Optimizarea structurii de finantare si evidentierea factorilor [630044]

1 
 Optimizarea structurii de finantare si evidentierea factorilor
determinanti

Autor: CONTOLENCU MIHAELA

Capitolul 1 Importan ța structurii capitalului
1.1 Introducere
De-a lungul timpului, decizia de finan țare, reprezentat ă prin alegerea surselor de finan țare și stabilirea
structurii financiare optime a constituit una dintre preocup ările principale pentru teoria și practica financiar ă. În
încercarea de a explica modul în care întreprinderile î și finanțează activele și factorii care influen țează aceste
decizii de finan țare, au fost propuse de-a lungul timpului o serie de modele teoretice și practice ale structurii
capitalului.
Am decis s ă aleg aceast ă tematică tocmai datorit ă existenței unui num ăr atât de mare de studii realizate,
dar cu toate acestea foarte pu ține concretizate pe România. Scopul lucr ării de față, este de a sublinia importan ța
și complexitatea capitalului întreprinderii și a structurii acesteia, analizând datele disponibile în perioada 2006-
2010, pentru întreprinderile din România cotate la Bursa de Valori Bucure ști (BVB). De asemenea, analiza a
căutat să valideze ipotezele acelor teorii ale structurii capitalului care explic ă cel mai bine comportamentul de
finanțare al întreprinderilor din România precum și diferențele privind deciziile de finan țare specifice
întreprinderilor din economiile dezvolta te versus cele în curs de dezvolta re. Astfel, pentru formularea unor
concluzii cât mai relevante, am extins cercetarea și asupra unor țări emergente: Polonia și Lituania.
În vederea realiz ării celor prezentate mai sus, pa șii pe care i-am urm ărit în cercetarea mea au fost
următorii:
 Identificarea și structurarea factorilor determinan ți ai structurii de finan țare pornind de la ipotezele și
concluziile principalelor teorii, luând în considerare și studiile empirice realizate la nivel interna țional;
 Analiza pe componente a gradului de înda torare a firmelor din Europa Emergent ă pe baza datelor
din conturile financiare anuale;
 Analiza descriptiv ă-comparativ ă a structurii de finan țare pentru firmele din Polonia, Lituania și
România.
 Analiza econometric ă a factorilor determinan ți ai structurii financiare pornind de la un e șantion
reprezentativ de firme din cele trei t ări emergente;
 Încercarea de stabilire a unei structuri optime de finan țare, prin maximizarea valorii întreprinderii.
Pe lângă cele prezentate mai sus, am avut ca punct de pornire în cercetare , în primul rând,
delimitările conceptuale referitoare la structura de capital sau structura financiar ă și diferitele accep țiuni ale

2 
 acesteia (structur ă optimă) și, în al doilea rând, prezentarea sintetizat ă a demersurilor teoretice și a studiilor
empirice de explicare a modelelor de optimizare a structurii financiare și identificarea factorilor determinan ți ai
îndatorării.
În concluzie, am dorit s ă reliefez principalii factori determinan ți ai structurii financiare a întreprinderii
în teorie și practică, cu o referire deosebit ă la întreprinderile românesti, precum și modul în care ace știa pot fi
utilizați în scopul maximiz ării valorii agentului economic, considerând c ă acestea pot fi informa ții importante
pentru investitori.
1.2 Considera ții conceptuale

