ẢNH HƯỞNG CỦA CẤU TRÚC QUYỀN SỞ HỮU VÀ THUẾ DOANH NGHIỆP LÊN CẤU TRÚC VỐN:
NGHIÊN CỨU TẠI ĐÀI LOAN.
Thông tin về bài nghiên cứu
Tiểu sử bài nghiên cứu:
Được nhận vào ngày 25/3/2012
Sửa đổi vào ngày 2/7/2013
Được chấp nhận vào ngày 12/7/2013
Tóm tắt
Nghiên cứu của chúng tôi điều tra cấu trúc quyền sở hữu và thuế doanh nghiệp ảnh hưởng như thế nào lên mối quan
hệ đánh đổi cân bằng giữa manager ownership (sở hữu chức năng quản lý) và nợ trong việc giảm chi phí của chi
nhánh. Xét trên phương diện của các cổ đông nắm quyền kiểm soát, chúng ta nhận thấy một tỷ lệ thuế doanh nghiệp
cao hơn sẽ ảnh hưởng mạnh đến mối quan hệ đánh đổi giữa manager ownership và nợ, trong khi đó - quyền kiểm soát
mạnh hơn trong tay các cổ đông chủ chốt sẽ làm suy yếu mối quan hệ và làm suy yếu ảnh hưởng mạnh mẽ của tỷ lệ
thuế đánh lên doanh nghiệp. Nghiên cứu của chúng tôi sẽ đóng góp thêm vào lý thuyết thông qua việc tiết lộ về quy
mô của cấu trúc quyền sở hữu và thuế, và ảnh hưởng của chúng cũng như các yếu tố bổ sung có ảnh hưởng quyết định
đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp
1 GIỚI THIỆU
Cả manager ownership và nợ đều ảnh hưởng đến việc giảm chi phí ở chi nhánh, và chúng tồn tại trong sự cân bằng tại
công ty. Nghiên cứu này sẽ tìm hiểu cấu trúc quyền sở hữu và thuế đánh lên doanh nghiệp sẽ ảnh hưởng như thế nào
đến sự cân bằng này. Ảnh hưởng của tỷ lệ sở hữu trong công ty lên hiệu suất vẫn được chú ý và xem xét trong lý
thuyết. Tuy nhiên, một vài nghiên cứu đang kiểm tra ảnh hưởng của tỷ lệ sở hữu và tình trạng thuế doanh nghiệp lên
cấu trúc vốn, và các nghiên cứu trên tập trung vào sự tương tác giữa manager ownership và tài trợ bằng nợ
(e.g.,Crutchley & Hansen, 1989; Bathala, Moon, & Rao, 1994) hoặc tập trung vào ảnh hưởng của khoảng trợ thuế khi
trả lãi lên tài trợ bằng nợ (Graham, 1996a, 1996b). Trường hợp ngoại lệ là nghiên cứu của Seetharaman, Swanson,
and Srinidhi (2001), các tác giả này xem xét các ảnh hưởng lên tài trợ bằng nợ ở cả 2 góc độ là nhận thức về mức thuế
và tỷ lệ sở hữu [2].
Tại Mỹ, có sự tập trung khá ít vào tỷ lệ sở hữu. Ngược lại, tại Đông Á nhiều công ty được kiểm soát bởi 1 cổ đông
đơn lẻ (e.g.,La Porta, Lopez-de-Silanes, & Shleifer, 1999). Thêm nữa là tại các công ty Đông Á cho thấy sự phân biệt
rõ giữa cash-flow rights và quyền kiểm soát hơn so với tại các công ty Mỹ. Quyền lực kiểm soát thường được mở
rộng dựa trên phần vốn góp sở hữu thông qua cấu trúc hình tháp hoặc sở hữu chéo giữa các công ty. Hơn nữa, các cổ
đông lớn có động cơ và khả năng mạnh hơn trong việc điều hành các nhà quản lý của công ty, và do đó sự hiện diện

trên thuyết đánh đổi (e.g.,Chen & Steiner, 1999; Jensen et al., 1992; Seetharaman et al., 2001), đó là vì chúng tôi có
xem xét đến việc cưỡng chế phục tùng sẽ dẫn dắt các nhà quản lý đi đến những quyết định tối ưu.
Đặc biệt, có một thiếu sót cố hữu mang tính lý thuyết trong thuyết đánh đổi đó là việc dựa vào các biện pháp cưỡng
chế (“discipliner”) để chắc chắn rằng các nhà quản lý sẽ đảm bảo mức nợ tối ưu để tối đa hóa giá trị của công ty,
nhưng việc dựa vào như vậy là đã lờ đi một thực tế rằng các nhà quản lý hoàn toàn có thể tư lợi cho họ và không vận
hành công ty ở nhằm mang lại lợi ích cao nhất cho các cổ đông. Cách nhanh gọn nhất để giải quyết vấn đề này đó là
thông qua sự tập trung nắm giữ cổ phần (Shleifer & Vishny, 1997), bởi vì cổ đông nắm quyền kiểm soát có động cơ
và khả năng để cưỡng chế hành động của nhà quản lý. Băng cách kết hợp ảnh hưởng của cổ đông nắm quyền kiểm
soát, mô hình của chúng tôi đã vẽ ra một bức tranh hoàn thiện về ảnh hưởng của tỷ lệ sở hữu lên các quyết định tài
chính của công ty.
Căn cứ vào các phân tích của mình, chúng tôi phỏng đoán rằng quyền kiểm soát được nắm giữ bởi các cổ đông chủ
chốt càng lớn thì sự đánh đổi giữa nợ và manager ownership càng lớn ( i.e., less negative) , bởi vì quyền kiểm soát
càng lớn, thì cổ đông chủ chốt càng có khả năng và động cơ để điều khiển các nhà quản lý, do đó dẫn đến chi phí để
can thiệp vào quản lý cũng thấp hơn [4]. Khi việc sử dụng nợ trở nên tốn kém hơn, các công ty sẽ sử dụng ít nợ hơn
trong lựa chọn tối ưu của họ nhằm giảm chi phí tại chi nhánh, duy trì hằng số manager ownership.
Thêm nữa, mô hình của chúng tôi cho thấy rằng mức thuế đánh lên công ty càng cao thì lợi ích từ lá chắn thuế của nó
càng lớn và nhờ vậy chi phí sử dụng nợ của công ty càng thấp, điều này làm tăng cường sự đánh đổi (i.e., hoặc ngược
lại). Bởi vì cổ đông nắm quyền kiểm soát cao hơn sẽ kiểm soát các quyền hạn và làm giảm chi phí can thiệp vào việc
quản lý, offset hiệu quả về chi phí từ lá chắn thuế, chúng tôi kỳ vọng cổ đông nắm quyền kiểm soát cao hơn sẽ kiểm
soát các quyền hạn để làm giảm bớt ảnh hưởng lớn của mức thuế lên mối tương quan đánh đổi.
Nghiên cứu của chúng tôi sử dụng mẫu là các doanh nghiệp được liệt kê trên thị trường chứng khoán Đài Loan, quan
sát 5027 công ty trong khoảng thời gian 1996 – 2006. Chúng tôi chọn Đài Loan như một môi trường thí nghiệm vì các
công ty ở đây thường được chi phối bởi một cổ đông nắm quyền kiểm soát. Cấu trúc quyền sở hữu này không chỉ dẫn
đến sự tồn tại của discipliner mà còn cung cấp sự hiểu biết mới mẻ về cơ chế ảnh hưởng của tỷ lệ sở hữu lên đòn bẩy
tài chính trong bối cảnh ngoài nước Mỹ [5].
Phù hợp với các dự đoán của chúng tôi, các kết quả trong thực tiễn cho thấy có một mối quan hệ nghịch đảo (i.e., mối
quan hệ đánh đổi) giữa mức độ nợ và managerial ownership. Hơn nữa chúng tôi nhận ra rằng quyền kiểm soát được
nắm giữ bỏi các cổ đông chủ chốt làm suy giảm mối tương quan đánh đổi giữa nợ và manager ownership. Chúng tôi
cũng nhận ra rằng mức thuế cao hơn ảnh hưởng mạnh lên tương quan đánh đổi, nhưng sự ảnh hưởng mạnh mẽ này bị
suy giảm quyền kiểm soát nằm trong tay các cổ đông chủ chốt.

