfficiënten van 'FVA-deelnemingen' en de interactievariabele het verband weergeeft tussen de deelnemingen en de KT-schulden voor de ondernemingen met KT-schulden binnen de groep. Uit regressie (10) blijkt dat voor de ondernemingen zonder KTintragroepsschulden meer deelnemingen gepaard gaan met minder KT-schulden: de coëfficiënt van 'FVA-deelnemingen' bedraagt -0'26 en is significant op 5%-niveau15. De interactievariabele heeft echter
een significante (op 1%-niveau) coëfficiënt van 0,35, wat voor de ondernemingen met KT-intragroepsschulden een netto positieve coëfficiënt oplevert van (-0,26 + 0,35 =) 0,0916.Bij deze ondernemingen gaan meer deelnemingen m.a.w. gepaard met meer KT-schulden. Deze resultaten geven indicaties dat ondernemingen met meer deelnemingen meer KT-schulden binnen de groep aangaan om kastekorten op te vangen. Het is echter duidelijk dat er verder onderzoek nodig is ter bevestiging van deze hypothese.
D, Industriële ve.rsus niet-industriële onde.rnerni.nge.n Naast het verschil tussen de schattingsresultaten voor LT-schulden en KT-schulden voor wat de financiële vaste activa betreft, is er ook een opvallend verschil voor wat de sector-dummy betreft (cf. regressies (6) en (7)). De coëfficiënt van deze variabele is enkel significant voor de KT-schulden. In Tabel 6 kan worden vastgesteld dat wat we gemakshalve de "niet-industriële7' ondernemingen noemen (ondernemingen in WACE-sectoren 5, 6 en 7), gemiddeld significant minder LT-schulden hebben maar wel significant meer KT-schulden, zodat de totale schulden significant hoger liggen. De hogere KT-schulden voor de niet-industriële ondernemingen gaan gepaard met hogere inves-
TABEL 6 Gemiddelde waarden voor schulden en vlottende activa ( I 083 Belgische niet-financiële ondernemingen, 1992-1994) Ondernemingen:
NACE 0,2,3,4
T-test
NACE 5,6,7
Totale Schulden
0,60 (0,20)
< (***)
0,73 (0,20)
LT-Schulden Financiële LT-Schulden
0,17 (0,16) 0,16 (0,16)
> (***)
0,lO (0,16) 0,10 (0,16)
KT-Schulden Financiële KT-Schulden Handelsschulden
0,43 (0,20) 0,11 (0,14) 0,20 (0,13)
< (***)
Vlottende Activa Handelsvorderingen Overige Vorderingen Voorraden en Goederen in Bestelling Geldbeleggingen Liquide Middelen
0.58 (0,21) 0,26 (0,14) 0,05 (0,07) 0,19 (0,14) 0,05 (0,09) 0,03 (0,05)
< (***)
Aantal Ondernemingen:
525
> (***)
0,62 (0,24) 0,13 (0.17) 0,33 (0,22)
(**) < (***)
0,75 (0,23) 0,37 (0,23) 0,06 (0,lO) 0,22 (0,21) 0,05 (0,lO) 0,05 (0,06)
(***) < (**) < (***) =
< (***)
558
Opmerking: alle variabelen worden gerelateerd t.o.v. de totale activa; de standaardafwijking- wordt tussen haakjes gegevens; ***: significant kleinertgroter op 1%-niveau; **: significant kleinertgroter op 5%-niveau; =: geen significant verschil. ~
teringen in vlottende activa. Zoals kan worden afgeleid uit Tabel 6 hebben deze hogere waarden vooral betrekking op handelsschulden voor wat de KT-schulden betreft en op handelsvorderingen voor wat de vlottende activa betreft. Dit vloeit waarschijnlijkvoort uit de aard van de activiteiten van deze ondernemingen: 438 van de 558 niet-industriële ondernemingen zijn immers distributieondernemingen. In Tabel 6 (regressies (11) en (12)) worden de resultaten van aparte regressies voor industriële en niet-industriële ondernemingen weergegeven. De enige opvallende afwijking van de resultaten voor de volledige steekpr~efis dat de vlottende activa geen significante relatie hebben met de totale schuldgraad van de industriële ondernemingen. Ceterisparibus houden variaties in de vlottende activa dus geen verband met de schuldgraad van deze ondernemingen Verder is de gecorrigeerde R2 voor de industriële ondernemingen slechts 0,08.