Structura financiar ă reprezint ă unul dintre cele mai utilizate concepte în finan țele corporative și
managementul financiar, majoritatea lucr ărilor din acest domeniu re ținând ca idee de baz ă în definirea acestuia
multiplele posibilit ăți de combinare a surselor utilizate de c ătre o firm ă pentru finan țarea activit ății sale. Cum
însă sub aspect financiar, no țiunea de structur ă se regăsește în teoria de specialitate sub urm ătoarele nuan țări:
structură de finanțare, structur ă de capital, structur ă financiar ă, se impun anumite clarific ări.
Problema care se pune este dac ă între elementele enun țate există o echivalen ță, sau din contr ă, o
diferențiere netă. În cele mai multe lucr ări, termenii de structură financiar ă, structur ă de capital și structur ă
a capitalurilor sunt considera ți sinonimi. Stancu (2002 , pag. 664) consideră că „structura financiar ă a
întreprinderii sau structura capitalurilor desemneaz ă totalitatea surselor de finan țare (proprii din autofinan țare și
din majorarea de capital social; împrumutate comercial, bancar sau obligatar și mixte, derivate), precum și
ponderile acestora fa ță de total în valori contabile și în valori de pia ță”. Un punct de vedere similar întâlnim și la
alți autori ce consider ă că prin structura financiar ă (numită și structura de capital) se în țelege raportul existent
între finan țările pe termen lung și cele pe termen scurt1 sau componen ța capitalurilor procurate atât pe surse de
provenien ță cât și pe intervale de folosin ță2.Conform acestor opinii, putem trage concluzia c ă există un element
de diferen țiere reprezentat de scaden ța fondurilor împrumutate. Astfel, în timp ce structura de finan țare cuprinde
totalitatea elementelor (indiferent de natura și termenul pentru care sunt atrase de întreprindere), structura
financiară (de capital) se define ște doar pe baza surselor de finan țare pe termen mediu și lung. Raportul ce se
stabilește între structura financiar ă și cea de finan țare este un raport de la parte la întreg. 3
Structura financiar ă reflectă, deci, compozi ția tuturor capitalurilor firmei și se exprim ă ca raport fie
între capitalurile proprii și datoriile firmei, fie între sursele interne de finan țare ale acesteia și cele externe, fie
între finan țările pe termen scurt și finanțările pe termen lung.
În general, pentru o firm ă există posibilitatea alegerii între mai multe structuri financiare alternative. În
acest context apare ca relevant ă stabilirea semnifica ției, alături de termenul general de structur ă de capital, a
                                                             
1 Toma, Mihai, F. Alexandru, “ Finante si gestiune financiara de intreprindere ”, Ed. Economica, Bucuresti, 1998, pag. 43  
2 Giurgiu, Aurel, “ Opinia cu privire la raportul dintre capitalul pr opriu si cel imprumutat la societatile comerciale ”, revista Finante. Credit. Contabilitate,
nr.3/1992, pag 27.  
3 Tudose, Mihaela-Brandusa, “ Gestiunea capitalurilor intreprinder ii. Optimizarea structurii finaciare ”, Ed. Economica, Bucuresti, 2006, pag 100-101