một TSLS hồi quy thì hệ số chuyển sang negative. Kết quả này cho thấy rằng bằng cách dựa vào phân tích OLS, mối
quan hệ positive được tìm thấy bởi các nghiên cứu trước có thể được lái bởi sự phụ thuộc lẫn nhau giữa nợ và
manager ownership hơn là bởi các nguyên lý kinh tế.
Bài viết của chúng tôi được tổ chức như sau. Phần 2 trình bày sơ lược về các lý thuyết có liên quan và giới thiệu về hệ
thống thuế tại Đài Loan. Phần 3 giới thiệu về mô hình và phát triển các giả thiết của chúng tôi. Phần 4 thảo luận về
phương pháp nghiên cứu. Phần 5 trình bày về các kết quả thực tiễn và phần cuối cùng là các kết luận mà chúng tôi
đưa ra.
2 CƠ SỞ LÝ THUYẾT
2.1. Vai trò của nợ và quyền sở hữu trong việc giảm bớt các chi phí doanh nghiệp
Trong các tranh luận về chi phí doanh nghiệp, quyền sở hữu và nợ doanh nghiệp là những vấn đề thay thế cho
nhau trong việc kiểm soát các vấn đề của công ty. Jensen and Meckling (1976) đề xuất một cách tiếp cận việc cắt
giảm chi phí doanh nghiệp là tăng cường quyền sở hữu một cách vững vàng, chắc chắn bởi vì những lợi ích của giám
đốc sẽ gắn chặt với những lợi ích của cổ đông. Thêm vào đó, món nợ doanh nghiệp có thể góp phần cắt giảm chi phí
vì những thanh toán theo chu kỳ sẽ làm cho các nhà quản lý có ít cơ hội điều khiển dòng tiền của doanh nghiệp (cash
flow) và do đó sẽ hạn chế những hành vi tư lợi của mình. Tuy nhiên, trong giả thuyết về quản lý chặt chẽ thì mối quan
hệ giữa quyền sở hữu và chi phí doanh nghiệp thì không đồng nhất (e.g., Schooley & Barney, 1994). Do là ở một vài
mức độ thì việc gia tăng quyền sở hữu sẽ dẫn tới việc gia tăng chi phí doanh nghiệp. Quyền sở hữu cổ phiếu tạo cho
Giám đốc có quyền gia tăng kiểm soát doanh nghiệp thông qua việc bỏ phiếu, từ đó, cung cấp cho họ cơ hội theo đuổi
lợi ích riêng của mình do các mối đe dọa quyền kiểm soát đã bị thay thế thông qua việc ủy nhiệm. Do đó, việc quản lý
một cách cứng nhắc là tốn kém cho các cổ đông vì họ mất đi khả năng giám sát các nhà quản lý.
Tương tự như vậy, đòn bẩy chi phí và chi phí doanh nghiệp cũng thể hiện một mối quan hệ không đồng nhất
bởi vì nợ doanh nghiệp sẽ làm gia tăng khả năng phá sản của doanh nghiệp đó. Thêm vào đó, trong những nghiên cứu
gần đây (e.g., DeAngelo, DeAngelo, &Whited, 2011) cho rằng sự mất linh hoạt trong tài chính là chi phí của nợ. Cụ
thể, sự gia tăng đòn bẩy chi phí sẽ tạo ra cơ hội để vay tiền trong hiện tại hơn là bảo vệ các quyền chọn để phát hành
nợ trong tương lai.
2.2. Cơ cấu sở hữu của doanh nghiệp và vốn vay
Ở các nước Đông Á, chủ sở hữu kiểm soát nói chung kiểm soát việc bỏ phiếu vượt hơn quyền kiểm soát các
dòng tiền. Điều này cho phép các chủ sở hữu quyền kiểm soát lớn hơn và cơ hội để kiểm soát, can thiệp vào các quyết
định của công ty và chiếm đoạt tài sản. Do khó khăn trong việc tổ chức các cổ đông phân tán, nên một cổ đông –
người nắm một tỷ lệ lớn cổ phiếu thường là người trên thực tế kiểm soát hoạt động của một công ty, và một chủ sở

trong việc các giảm chi phí đại diện. Đặc biệt, mô hình của chúng tôi xem xét các tác động của cơ cấu sở hữu tuyệt
đối và tỷ lệ thuế doanh nghiệp. Sau đó chúng tôi phát triển giả thuyết có thể kiểm chứng thực nghiệm dựa trên mô
hình của chúng tôi.
Theo toJensen và Meckling (1976) andJensen (1986), các chi phí đại diện của cổ đông có thể được giảm thông qua
huy động vốn vay và quyền sở hữu chứng khoán của nhà quản lý. Do đó, mô hình của chúng tôi giả định rằng mục
tiêu của một công ty (ví dụ, mục tiêu của các cổ đông có vai trò chi phối công ty) là để lựa chọn sự kết hợp tối thiểu
hóa chi phí của khoản nợ và quyền sở hữu quản lý để giảm chi phí đại diện.
Cho θ đại diện cho mức độ sở hữu cổ phần của nhà quản lý và λ là mức độ của khoản nợ. Sau đó chúng tôi có thể biểu
thị chi phí đại diện của một công ty như chức năng của θ và λ, L (θ, λ). Chi phí nợ bao gồm chi phí vốn CD và chi phí
ẩn của tính linh hoạt tài chính miễn trừ và vỡ nợ được đại diện bới F(λ). Chức năng chi phí nợ là λ∙CD + F(λ), với
dF(λ)/dλN0. Hơn nữa, theo lý luận về việc tham quyền cố vị hay xây dựng quyền lực cá nhân, quyền sở hữu chứng
khoán của nhà quản lý dẫn đến chi phí tham quyền cố vị cao hơn, và chúng tôi trình bày hàm số của chi phí tham
quyền cố vị là E(θ), với dE(θ) /dθ > 0
Một cách tối ưu, tỷ lệ lợi ích cận biên (đó là việc giảm chi phí đại diện) chia cho chi phí biên (ví dụ, chi phí quản lý
tham quyền cố vị, hoặc chi phí vốn) phải giống nhau cho cả θ và λ. Vì vậy, giải pháp của sự kết hợp tối ưu của khoản
nợ và quyền sở hữu quản lý có thể được trình bày như sau:
(∂L(θ,λ)/∂λ)/(C_D+〖F(λ)〗_λ )= (∂L(θ,λ)/∂λ)/〖E(θ)〗_θ (1)
Với:
θ Quyền sở hữu cổ phiếu của các nhà quản lý công ty
λ Mức độ khoản nợ
L (θ, λ) chức năng của chi phí đại diện (bao gồm θ và λ)
E(θ)θ Đơn giản hóa của dE(θ)/dθ, với E(θ) là hàm số của chi phí tham quyền cố vị cho quyền sở hữu chứng
khoán của các nhà quản lý (với dE(θ)/dθ > 0), và
F(λ)λ Đơn giản hóa của dF(λ)/dλ, với F(λ) là hàm chi phí của việc mất tính linh hoạt tài chính và vỡ nợ đối với
khoản nợ (với dF(λ)/dλ > 0)
Để giải quyết quan hệ đánh đổi giữa θ và λ, dλ / dθ, chúng ta phải cho đạo hàm của L (θ, λ) = 0, có được:
dL(θ,λ)= ∂L(θ,λ) /∂θ.dθ +∂L(θ,λ)/ ∂L.dλ =0
dλ/dθ=(∂L(θ,λ)/∂θ)/(∂L(θ,λ)/∂λ) (2)
Kết hợp 2 phương trình (1) và (2) có:
dλ/dθ=-〖E(θ)〗_θ/(C_D+〖F(λ)〗_λ ) (3)