V. BESLUIT In dit artikel wilden we empirisch nagaan in hoeverre de determinanten van de kapitaalstructuur van Belgische ondernemingen overeenstemmen met de verschillende theorieën terzake. Onze resultaten kunnen als volgt worden samengevat. Winstgevendheid of cashflow en schuldgraad blijken in tegenovergestelde zin te variëren, alhoewel er met de LT-schuldgraad slechts een weinig significant (10%) verband bestaat. Wat de variabiliteit van de winstgevendheid betreft, vinden we voor de andere een significant (5%) negatieve relatie ten aanzien van het aanwenden van schuldfinanciering - in het bijzonder KT-schuldfinanciering. Onafhankelijkvan de gebruikte maatstaf blijkt er, zoals verwacht, een positief verband te bestaan tussen de grootte van een onderneming en de mate waarin zij een beroep doet op LT-schuldfinanciering. De groei in de totale activa lijkt dan weer enkel met de KT-schulden te zijn gerelateerd, waarbij wordt vastgesteld dat het verband minder sterk is bij de nietindustriële ondernemingen in onze steekproef. Globaal beschouwd bevestigen deze resultaten grotendeels de determinanten voortvloeiend uit de Pecking Order Hypothesis van Myers en Majluf (1984). Als dusdanig bevestigen ze gedeeltelijk de resultaten van buitenlandse studies terzake.
Ook wat het verband tussen financiële vaste activa en schuldpositie van de onderneming betreft leidt ons onderzoek tot interessante resultaten. Naarmate het aandeel van de financiële vaste activa toeneemt, nemen zowel de totale schuld als de LT-schuld significant af, terwijl een significant (op het 5%-niveau) positief verband met de KTschuld wordt waargenomen. Verder onderzoek geeft aan dat het eerste resultaat mogelijk te wijten is aan het feit dat ondernemingen die op langere termijn overschotten aan interne middelen genereren, deze middelen via investeringen in financiële vaste activa versassen naar andere ondernemingen die deel uitmaken van eenzelfde groep. Het positieve verband met de KT-schuld is mogelijk een gevolg van het feit dat ondernemingen met meer deelnemingen in andere ondernemingen vlotter KT-schulden binnen de groep kunnen aangaan om tijdelijke kasterkorten op te vangen. Het is echter duidelijk dat deze resultaten om bevestiging vragen. Er kan dan ook geconcludeerd worden dat er nog verder onderzoek nodig is om een inzicht te bekomen in de financiering van Belgische ondernemingen. NOTEN 1. Ook door het management in de onderneming te laten participeren (zie bijvoorbeeld Jensen en Meckling (1976) of Bagnani e t al. (1994)) of door de keuze van een aangepaste rnanagementvergoediilgsscl~ema(zie bijvoorbeeld Baker et al. (1988), John en John (1993), Watts (1993) of Gilson en Vetsuypens (1994)), kunnen dergelijke conflicten beperkt worden. 2. Narayanan (1988) ontwikkelt een gelijkaardige financieringshiërarchie uitgaande van een afwijkende redenering. 3. Bennett en Donnelly (1993) vinden dit effect zowel voor de totale schuldgraad als voor de LT-schuldgraad. 4. Hoewel voor het Verenigd Koninkrijk de significante verdwijnt wanneer met marktwaarden van het eigen vermogen gewerkt wordt. 5. Wanneer met marktwaarden van het eigen vermogen wordt gewerkt vinden Rajan ei1 Zingales (1995) evenwel een niet significant negatieve impact van grootte op schuldgraad. 6. Rajan en Zingales (1995) vinden altijd een negatief verband, dat echter voor Japan en Italië slechts significant is indien de regressies gebeuren op basis van inarktwaarden van het eigen vermogen. 7. Meer bepaald NACE-sector 2 ("extraction and processing of non-energy-producing minerals and derived products; chemica1 industy"), NACE-sector 3 ("metal manufacture; mechanical, electrical and instrument engineering") of NACE-sector 4 ("other rnanufacturin~ " industries"). 8. Indien winstgevendheid wordt berekend als de bedrijfsopbrengsten minus de bedrijfskosten (dus exclusief cventuele opbrengsten uit financiële vaste activa) leidt dit totempirische resultaten die zeer gelijkaardigzijn aan diegene die in deze paper worden weergegeven. 9. In dit verband kan worden verwezen naar een onderzoek van Deloof en Jegers (1997) naar de determinanten van handelsschulden voor een steekproef van 661 grote Bel-