3 
 unui concept conex, precum cel de structură optimă a capitalului . Astfel, pentru un proiect de investi ții, o
firmă poate alege oricare dintre surse sau poate s ă le combine în diferite forme dar se pune problema care surs ă
sau ce combina ție este mai bun ă pentru a maximiza valoarea firmei, obiectivul final. Ca urmare, structura
capitalului ar trebui examinat ă din punct de vedere al impactului asupra valorii firmei.
Structura optim ă a capitalului pentru o întreprindere este reprezentat ă de acea combina ție între capitalul
propriu și cel împrumutat care duce la maximizarea pre țului de pia ță a acțiunilor întreprinderii respective. În
același timp, structura financiar ă optimă constituie acel mix de surse de finan țare care determin ă o minimizare a
costului mediu ponderat al capitalurilor firmei. În acest sens, structura capitalului poate fi interpretat ă în termeni
de structur ă țintită a capitalului care s ă echilibreze gradul de risc cu rata de rentabilitate. Utilizarea capitalului
împrumutat în propor ție mai mare determin ă creșterea gradului de risc al câ știgurilor firmei, dar o rat ă mai mare
a îndatorării înseamn ă în același timp, și o rată de rentabilitate estimat ă la o valoare superioar ă. Gradul mai
mare de risc asociat cu o rat ă mai mare a îndator ării tinde s ă scadă prețul acțiunilor pe pia ță dar estimarea unei
rate superioare de re ntabilitate duce la cre șterea acestui pre ț și se ajunge la echilibru. Astfel, structura optim ă a
capitalului este cea care realizeaz ă un echilibru între gradul de risc și rata de rentabilitate estimat ă și
maximizeaz ă în acest fel, pre țul de piață al acțiunilor. 4
Trebuie s ă avem în vedere pe lâng ă cele expuse mai sus și faptul ca cele dou ă mari grupe de surse de
finanțare: capitaluri proprii și capitaluri împrumutate (datorii) dețin anumite caracteristici în func ție de care
se poate determina structura financiar ă optimă.
Pe de o parte, capitalul propriu asigur ă investitorilor controlul asupra firmei ca proprietari ai acesteia.
Oricum firma nu poate utiliza doar finan țarea prin capital propriu pentru c ă obiectivul ra țional este de a
maximiza valoarea firmei. Costul unei cre șteri de capital va fi mai mare decat costul celui existent și cum
modelul de risc pentru capital este mai ridicat, ratele de rentabilitate sunt mai mari ceea ce va conduce la
vânzarea de capital la pre țuri mai sc ăzute pe pia ță.
Pe de altă parte, capitalul împrumutat genereaz ă investitorilor o anumit ă rentabilitate fix ă și dreptul de a
fi primii desp ăgubiți în caz de lichidare. Cre șterea capitalului împrumutat este avantajos de asemenea și pentru
firmă în multe cazuri. În primul rând, cheltuielile cu dobâ nzile sunt deductibile, ceea ce reduce costul efectiv al
îndatorarii. În al doilea rând, creditorii (cei ce de țin obligațiuni) primesc o rat ă fixă, așa că acționarii nu trebuie
să împartă profiturile dac ă afacerea are profit.
Delimitarea precis ă a propor țiilor diferitelor surse de finan țare care definesc structura optim ă a
capitalurilor firmei, precum și identificarea factorilor determinan ți ai alegerii între mai multe surse de finan țare
în vederea maximiz ării valorii firmei, au f ăcut obiectul, mai ales în ultimele cinci decenii, a numeroase lucr ări
din domeniul finan țelor firmelor. În pofida, îns ă, a formul ării de numeroase teorii care au încercat s ă identifice
cum se fundamenteaz ă deciziile de finan țare ale firmelor și să defineasc ă ideea de optimalitate a structurii
financiare, o teorie coerent ă a opțiunilor de finan țare ale firmelor înc ă nu a fost conturat ă. În cele din urm ă,
                                                             
4 Tudose, Mihaela-Brandusa, “ Gestiunea capitalurilor intreprinder ii. Optimizarea structurii finaciare ”, Ed. Economica, Bucuresti, 2006, pag 103

4 
 dificultatea teoriei structurii capitalului se afl ă undeva între și printre aceste dou ă surse de baz ă a capitalui,
datorii și capital propriu și interesele celor trei de ținători majoritari ai firmei, ac ționarii, managerii și
respectiv creditorii.
Capitolul 2 Prezentarea pricipalelor teorii și studii empirice privind
structura capitalului

Structura capitalului este una dintre cele mai controversate și interesante probleme ale finan țelor
întreprinderii (corporate finance) și a avut parte de aten ția cercetătorilor o dat ă cu apariția remarcabilei lucr ări a
lui Modigliani și Miller (1958). Multe teorii privind structura cap italului s-au dezvoltat, bazându-se pe cadrul
lor teoretic.
Acest capitol prezint ă pe scurt literatura de specialitate, care va asigura funda ția de baz ă a acestui
studiu. Abord ările variate utilizate în acest studiu deriv ă din literatura de specialitate prezentat ă în acest capitol.
Acest capitol a fost organizat în dou ă secțiuni: cadrul teoretic prezentat în prima parte și în a doua parte au fost
cuprinse studiile empirice.
2.1 Teorii ale structurii capitalului

Teoriile structurii capitalului au fost înd eaproape cercetate în literatura financiar ă. Cea mai important ă,
lucrarea lui Modigliani si Miller (1958) a realizat baza teoretic ă pentru cercet ările viitoare asupra teoriei
structurii capitalului. Contribu ția diferiților cercet ători și economi ști financiari au dat noi dimensiuni teoriilor
structurii capitalului, în particular prin luarea în considerare a fiscalit ății (Modigliani and Miller, 1963), a
costurilor de faliment (Stiglitz, 1972; Titman, 1984), co sturilor de agent (Jensen and Meckling, 1976; Myers,
1977; Jensen, 1986), impozitele personale (Miller, 1977) și a asimetriei informa țiilor (Ross, 1977; Myers and
Majluf, 1984; Myers, 1984). Discu țiile teoretice privitoare la structura financiar ă a întreprinderii apar în teoria
financiară sub forma a trei abord ări diferite: concep ția tradițională, abordarea Miller-Modigliani și concepția
modernă. Acest subcapitol este dedicat ob ținerii unei scurte priviri asupra acestor teorii.
2.1.1 Teoria tradi ționala (clasic ă)