Theo cơ cấu sở hữu tuyệt đối, vai trò giám sát do các cổ đông kiểm soát tác động đến ảnh hưởng của mức thuế thu
nhập doanh nghiệp lên quan hệ đánh đổi giữa nợ và quyền sở hữu quản lý. Điều này có thể được giải thích bằng cách
lấy đạo hafmg của V theo ∂(dλ/dθ)/∂tc:
∂/∂V [∂/(∂t_c )(dλ/dθ)]=1/〖(C_D+F(λ)_λ)〗^2 .(dC_D)/(dt_c ).(dE〖(θ)〗_θ)/dV (6)
Từ dCD / dtc <0 và dE(θ)θ/dV <0, kết quả của phương trình. (6) là đúng. Điều này cho thấy mặc dù một mức thuế
suất tc cao hơn dẫn đến nhiều tấm chắn thuế lãi vay hơn cho các khoản thanh toán lãi suất và kết quả có xu hướng
dẫn đến gia tăng tỷ số vốn vay, xu hướng này sẽ giảm vì quyền kiểm soát cao hơn của cổ đông kiểm soát làm giảm
thiểu chi phí quản lý tham quyền cố vị E(θ)θ, bù đắp hiệu quả chi phí do tấm chắn thuế lãi vay gây ra. Theo đó, mặc
dù tc cao dẫn đến mức độ của khoản nợ cao hơn, giá trị V cao hơn hoạt động theo hướng ngược lại, từ kết quả của giá
trị V cao hơn trong khi giá trị E(θ)θ thấp hơn, do đó làm nản lòng các công ty sử dụng nợ để giảm chi phí đại diện. Do
đó chúng tôi đề xuất giả thuyết sau đây:
Giả thuyết 2. Sự gia tăng quyền kiểm soát của cổ đông kiểm soát làm giảm tác dụng tăng cường của mức thuế thu
nhập doanh nghiệp của công ty lên quan hệ đánh đổi giữa nợ và quyền sở hữu quản lý.
4 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
4.1. Thiết kế nghiên cứu
Trong thiết kế thực nghiệm của chúng tôi , chúng tôi không đánh giá mô hình của chúng tôi bằng hồi quy OLS , vì
OLS giả định rằng biến phụ thuộc và biến độc lập không liên quan đến nhau , có thể không phải là trường hợp trong
nghiên cứu của chúng tôi . Trong một hệ thống có khả năng bị tổn hại bởi biến nội sinh phụ thuộc lẫn nhau , phương
pháp OLS sẽ cho kết quả sai lệch hoặc không phù hợp ước lượng tham số . Ví dụ:Bạn bè và Lang (1988) nghiên cứu
ảnh hưởng của quyền sở hữu nội bộ về các tỷ lệ nợ. Các tác giả lưu ý rằng phân tích của họ OLS ngầm giả định rằng
quyền sở hữu nội bộ gây ra những thay đổi trong mức nợ và nó cũng là chính đáng rằng chính sách nợ ảnh hưởng đến
nội bộ lựa chọn sở hữu (ví dụ , Demsetz & Lehn , 1985) hoặc cả hai đều độc lập với nhau nhưng liên quan đến tương
tự như công ty cụ thể thuộc tính. Theo đó, đề cập đến nghiên cứu trước đây (ví dụ , Chen & Steiner, 1999; . Jensen và
cộng sự , 1992; . Seetharaman và cộng sự, 2001) , chúng tôi sử dụng hai giai đoạn hồi quy bình phương nhỏ nhất như
mô hình thực nghiệm của chúng tôi :
MSOit = α 0 +α 1 DRit + α 2 DIVY it+ α 3 INST it + α 4 Growthit +α 5 ROAit +α 6 Betait +α 7 (Betait)2 + þ α 8
Sizeit +α 9 R & Dit + μit (7)
DRit =β0 + β1 MSOit + β2DIVYit+ β3 INST it + β4 Growthit+ β5 Betait+ β6 Sizeit +β7 ROAit+ β8 Fixed Asset it+
β9 Trit+ β10 Controlit+ β11 Deviationit + β12 Depreciationit+ β13 TLC it +β14 MSOit • TRit +β15 MSOit •
Controlit +β16 MSOit • TRit • Controlit +Industry+ year+ eit (8)

(Smith & Conover, 1993; Wu, 1996). Sự lập luận của Miller đưa ra sự quan trọng của việc tính đến sự ảnh hưởng của
hệ thống thuế cá nhân trong việc kiểm nghiệm theo kinh nghiệm của chúng ta.
Rất khó để đo lường chính xác tình trạng thuế của cá nhân, nhưng bằng chứng của Lee, Liu, Roll và Subrahmanyam
(2006) đề suất rằng tình trạng thuế của nhà đầu tư ở Đài Loan liên kết với việc trả cổ tức của công ty tiếp nhận đầu tư.
Một cách cụ thể, Lee et al. (2006) tìm ra rằng cổ tức công ty cao (hay thấp) đã được nắm giữ bởi nhà đầu tư với thuế
suất thấp (hay cao), phù hợp với những dự đoán của lập luận về thuế cổ tức khách hàng. Việc tìm thấy của họ đề suất
rằng biến DIVY có thể bắt giữ, ít nhất là từng phần, sự ảnh hưởng của tình trạng thuế cá nhân, nơi mà biến DIVY cao
hơn ám chỉ thuế suất cá nhân thấp hơn của số lượng trung bình nhà đầu tư trong công ty. Do đó, việc kết luận biến
DIVY như là biến kiểm soát có thể làm giảm ảnh hưởng liên quan đến sự bỏ sót của thuế suất cá nhân. Nếu như lập
luận của Miller được thành lập, chúng ta nên tìm ra biến DIVY đã có liên quan tích cực đến biến DR, bởi vì biến
DIVY thấp hơn ám chỉ rằng nhà đầu tư có thuế suất cá nhân cao hơn, cái làm giảm việc sử dụng của nợ công ty.
Biến INST là phần trăm nổi bật của cổ phần được được nắm giữ bởi tổ chức
2
. Nhà đầu tư tổ chức lớn có thể quan sát
những hành động quản lý và những vấn đề giới hạn trung gian (Bathala et al , 1994; Jensen & Meckling, 1976;
Jiraporn, Kim, Kim, & Kitsabunnarat, 2012). Trong khía cạnh này, INST có thể đưa ra một sự thay thế cho nhà quản
lý, quyền sở hữu hay là nợ. Hơn nữa, bởi vì quyền sở hữu của tổ chức không phải là một biến quyết định của công ty,
nó được coi như là bên ngoài doanh nghiệp và do vậy nó là một biến ngoại lai mà nhà quản lý không có sự quản lý
trực tiếp trên nó.
Thêm vào những biến, cái mà được bắt giữ kỹ thuật lựa chọn trong việc giảm chi phí trung gian, chúng ta cũng theo
những nghiên cứu trước (Chen & Steiner, 1999; Du & Dai, 2005; Gonzále, 2013; Jensen et al , 2001) bao gồm một
vài biến để kiểm soát sự ảnh hưởng của thuộc tính doanh nghiệp trong việc xác định sự quản lý quyền sở hữu và nợ.
Biến phát triển là tỷ lệ giá trị thị trường cổ phiếu của doanh nghiệp trên giá trị sổ sách, miêu tả cơ hội đầu tư của
doanh nghiệp. Bởi vì cơ hội phát triển là tài sản không hữu hình, nó rất khó để sử dụng như tài sản thế chấp, do đó nó
làm giảm khả năng nợ tài chính của doanh nghiệp. Thêm vào đó, nó trở nên khó khăn hơn để quan sát những hành
động quản lý khi tỷ lệ giá trị công ty đã được miêu tả bởi cơ hội phát triển và nhà quản lý có thể được yêu cầu đầu tư
nhiều tài sản hơn trong công ty để giải quyết vấn đề quan sát (Seetharaman et al , 2001). Biến beta là thử nghiệm
không phải cơ cấu của công ty vào năm ngoái, nó đo lường rủi ro kinh doanh của công ty. Nếu rủi ro kinh doanh của
công ty cao, nhà quản lý sẽ lưỡng lự trong việc đầu tư tài sản cá nhân của họ vào công ty và chúng ta tính đến beta
2