gische niet-financiële ondernemingen, die betrekking heeft op de periode 1989-1991. Ze stellen o.m. vast dat handelsschulden, die gemiddeld meer dan een kwart van alle activa financieren en meer dan de helft van alle KT-schulden vormen, in sterke mate positief gecorreleerd zijn met de liquide middelen en met de handelsvorderi~zgeizvan de onderneming, die gemiddeld bijna de helft van alle vlottende activa uitmaken. Hun resultaten geven verder aan dat handelsschulden een belangrijk alternatief vormen voor bij kredietinstellingen aangegane KT-schulden. 10. Baskiii (1989) vindt een veel hogere waarden, hetgeen volgens Allen (1993) evenwel kan voortvloeien uit het feit dat in Baskins regressies boekhoudkundige identiteiten zijn geslopen. 11. In dit verband kan nogmaals worden verwezen naar Demirguç-Kunt en Maksimovic (1996), die voor 30 lanuden (waaronder België) nagaan hoe investeringen worden gefinancierd. Ze stellen vast dat investeringen in vaste activa vooral met intern gegenereerde middelen worden gefinancierd, terwijl investeringen in vlottende activa vooral met KT-schulden worden gefinancierd. Aangezien groei ook investeringen in vlotteilde activa met zich meebrengt bevestigt dit onze vaststelling dat groei veeleer tot meer KT-schulden dan tot meer LT-schulden leidt. 12. Deloof en Jegers onderzoeken meer bepaald de determinanten van het gemiddeld aantal dagen klantenkrediet aan de hand van een steekproef van 538 grote niet-financiële Belgische ondernemingen, voor de periode 1989-1991. Ze stellen o.m. vast dat het aantal dagen klantenkrediet van een onderneming wordt beïnvloed door haar liquiditeitspositie: een overschot aan middelen leidt tot meer klantenkrediet voor zover de klanten deel uitmaken van eenzelfde groep. In geval van een liquiditeitstekort wordt dit krediet afgebouwd in functie van het tekort. 13. Wel hebben we regressies (8) en (9) herschat met opsplitsing van de vlottende activa in verschillende componenten, waaronder geldbeleggingen. Op die manier kan worden nagegaan of het verband tussen de geldbeleggingen en de schulden vergelijkbaar is met dat tussen de financiële vaste activa en de schulden. Uit de resultaten (niet weergegeven) blijkt dat er een zeer significant negatieve relatie (op 1%-niveau) bestaat tussen geldbeleggingen en LT-schulden, terwijl er geeiz significant verband is met KTschulden. D e geschatte coëfficiënt voor de LT-schulden bedraag -0,55 (deze coëfficiënt is zoals gezien -0,47 voor de FVA-vorderingen). Alle andere componenten van de vlottende activa (handelsvorderingen, andere vorderingen, voorraden en liquide middelen) hebben een zeer significante positieve coëfficiënt. Deze resultaten wijzen er dus op dat financiële vaste activa een alternatief vormen voor geldbeleggingen. 14. Intragroepsschulden worden hierbij gedefinieerd als de schulden bij verbonden ondernemingen enlof de schulden bij ondernemingen waarmee een deelnemingsverhouding bestaat. 15. Deze coëfficiënt is aldus vrijwel gelijk aan de coëfficiënt van 'FVA-deelnemingen' bij de LT-schulden, die -0,27 bedraagt. 16. Indien enkel financiële KT-schulden in beschouwing worden genomen (resultaat niet weergegeven) vinden we coëfficiënten van -0,15 voor de deelnemingen en 0,22voor de interactievariabele. Beide coëfficiënten zijn significant op 1%-niveau.
REFERENTIES Akerlof, G.A., 1970, The Market for "Lemons": Quality Uncertainty aiid the Market Mechanism, Quarterly Journal of Econonzics 84, 488-500. Allen, D. E.,1993, The Pecking Order Hypothesis: Australian Evidence, Applied Firzancial Economics 3, 101-112. Bagnani, E. Strock, N.T. Milollas, A. Saunders en N.G. Travlos, 1994, Managers, Owners, and the Pricing of Risky Debt: ai1 Empirica1 Analysis, Journa1 of Finance 49, 453-477. Baker, G.P., M.C. Jensen en K.J. Murphy, 1988, Compensation and Incentives: Practice vs. Theory, Jounzal of Finance 43, 593-616.