După modelul tradi țional, datoria are un cost mai sc ăzut decât fondurile proprii deoarece ea este mai
puțin riscant ă (Kd < Kcp). Prin urmare, o cre ștere moderat ă a datoriei poate s ă reducă CMPC deoarece se
substituie o surs ă mai puțin scump ă cu o surs ă mai scump ă. Modelul tradi țional se bazeaz ă pe constat ările
următoare :
 Rata de randament solicitat ă de către acționari (Kcp) cre ște odată cu rata de îndatorare deoarece
are loc o cre ștere a riscului financiar; când indicele datoriei cre ște dincolo de un anumit punct, Kcp cre ște.

5 
  Costul de finan țare prin datorii (Kd) r ămâne stabil pân ă la un anumit nivel al îndator ării, apoi
rata de randament solicitat ă de către creditori cre ște ca urmare a riscurilor angajate prin îndatorare.
Conform acestei teorii, costul mediu ponderat al capitalului scade pân ă la un punct și apoi crește în timp
ce și gradul de îndatorare cre ște. Structura optim ă de capital va fi în punctul de minim al costului mediu
ponderat al capitalului. Se va re ține totuși că acest model tradi țional nu ține cont de fiscalitate și neglijeaz ă
economia de impozit ce se permite a fi realizat ă ca urmare a îndator ării.5
2.1.2 Abordarea Modigliani și Miller

I. Teoria irelevan ței structurii financiare (modelul f ără fiscalitate)

Una dintre teoriile care au stat la baza dezvolt ării explozive pe care le-a înregistrat știința și practica
financiară o reprezint ă modelul economi știlor Modigliani și Miller, elaborat în 1958, referitor la neutralitatea
politicii de finan țare față de valoarea întreprinderii și a costului capitalului.6
Spre deosebire de teoria tradi țională, abordarea MM reprezint ă o construc ție bazată pe anumite ipoteze
ce caracterizeaz ă o situație ideală, departe de a fi probate în realitate. Consider ăm oportun ă prezentarea
ipotezelor ce au stat la baza fundament ării modelului MM a șa cum au fost ele redate de literatura financiar ă
(vezi Anexa 1 ).7
Astfel, lucrarea lui Modigliani și Miller (1958) asupra structurii capitalului ce are la baz ă ipotezele
prezentate, concluzioneaz ă că valoarea unei societ ăți îndatorate este egal ă cu cea a unei societ ăți echivalente
neîndatorate adic ă, valoarea unei firme este independent ă de gradul de îndatorare al acesteia ( Propozitia I
MM). Astfel, valoarea de pia ță a unei firme este independent ă de structura capitalului și este determinat ă prin
capitalizarea rezultatului brut opera țional așteptat cu o rat ă constant ă, corespunz ătoare clasei de risc a
întreprinderii8. În Propoziția II referitoare la costul capitalului propriu exprim ă faptul că costul mediu ponderat
al capitalului unei întreprinderi nu variaz ă odată cu raportul datorii/capitaluri proprii, nu este influen țat de
gradul de îndatorare).
Prin urmare, având în vedere imaginea creat ă de cele 2 propozi ții ale teoriei lui MM, este c ă atât
valoarea întreprinderii cât și costul capitalului acesteia sunt independent e de structura capitalului, deci structura
capitalului este irelevant ă.
II. Modelul Modigliami Miller în prezen ța fiscalității

După cinci ani de la lucrarea original ă, în 1963 Modigliani și Miller au publicat un al 2-lea articol în
care au introdus fiscalitatea. Reluând pr oblematica structurii capitalului, Miller și Modigliani au dezvoltat teoria
                                                             
5 Brezeanu, Petre, “ Management financiar. Managementul deciziilor de finantare .” Ed. Universitatii Romano-Britanice, Bucuresti, 2005 pag 46  
6 Dragota, Mihaela, “Decizia de investire pe piata de capita l”, Ed. ASE, Bucuresti, 2006, pag 65  
7Tudose, Mihaela-Brandusa, “ Gestiunea capitalurilor intreprinder ii. Optimizarea structurii finaciare ”, Ed. Economica, Bucuresti, 2006, pag pag 122  
8 Modigliani F., M.H. Miller, “ The cost of capital, corporat e finance and theory of investment ”, pag. 268-9.