những công ty khác nhau
4
. Về nguyên tắc cơ bản, việc tính toán biến TR phải dựa trên thu nhập chịu thuế của doanh
nghiệp; tuy nhiên bởi vì dữ liệu của chúng ta không có sẵn cho nên chúng ta thay thế chúng bằng thu nhập tài chính
trên sổ sách trước thuế. Do đó, theo nghiên cứu trước (Barclay & Smith, 1995; Fullerton, 1984), chúng ta sử dụng tỷ
lệ thuế thực như là sự ủy quyền của biến TR. Thêm vào đó, chúng ta theo Shevlin (1990) trong việc đo lường biến TR
với một biến giả. Kết quả là, nếu như giá trị của tỷ lệ thuế được tính toán là âm, chúng ta định nghĩa giá trị của nó là
zero
5
. Nếu như tỷ lệ thuế của công ty cao, theo đó là ảnh hưởng của lĩnh vực nợ thuế sẽ mạnh, làm cho công ty bị ảnh
hưởng tới nợ tài chính. Nhưng một thuế suất cao ám chỉ đến việc mức sinh lợi cao của công ty, cái mà làm giảm nhu
cầu nợ. Do vậy, sự ảnh hưởng của TR trên DR là không chắc chắn.
Biến kiểm soát là quyền kiểm soát (i.e., voting right) được lập bởi cổ đông kiểm soát của công ty. Sự định nghĩa của
chúng ta về cổ đông kiểm soát và các quy trình để tìm kiếm các công việc của quyền sở hữu gần như theo những cái
của La Porta et al. (1999) và Claessens, Djankov, và Lang (2000), cả hai nghiên cứu tập trung vào quyền sở hữu cơ
bản. Chủ sở hữu cơ bản đã được định nghĩa theo sự xác định của mỗi quyền biểu quyết và dòng tiền của cổ đông.
Biến này thường dùng để bắt lấy động cơ và khả năng kiểm soát của cổ đông trong những nhà quản lý kiểm soát
6
.
Eq. dự đoán rằng hệ số của MSO-TR là âm. Để hỗ trợ cho giả thiết 1 chúng ta dự đoán rằng hệ số của MSO-Control
là dương, và để hỗ trợ cho giả thiết 2 chúng ta tiên đoán một hệ số dương cho MSO-TR-Control. Để làm tăng sức
3 Nói chung, sự định nghĩa của tỷ lệ thuế thực là thuế đã trả chia cho thu nhập chịu thuế vào lúc đó. Lý do chúng ta không sử
dụng thuế đã trả là vì sự khác nhau của thuế suất dựa trên thuế đã trả rất lớn, nó có thể ảnh hưởng đến kết quả thực nghiệm. Độ
lệch chuẩn của tỷ lệ thuế dựa trên chi phí thuế thu nhập là 0.13, trong khi tính toán đó dựa trên thuế đã trả là 3.68. Do vậy, thuế
suất dựa trên thuế đã trả không được phản ánh kế hoạch thuế dài hạn của doanh nghiệp, đề suất rằng thuế suất như vậy là không
có ý nghĩa trong phân tích thực nghiệm của ta.
4 Trong mô hình lý thuyết t
c
cao dẫn đến chi phí vốn thấp của nợ bởi vì kết quả lá chắn thuế, giá trị của nó phụ thuộc vào tình
trạng thuế của doanh nghiệp. Như chỉ rõ của Trzevant (1992), thuế suất thực thấp làm nên thu nhập chịu thuế thấp do lá chắn thuế

7
.
Một cách cụ thể, biến Depreciation là chi phí khấu hao được đo bởi tổng tài sản, được dùng như một sự đo lường để
miêu tả lá chắn thuế phát sinh bởi khấu hao. Biến TLC là biến giả, nó bằng với cái mà nếu sự thua lỗ ròng được báo
cáo trong năm trước đó và Zero nếu không, biến TLC đại diện cho lá chắn thuế có kết quả từ sự chuyển tiếp phần thuế
mất.
Chúng ta cũng đề cập đến biến giả ngành kinh doanh để kiểm soát sự khác nhau trong nợ tài chính trong các ngành
kinh doanh. Biến Industry là biến giả ngành kinh doanh. Các ngành kinh doanh được định nghĩa dựa trên sự phân loại
của thị trường chứng khoán Đài Loan
8
, và do đó chúng ta chỉ rõ 18 biến giả ngành kinh doanh trong Eq. (8). Các công
ty trong các ngành kinh doanh đã chọn sẽ tiếp tục nhận các đặc điểm tương tự cho mục đích vay nợ. Hệ số các ngành
công nghiệp có thể nói nó có ý nghĩa bởi vì các công ty trong các ngành kinh doanh đã chọn nên có những tỷ lệ nợ
như nhau từ viễn cảnh của sự hoạt động. Thời hạn Year là biến thời gian giả. Thời gian ảo thường để sử dụng trong
việc kiểm soát sự ảnh hưởng của chu kỳ kinh tế trong nợ tài chính của công ty và sự tự tương quan tiềm năng giữa số
dư.
4.2. Lựa chọn mẫu
7 Một sự đại diện khác thường hay được dùng bởi các nghiên cứu trước là tín dụng thuế đầu tư. Tuy nhiên, nghiên cứu chúng ta
không sử dụng cái này bởi vì vấn đề dữ liệu sẵn sàng do các công ty không tiết lộ những thông tin này ở Đài loan. Tuy nhiên, sự
bỏ xót tín dụng thuế đầu tư là không nhiều nghiêm trọng, bởi vì Mackie-Mason (1990) báo cáo rằng tín dụng đầu tư không làm
giảm mức sinh lợi của vấn đề nợ. Đó là lý do vì sao công ty với tín dụng đầu tư cao thường có cơ hội đầu tư tốt, cho nên họ
thường xuyên sinh lợi và do đó làm ra thu nhập chịu thuế đủ để thoát ra mọi lá chắn thuế. Trong vấn đề này, tín dụng đầu tư sẽ
không chèn ép khấu trừ lãi suất, cho rằng tín dụng đầu tư không có ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ.
8 Phân loại ngành bao gồm 19 loại: xi măng, thực phẩm, nhựa, dệt may, điện máy, thiết bị điện, hóa chất, thủy tinh, giấy, thép,
cao su, xe hơi, linh kiện điện, xây dựng, vận chuyển, du lịch, máy móc nói chung, ga và dầu…
Tất cả các biến của chúng ta đã được tính toán hoặc lấy từ báo kinh tế Đài Loan (TEJ) dữ liệu ngân hàng. Thời gian
thu thập mẫu là từ 01/1996 đến 12/2006
9
, tổng cộng 11 năm. Tất cả mẫu là các công ty đã được niêm yết trên thị
trường chứng khoán Đài Loan và OTC Đài Loan, ngoại trừ những cái trong ngành tài chính và bảo hiểm. Kích cỡ mẫu