Baskin, J., 1989, An Empirica1 Investigation of the Pecking Order Hypothesis, Financial Management 18, 26-35. Bennett, M. en R. Donnelly, 1993, The Determinants of Capital Structure: Some UK Evidence, British Accounting Review 25, 43-59. Barclay M.J. en C.W. Smith Jr., 1995, The Maturity Structure of Corporate Debt, Journal of Finance 50, 609-631. Bradley, M., G.A. Jarrell en E.H. Kim, 1984, On the Existence of an Optimal Capital Structure: Theory and Evidence, Journa1 of Finance 39, 857-880. Brennan, M.J. en E.S. Schwartz, 1978, Corporate Income Taxes, Valuation, and the Problem of Optima1 Capital Structure, Joillï-zal of Business 51, 103-114. Chen, A.W. en E.H. Kim, 1979, Theories of Corporate Debt: a Synthesis, Joumal ofFinance 34, 371-384. DeAngelo, H . en R.W. Masulis, 1980, Optimal Capital Structure under Corporate and Personal Taxation, Jo~ournalojFinancia1Economics 8, 5-29. Deloof, M. en M. Jegers, 1996, Trade Credit, Product Quality, and Intragroup Trade: Some European Evidence, Financial Management, Autumn, 33-43. Deloof, M. en M. Jegers, 1997, Trade Credit, Corporate Groups, and the Financing of Belgian Firms, Working Paper, (Vrije Universiteit Brussel). Demirguç-Kunt, A. en V. Maksimovic, 1996, Financial Constraints, Uses of Funds, and Firn1 Growth. An International Comparison, Working Paper, (World Bank). Durinck, E,, E.Laveren, C. Van Hulle en J. Vandenbroucke, 1996, Financieringsgedrag in Belgische ondernemingen: "Pecking Order" versus "Target Adjustment" model, Working Paper 96-234, (Ufsia Departement Bedrijfseconomie). Friend, I. en J. Hasbrouck, 1988, Determinants of Capital Structure, Research In Aizance 7, 1-19. Friend, I. en L.M.P. Lang, 1988, An Empirical Test of the Impact of Managerial Self-lnterest on Corporate Capita1 Structure, Journal of Finance 43, 271-281. Gilson, S.C. en M.R. Vetsuypens, 1994, Creating Pay-for-Performance in Financially Troubled Companies, Journal ofApplied Corporate Finance 6, 81-92. Harris, M. en A. Raviv, 1990, Capital Structure and the Informational Role of Debt,Jourizal of Finance 45, 321-349. Harris, M. en A. Raviv, 1991 The Theory of Capital Structure, Jourizal of Filzance 46,297355. Jensen, M.C. en W H . Meckling, 1976, Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs, and Ownership Structure, Journal of Financial Economics 3, 305-360. Jensen, M.C., 1986, Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance and Takeovers. Amel.icalz Economic Review 76, 323-329. John, T.A. en R. John, 1993, Top Management Cornpensation and Capital Structure, Journa1 ofFinance 48, 949-974. Kester, C.W., 1986, Capital and Ownership Structure: a Comparison of United Ctates and Japailese Manufacturiiig Corporations, Financial &fanagement 15, 5-16. Kim, W.S. en E.H. Sorensen, 1986, Evidence on the Impact of the Agency Costs of Debt in Corporate Debt Policy, Journal of Firza~zcialcrnd QuaiztitativeAnalysis 21,131-144. Miller, M.H., 1977, Debt and Taxes, Jourizal of Finance 32, 261-275. Modigliani, E en M.H. Miller, 1955, The Cost of Capital, Corporation Finance and the Theory of Investment, American Econornic Review 48, 261-297. Modigliani, E en M.H. Miller, 1963, Corporate Income Taxcs and the Cost of Capital: a Correction,American Economic Review 48, 261-297. Myers, S.C. en N.S. Majluf, 1984, Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information that Investors Do Not Have, Joumal of fiaizcicrl Economics 13, 187-221. Myers, S.C., 1977, Determinants of Corporate Borrowing, Journal ofFinanciu1 Ecoizomics 5, 147-175. Narayanan, M.P., 1988, Debt Versus Equity Under Asymmetrie Information,Journal ofFinancial aiid Q~larztitativeAnalysis 23, 39-51.
Rajan, R.G. en L. Zingales, 1995, What Do We Know About Capital Structure? Some Evidcnce from Interiiatioiial Data, Journal of Finance 50; 1421-1460. Shyam-Sunder, L. en S.C. Myers, 1994, Testing Static Trade-off Agai~istPecking Order Mod e l ~of Capital Structure, Werking Papel; (Alfred P. Sloan School of Management, Massacliusetts Institute of Technology). Stultz, R.M., 1990, Managerial Discretion and Optima1 Financiiig Policies, Jounzal of Financial Econornics 29, 3-27. Theunisse, H. en M. Jegers, 1994, Elementen van Boekhouden ei1 Analyse van Jaarrekeningen, (VUB-Press, Brussel). Titman, S. en R. Wessels, 1988, The Determinants of Capital Structure Choice, Joz~rnnlof Finance 43, 1-19. Watts, R.L., 1993, Accounting for Executive Compensation, Jolrrnal of ilpplied Corporate Finance 5, 83-88. Wliite, H., 1980, A Heteroskedasticity-Zonsistent Covariance Matrix Estimator aiid a Direct Test for Heteroskedasticity, Econometrica 48, 817-838 Wruck, K.H., 1990, Financial Distress, Reorganization and Organizational Efficiency, Journa1 of Financial Econornics 27, 419-444.