'()
*(!"+, /*01
9 Bởi vì thông tin quyền sở hữu của cổ đông kiểm soát cung cấp bởi dữ liệu TEJ, nó chỉ có từ năm 1996, mẫu chúng ta thu thập
phù hợp với thời điểm đó – năm 1996.
234
5&567869:6;
<=>6? @:A6$:&:"A7BCD($"#E6D
FE;
GH6:IJ:&DKLE66#AM6#8N!"AC:I;
,=6? :&A$D:I;
OP6? DNNAQI!DEMDN:DE($C;
6DNBBR$"#@S;
=T6U!4$:6;
5>V6U!8 9:6;
5W6IE6DX:6;
56&Y&$"#ZA7[DN6&U7U!&DAM&E6
B\/&]&U%UAM&6(F;
^XD_26S#`!XD+E8aZS#`BXS#&1bBC:"!XD$"#&]
&U%UAM&6(F;
E_c] 6? $!XDS#`C$:"+I6ZS#`8d`1X!XDS#`;
e^Y6!Y:6;
f26]B&B\]&JdA7BDD@AME6DAQ7!DRB\/;
Ma trận tương quan trình bày trong bảng 3 cho thấy một mối tương quan nghịch giữa DR và MSO, cái mà sơ bộ phù
hợp với lập luận của chúng tôi rằng nợ và quản lý quyền sở hữu thay thế cho nhau. Vấn đề đa cộng dường như không
phải là nghiêm trọng, bởi vì các mối tương quan của tất cả các biến là thấp (dưới 0,7)18 (Như một quy luật của,
David, Sweeney, và Williams (1999) cho thấy một mối tương quan thấp hơn 0,7 là ít có khả năng gây ra các vấn đề về
đa cộng)và sự thay đổi các yếu tố lạm phát cho tất cả biến là dưới 10. Trong phân tích hiện tại, các biến nội sinh là nợ
(DR) và quyền sở hữu quản lý (MSO); phần còn lại của các biến được coi là độc lập (tức là, ngoại sinh), dựa trên số
liệu thống kê trong Bảng 3 chỉ ra mối tương quan thấp
Mối tương quan giữa DR và Control-kiểm soát là tiêu cực, có nghĩa là cổ đông kiểm soát với quyền kiểm soát cao

quản lý của cải trong giả định lợi ích kiểm soát trong các công ty lớn.
Bảng B của Bảng 4 ước tính kết quả hồi quy giai đoạn thứ hai của chúng tôi. Hệ số MSO là tiêu cực và có ý nghĩa ở
mức 1%, phù hợp với dự đoán có tồn tại một mối quan hệ cân bằng giữa nợ và quyền sở hữu quản lý. Hơn nữa, chúng
tôi tìm thấy một hệ số tiêu cực và đáng kể cho MSO * TR, phù hợp với ảnh hưởng của tình trạng thuế của công ty về
mối quan hệ giữa nợ và quyền sở hữu quản lý.
Phù hợp với giả thuyết 1, chúng ta thấy rằng hệ số của MSO*Control là tích cực đáng kể. Phát hiện này có nghĩa là có
quyền kiểm soát cao hơn, cổ đông kiểm soát có nhiều khả năng giảm thiểu tác động cố vị quản lý, điều này dẫn đến
giảm chi phí cố vị biên và chi phí tương đối cao hơn nợ trong việc giảm chi phí, làm cho các công ty sử dụng ít nợ. Hệ
số MSO * TR * Control cũng là tích cực đáng kể, và hỗ trợ giả thuyết 2. Các tác động tiêu cực về việc sử dụng nợ do
giảm thiểu tham quyền cố vị quản lý thông qua quyền kiểm soát cổ đông bù đắp cho việc tác động tích cực về việc sử
dụng nợ từ mức thuế suất cao hơn.
Việc kiểm tra kết quả trong bảng 4 là để định nghĩa của DR, chúng ta lặp lại các bài kiểm tra bằng cách xác định lại
DR như đòn bẩy thị trường, và kết quả cho thấy các kết quả không thay đổi , trong đó các hệ số của MSO và MSO *
TR vẫn còn tiêu cực đáng kể ( giá trị tương ứng là 0,0003 và 0,0007), và hệ số của MSO*Control và
MSO*TR*Control vẫn tích cực đáng kể (giá trị tương ứng là 0,0507 và 0,0863) . Chúng tôi cũng lặp lại bài kiểm tra
của chúng tôi bằng cách xác định lại DR nợ dài hạn thu nhỏ lại bởi giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu thay vì quy
mô tổng tài sản , và kết luận của chúng tôi là như nhau, các hệ số của MSO và MSO * TR vẫn còn tiêu cực đáng kể
(giá trị tương ứng là 0,0005 và 0,0000) , và những hệ số MSO*Control và MSO*TR*Control vẫn tích cực đáng kể
(giá trị tương ứng là 0,0184 và 0,0393). Ngoài ra, kết quả của chúng tôi cũng vẫn còn chất lượng tương tự bằng cách
xác định lại DR là nợ dài hạn thu nhỏ lại bởi giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu . Những kết quả cho thấy những phát
hiện của chúng tôi trong bảng 4 là đo lường DR .
Trong hình B, các hệ số của DIVY và INST là cả tích cực và có ý nghĩa, như trong hình A của Bảng 4. Một lần nữa,
điều này cho thấy hai biến này nên được ngoại sinh trong đặc điểm kỹ thuật thực nghiệm của chúng tôi. Hơn nữa, hệ
số tích cực của DIVY cũng giảm nhẹ mối lo ngại tiềm năng từ bỏ qua mức thuế cá nhân, bởi vì điều này hàm ý rằng
DIVY phản ánh tác động của tình trạng thuế nhà đầu tư, kể từ khi chi trả cổ tức của các công ty có liên quan đến mức
thuế suất đầu tư, được tìm thấy bởi Lee và cộng sự . (2006). Các hệ số của Control và Deviation đều là tiêu cực và có
ý nghĩa, phù hợp với kết quả của ma trận tương quan. Một hệ số tiêu cực đối với Deviation là phù hợp với những phát
hiện của Faccio và cộng sự. (2001), mà nợ cao hơn tạo điều kiện cho chiếm đoạt quyền sở hữu của các cổ đông kiểm
soát. Không có báo cáo cho thấy rằng hầu hết các bù nhìn công nghiệp là đáng kể, và do đó có tồn tại sự khác biệt nổi
bật trong cơ cấu vốn giữa các công ty trong ngành công nghiệp khác nhau.

giữa DR và MSO. Thực nghiệm này là quan trọng vì kết quả của bảng 4 có thể không xác thực nếu kết quả thực
nghiệm ở đây là không phù hợp với dự đoán của chúng tôi về tác động của các tham số mô hình không được kiểm tra.
Được chi tiết hóa trong thiết lập mô hình của chúng tôi, F(λ) λ biểu thị cho chi phí huy động nợ bổ sung, kết quả từ
sự suy giảm tính linh hoạt tài chính và khả năng tăng khủng hoảng tài chính, như trong thiết lập mô hình của chúng
tôi. Nếu f biểu thị sự linh hoạt tài chính doanh nghiệp, thì, do sự khác biệt dλ / dθ, chúng ta có thể suy ra được phương
trình
∂/∂f (dλ/dθ)= 〖E(θ)〗_θ/〖(C_D+ 〖F(λ)〗_λ)〗^2 ∙〖dF(λ)〗_λ/df (9)
Từ mức độ cao hơn của kết quả tính linh hoạt tài chính trong chi phí thấp hơn của huy động nợ thêm, chúng tôi biết
rằng dF(λ)λ/df là đại lượng âm, và do đó kết quả của phương trình (9) cũng là đại lượng âm. Điều này là do một f
cao hơn làm giảm giá trị sử dụng nợ trong việc giảm chi phí hoạt động doanh nghiệp và do đó làm tăng đòn bẩy, giữ
liên tục quyền sở hữu quản lý. Tương tự như vậy, nếu f đại diện cho khả năng khủng hoảng tài chính, chúng tôi nhận
ra rằng các kết quả của phương trình (9) sẽ trở thành đại lượng dương vì xác suất của khủng hoảng tài chính là đại
lượng dương liên quan đến F(λ) λ
Hơn nữa, cơ hội tăng trưởng doanh nghiệp cũng có thể ảnh hưởng đến dλ / dθ. Giả thuyết dòng tiền tự do (Jensen,
1986) hàm ý rằng các nhà quản lý có xu hướng chi tiêu dòng tiền tự do vào các dự án lãng phí, hoặc tiêu thụ đặc
quyền, được biết đến như là vấn đề đầu tư quá mức. Nói chung, vấn đề đầu tư quá mức dẫn đến gia tăng chi phí quản
lý tham quyền cố vị và ít nghiêm trọng cho các doanh nghiệp với nhiều cơ hội tăng trưởng hơn. Đó là, tiềm năng tăng
trưởng cao của một doanh nghiệp thúc đẩy các nhà quản lý chi tiêu dòng tiền tự do để đầu tư, bởi vì trong trường hợp
này, chi phí cơ hội tiêu thụ đặc quyền là rất cao do sự lấn át của các dự án NPV tích cực. Nếu G đại diện cho cơ hội
tăng trưởng, khi đó dE(θ)θ/dG là đại lượng âm và do đó sự khác biệt của G để dλ / dθ là đại lượng dương, vì cơ hội
tăng trưởng cao hơn dẫn đến giảm chi phí quản lý tham quyền cố vị.
Để kiểm tra các kết luận, chúng tôi chạy lại hai giai đoạn hồi quy bình phương nhỏ nhất bằng ba biến tương tác:
MSO* Growth (MSO*tăng trưởng), MSO*Z-Score (hệ số nguy cơ phá sản), MSO* Cash (MSO*tiền mặt)
Biến Z-score là Altman, Hatell, và Peck (1995) Z- score, 19 đo lường khả năng khủng hoảng tài chính. Một Z-score
cao hơn hàm ý một khả năng phá sản thấp hơn và đo đó liên quan tiêu cực đến F(λ) λ
Biến Cash được sử dụng để đo lường mức độ tài chính linh hoạt của một doanh nghiệp và là biến phụ bằng một nếu
số dư tiền mặt dự phòng của các quan sát là cao hơn so với trung bình của các mẫu tổng thể, và khác không. Biến
Growth được xác định ở mục 4.1.2
Dựa trên các thảo luận trên, chúng tôi dự đoán biểu hiện của MSO*Growth là đại lượng dương, MSO*Cash và
MSO*Z-score là đại lượng âm. Bảng 5 trình bày kết quả ước lượng ( chỉ có kết quả giai đoạn hồi quy thứ hai được

quy bình phương nhỏ nhất, chúng ta ước đoán rằng các kết quả không nhất quán trong tài liệu có thể do việc sử dụng
những thuật toán kinh tế khác nhau.
Để xác định rõ những điều mâu thuẫn có thể quy kết cho sự khác biệt trong các thuật toán kinh tế, trước hết chúng ta
đưa ra những bài thử nghiệm về các tranh luận của Brailsford at al, (2002) bằng việc tách rời những mẫu cao và mẫu
con thấp MSO, điều mà được xác định qua những quan sát với mức trung bình trên- dưới của bên có quyền sở hữu cổ
phần theo thứ tự. Chúng tôi lặp lại những cuộc thử nghiệm với phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất và hai giai
đoạn phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất cho hai mẫu con đó. Để so sánh sự khác biệt giữa Brailsford at al,
(2002) và Moon & Tandon (2007), chúng tôi đưa ra 3 biến số thử nghiệm và kiểm soát là MSO-TR, MSO.Control
and MSO.TR.Control. Bản số 7 đưa ra những kết quả ước lượng trước của việc sử dụng OLS và 2 giai đoạn OLS.
Phần A của Bảng 7 cho thấy bằng việc sử dụng hồi quy OLS, hệ số MSO thì tiêu cực cho các công ty có hệ số MSO
cao và tích cực cho các công ty có hệ số MSO thấp, phù hợp với phỏng đoán của Brailsford at al, (2002). Tuy nhiên,
như những gì được chỉ ra ở phần B, đưa ra 2 giai đoạn hồi quy OLS, hệ số của MSO là tích cực cho cả những công ty
có hệ số MSO thấp và cao. Điều này chứng tỏ rằng mối liên quan tích cực được báo cáo bởi Brailsford at al, (2002) là
nhạy cảm với sự phụ thuộc lẫn nhau giữa bên nợ và bên nắm quyền sở hữu.
Chúng tôi vẫn tiếp tục kiểm tra những cuộc tranh luận của Moon & Tandon (2007) bằng việc tách rời mẫu của chúng
thành những mẫu con thấp và cao, những gì mà được xác nhận bằng việc quan sát có những mức trung bình trên và
dưới của tỷ lệ giá trị thị trường cân bằng để giữ giá trị. Những kết quả chưa được công bố chỉ ra rằng, phù hợp với
Moon & Tandon (2007), chúng tôi tìm ra khi Phương pháp hồi quy OLS được sử dụng, hệ số của MSO là tích cực cho
những công ty phát triển thấp nhưng những thiết kế của nó trở nên tiêu cực khi phương pháp hồi quy hai giai đoạn
OLS được sử dụng.
Những kết quả này cho thấy rằng tầm quan trọng của việc xem xét sự ảnh hưởng của nội lực. Thêm vào đó sự liên
quan tích cực giữa bên nợ và bên nắm quyền sở hữu được báo cáo bằng những nghiên cứu trước có lẽ được diễn ra
bởi sự tương tác giữa bên nợ và bên nắm giữ quyền sở hữu, thay vì nằm dưới sự kiểm soát của nền kinh tế.
Chú thích:
Alman at al (1995) Z – score bằng [ 0.6* giá trị sổ sách của giá trị tài sản bị cầm cố/ tổng cộng nợ + (6.72* thu nhập
trước lãi và thuế + 3.26*thu nhập giữ lại + 6.56* vốn luân chuyển)/tổng tài sản]. Công thức này là đặc trưng cho thị
trường mới mẻ.
Số dư tiền mặt dự phòng được định nghĩa như một số dư tiền mặt của công ty chia cho tổng số lượng mua ròng của tài
sản cố định, những chi tiêu cho nghiên cứu và phát triển, và thanh toán lãi suất. Bằng trực giác, một số dư tiền mặt dự
phòng tốt hơn dẫn đến một mức độ linh hoạt tài chính cao hơn. Từ định nghĩa này là một viêc khó, chúng ta lặp lại

then chốt của công ty.
6. Kết luận
Nghiên cứu của chúng tôi xem xét các ảnh hưởng của cơ cấu sở hữu cuối cùng và mức thuế suất thuế thu nhập doanh
nghiệp về quan hệ đánh đổi giữa quyền sở hữu quản lý và nợ trong việc các giảm chi phí đại diện. Ngoài việc thúc
đẩy sự hiểu biết về các vấn đề đại diện, nghiên cứu của chúng tôi giới thiệu cơ cấu sở hữu và kích thước của thuế để
nghiên cứu quản trị doanh nghiệp. Dựa trên mô hình đánh đổi, chúng tôi phát triển một nền tảng lý thuyết có tính
năng hiện diện của các cổ đông kiểm soát phục vụ như thi hành kỷ luật để giám sát các hoạt động quản lý.
21 Chúng tôi làm theo định nghĩa cơ sở dữ liệu của Tej cho một công ty gia đình quản lý. Cụ thể, nếu chủ tịch và
giám đốc điều hành hội đồng quản trị đều là thành viên của kiểm soát gia đình hoặc ít nhất là ba thành viên của gia
đình kiểm soát phục vụ như quản lý hoặc thành viên hội đồng quản trị, sau đó công ty được định nghĩa là gia đình
kiểm soát. một ví dụ định nghĩa là hợp lý, vì để đạt được quyền kiểm soát, các gia đình phải chèn các thành viên vào
các vị trí công ty quan trọng.
Bảng 6 Kết quả ước lượng của hai giai đoạn hồi quy bình phương nhỏ nhất sau khi xóa giá trị ngoại lai ( chỉ có kết
quả giai đoạn thứ hai hiển thị) .
Bảng A ( 1) hình B (1) Bảng điều chỉnh C( 1)
ước tính
hệ số
tiêu
chuẩn
lôi
p- giá trị
ước tính
ước
tính
hệ số
tiêu
chuẩn
lôi
p- giá trị
ước tính

0.0005**
*
5,8362
-
17,960
0
6,8789
4,4478
1,6087
4,9151
1.9805
1.2305
0.0644
0.2172
0,0003**
*
0,0003**
*
0.0005**
*
5,8324
-
17,946
5
6,8786
4,4452
1,6131
4,9151
1.9805
1.2305

-0.0049
-1.0244
0.4774
0.3583
1.230
2
0.064
4
0.217
2
0.230
2
0.677
6
0.023
1
0.079
4
0.064
5
0.004
2
0.050
4
0.002
3
0.355
9
0.254
6

2.3267
0.0479
0.1740
-0.1439
-0.0213
0.1538
-0.0050
-1.0878
0.4824
0.3692
0.2303
0.6785
0.0232
0.0925
0.0652
0.0042
0.0506
0.0023
0.4046
0.2566
0.1835
0.6035
173.1111
2***
0.0003**
*
0.0004**
*
0.0007**
*

0.6785
0.0232
0.0925
0.0652
0.0042
0.0506
0.0023
0.4046
0.2566
0.6035
173.11
112***
0.0003**
*
0.0004**
*
0.0007**
*
0.0005**
*
0.0007**
*
0.0381**
0.0818**
0.0304**
0.0000**
*
0.0028**
*
0.0357**

-0.0564
-0.0266
-0.4433
-0.0114
-0.0081
-0.0472
0.0490
-0.2690
0.1132
-0.0509
0.0281
-0.0177
0.1060
-0.0053
0,0139***
0,2473
0.0000***
0.2270
0.0000***
0.0009***
0.0000***
0.0000***
0.0000***
0.0008**
0.0641*
0.0177**
0.3922
0.4028
0.2596
22.4849**

4.1211
-12,7358
4.7195
3.1591
0.1610
-0.5273
-0.5619
1.5557
0.0689
-0.0580
0.0087
-0.0240
0.1218
-0.0030
0,0157**
0,0143**
0.0241**
0.0144**
0.0170**
0.0230**
0.0203**
0.0309**
0.0081***
0.0000***
0.4346
0.0001***
0.1682
0.5299
0.4976
61.6760**

* * *
Ghi chú: (1) Các định nghĩa của các biến khác được mô tả trong bảng 2. Cho hình B , chỉ có kết quả của
hồi quy thứ hai giai đoạn được hiển thị.
(2) sai số chuẩn của các hệ số hồi quy được tính toán sử dụng (1980) thủ tục heteroskedasticity - sửa
chữa + White.
(3) Các chữ *** , ** và * biểu hiện ý nghĩa thống kê ở mức 1 %, 5% và 10%
Chúng tôi cho thấy, nợ và quyền sở hữu chứng khoán của nhà quản lý là cơ chế thay thế trong việc
giảm các chi phí đại diện và do đó có tồn tại một mối quan hệ đánh đổi giữa chúng.Ngoài ra, do tỷ
lệ thuế thu nhập của một công ty tạo ra lá chắn thuế của các khoản thanh toán lãi suất, do đó nó tăng
cường mối quan hệ đánh đổi vì chi phí thấp hơn do nợ nần. Chúng tôi cũng cho thấy quyền kiểm
soát của cổ đông nắm quyền kiểm soát làm suy yếu mối quan hệ cân bằng giữa nợ và quyền sở hữu
quản lý,và quyền kiểm soát cao hơn làm suy yếu hiệu quả tăng cường mức thuế suất của một công
ty về mối quan hệ đánh đổi. Bằng cách sử dụng hai giai đoạn đồng thời bình phương nhỏ nhất hồi
quy để kiểm soát cho nội sinh tiềm năng giữa quyền sở hữu quản lý và nợ, kết quả thực nghiệm của
chúng tôi là phù hợp với dự đoán của chúng tôi.
Mô hình kinh tế chúng tôi sử dụng có thể giải quyết những mối quan tâm lựa chọn nội sinh về quản
trị và các chính sách tài chính , do đó các bài kiểm tra của chúng tôi cung cấp bằng chứng mạnh mẽ
hơn các nghiên cứu tiến hành chỉ OLS . Bởi vì mối quan hệ chính xác giữa quyền sở hữu quản lý và
đòn bẩy về tài chính là không phù hợp trong các tài liệu , kết quả của chúng tôi giúp giải quyết một
khu vực hỗn hợp của nghiên cứu. Chúng tôi kết luận rằng mối quan hệ tích cực được tìm thấy bởi
các nghiên cứu trước , vì nó dựa trên phân tích OLS , có thể thực sự được thúc đẩy bởi sự phụ thuộc
lẫn nhau giữa nợ và quyền sở hữu quản lý và do đó giả . Hơn nữa, mặc dù sự hiện diện của các cổ
đông nắm quyền kiểm soát sẽ giúp giảm bớt tham quyền cố vị quản lý, nó cũng dẫn đến một loại
tham quyền cố vị , do đó mà các cổ đông nắm quyền kiểm soát đóng vai trò giám sát và đồng thời
cũng là người chiếm đoạt.
Trong ý thức thông thường , công việc của chúng tôi bổ sung cho nhiều nghiên cứu nhằm hiểu rõ
thêm về cách thuế ảnh hưởng đến quyết định kinh doanh . Nghiên cứu của chúng tôi cũng góp phần
vào việc nghiên cứu về yếu tố quyết định xác định cơ cấu vốn chéo và hỗ trợ các dự đoán của các
mô hình đánh đổi của công ty. Từ góc độ chính sách , nghiên cứu của chúng tôi cho thấy sự tương
tác giữa tỷ lệ thuế doanh nghiệp và cơ cấu tổ chức năng động , có nghĩa là hoạch định chính sách

Crutchley , C. E. , và Hansen, R. S. ( 1989). Một thử nghiệm của lý thuyết cơ quan sở hữu quản lý,
đòn bẩy của công ty , và cổ tức của công ty . Quản lý tài chính ,
18 , 36-46 .
David , RA, Sweeney , DJ, & Williams, hỗ trợ kỹ thuật ( 1999). Thống kê cho kinh doanh và kinh
tế ( 7th ed . ) Cincinnati, OH : Nam - Western College xuất bản .
DeAngelo , H., DeAngelo , L. , và đức giả , TM (2011). Động cơ cấu nguồn vốn và nợ tạm thời .
Tạp chí Kinh tế tài chính , 99, 235-261 .
DeAngelo , H., & Masulis , R. W. (1980) . Cơ cấu vốn tối ưu dưới thuế doanh nghiệp và cá nhân.
Tạp chí Kinh tế tài chính , 8, 3-30 .
Demsetz , H. ( 1983). Cơ cấu sở hữu và lý thuyết của công ty. Tạp chí Luật và Kinh tế , 26, 301-325
.
Demsetz , H., & Lehn , K. ( 1985). Cơ cấu sở hữu của công ty : Nguyên nhân và hậu quả. Tạp chí
Kinh tế Chính trị , 93, 1155-1177 .
Thăng trầm, T. W. ( 1993). Công ty đòn bẩy và lá chắn thuế nondebt : Bằng chứng về lấn át .
Financial Review, 28, 549-583 .
Du , J. , & Đại, Y. (2005). Cơ cấu sở hữu của công ty cuối cùng và cơ cấu vốn : Bằng chứng từ các
nền kinh tế Đông Á. Quản trị doanh nghiệp : Một quốc tế
Xem xét, 13 (1) , 60-71 .
Easterbrook , F. (1984). Hai cách giải thích cơ quan chi phí cổ tức . Kinh tế Mỹ, 74 , 650-659 .
Faccio , M. , Lang , L. H. P. , & Young , L. ( 2001). Nợ và quản trị doanh nghiệp . 2001 cuộc họp
của Hiệp hội Kinh tế tài chính .
Fama , E. F. , & Jensen , M. ( 1983). Tách quyền sở hữu và kiểm soát. Tạp chí Luật và Kinh tế , 26,
327-349 .
Người bạn, I. , & Lang , L. H. P. (1988) . Một bài kiểm tra thực nghiệm về quản lý lợi ích về cơ cấu
vốn của công ty . Tạp chí Tài chính , 53, 271-281 .
Fullerton , D. (1984). Mà hiệu quả thuế suất ? Tạp chí quốc gia thuế , 37 , 23-42 .
Givoly , D. , Hahn , C. , Ofer , A. , & Sarig , O. (1992) . Thuế và cơ cấu nguồn vốn : Bằng chứng từ
phản ứng của các công ty để Đạo luật cải cách thuế năm 1986 . Xem xét các tài chính
Nghiên cứu , 5, 331-355 .
González , V. M. ( 2013) . Đòn bẩy và hiệu suất của công ty : bằng chứng quốc tế . Xem quốc tế

Tài chính, 30 , 229-246 .
Mackie -Mason , J. ( 1990). Làm ảnh hưởng đến các quyết định thuế tài chính của công ty? Tạp chí
Tài chính , 45 , 1471-1493 .
Miller, M. (1977) . Nợ và thuế. Tạp chí Tài chính , 32 , 261-275 .
Mặt trăng, D. , & Tandon, K. (2007). Ảnh hưởng của cơ hội phát triển về mối quan hệ giữa quyền
sở hữu vốn cổ phần và đòn bẩy. Xem xét lại định lượng Tài chính
Kế toán , 29, 339-351 .
Rozeff , M. ( 1982). Tăng trưởng , phiên bản beta và cơ quan chi phí như yếu tố quyết định tỷ lệ chi
trả cổ tức . Tạp chí Nghiên cứu tài chính , 5, 249-259 .
Schooley , D. K. , & Barney , L. D. , Jr (1994). Sử dụng chính sách cổ tức và quyền sở hữu quản lý
để giảm chi phí cơ quan . Tạp chí Nghiên cứu tài chính , 17, 363-373 .
Seetharaman , A. , Swanson, ZL , & Srinidhi , B. (2001). Bằng chứng phân tích và thực nghiệm về
tác động của mức thuế suất thuế thương mại-off giữa nợ và quản lý
quyền sở hữu . Tạp chí Kế toán , Kiểm toán và Tài chính , 16, 249-272 .
Shevlin , T. ( 1990). Ước tính tỷ suất thuế cận biên của công ty với điều trị bất đối xứng của được
và mất. Tạp chí Hiệp hội Thuế, 12 , 51-67 .
Shleifer , A. , và Vishny , R. W. (1997) . Một cuộc khảo sát của quản trị doanh nghiệp . Tạp chí Tài
chính , 52 , 737-783 .
Smith, W. S., & Conover , J. A. ( 1993). Rủi ro và cân bằng cối xay : lựa chọn cơ cấu vốn các nhà
đầu tư sợ rủi ro . Xem xét lại định lượng Tài chính và
Kế toán , 3, 367-382 .
Trezevant , R. ( 1992). Tài chính nợ và tình trạng thuế : Các thử nghiệm của hiệu ứng thay thế và
giả thuyết kiệt sức thuế sử dụng phản ứng của các công ty với kinh tế
Luật Thuế thu hồi năm 1981. Tạp chí Tài chính , 47 , 1557-1568 .
Warfield , TD, hoang dã , JJ , và hoang dã , KL (1995). Quyền sở hữu quản lý, lựa chọn kế toán, và
informativeness thu nhập. Tạp chí Kế toán và Kinh tế , 20,
61-91 .
Warner , J. B. (1977) . Chi phí phá sản : Một số bằng chứng . Tạp chí Tài chính , 32 , 337-347 .
Trắng , H. ( 1980). Một ma trận hiệp phương sai ước lượng heteroscedasticity nhất quán và kiểm tra
trực tiếp cho heteroscedasticity . Kinh tế , 48 , 817-838 .