6 
 anterioară, analizând efectul fiscalit ății asupra datoriilor și capitalurilor proprii, compar ănd valoarea unei firme
neîndatorate cu valoarea unei firm e similare care are în componen ța capitalului permanent și datorii.9
Concluziile la care ajung cei doi economi ști sunt formulate în dou ă propoziții:
Propoziția 1. Valoarea unei firme îndatorate este egal ă cu valoarea unei firme neîndatorate din aceea și
clasă de risc plus câ știgul datorat efectului de levier financiar. Acest câ știg se obține prin multiplicarea dobânzii
cu rata impozitului pe profit și reprezint ă economia fiscal ă. În măsura în care economia fiscal ă crește o dată cu
îndatorarea, societatea poate m ări valoarea sa, substituind fondurile proprii cu datoria.
Propoziția 2. Costul capitalului propriu al unei firme înda torate este egal cu costul capitalului unei
firme neîndatorate din aceea și clasă de risc, la care se adaug ă o primă de risc ce depinde de:
 diferența dintre costul capitalului propriu al unei firme neîndatorate și costul capitalului împrumutat;
 gradul levierului financiar;
 cota impozitului pe profit.
Această teorie, sugereaz ă că la un grad de îndatorare de 100% co stul mediu ponderat al capitalului este
minim, iar valoarea firmei este maxim ă, adică este necesar ă o îndatorare maxim ă pentru a beneficia de avantajul
oferit prin economia fiscal ă.10 În ipoteza impozit ării, structura financiar ă nu mai este neutr ă deoarece dobânda
fiind deductibil ă în calculul profitului impozabil, costul mediu ponderat al capitalului la o firm ă îndatorat ă se
reduce ca urmare a diminu ării costului real al dobânzilor cu economiile fiscale și deci structura financiar ă
influențează valoarea companiei.11
Totuși este nerealist s ă considerăm că managerii trebuie s ă urmărească creșterea ratei de îndatorare pân ă
la o limit ă superioar ă pentru a maximiza valoarea total ă a întreprinderii. Pe m ăsura creșterii îndator ării, se
schimbă poziția întreprinderii fat ă de partenerii s ăi de afaceri și automat scade valoarea întreprinderii, ca urmare
a cresterii riscului financiar si implicit a aparitiei riscului de faliment. Cu alte cuvinte, valoarea întreprinderii
îndatorate cre ște cu valoarea actual ă a economiilor fiscale și scade cu valoarea costurilor de faliment. 12

III. Extensii ale teoriei structurii optima le a capitalului (impozitul personal)13

Într-un articol publicat în 1977 în Journal of Finance, M.H.Miller ține cont de fiscalitatea întreprinderii
și de fiscalitatea personal ă a investitorului14. Modelul lui Miller [1977]15 modifică unele dintre concluziile
modelului clasic al lui Modigliani și Miller, prin luarea în considerare și a fiscalit ății pe veniturile personale ale
investitorilor.
                                                             
9 Ivanescu, Dan Nicolae, “ Factorii determinant ai structurii financiare ”, Editura ASE, Bucuresti, 2007, pag 13  
10 Tudose, Mihaela-Brandusa,” Gestiunea capitalurilor intreprinder ii. Optimizarea structurii finaciare ”, Ed. Economica, Bucuresti, 2006, pag 129-132  
11 Dragota, Mihaela, “ Decizia de investire pe piata de capital ”, Editura ASE, Bucuresti, 2006, pag 47  
12 Dinesh Prasad Gajurel, “ Capital Structure Management in Nepalese Enterprises ”,Master’s Degree Thesis , Kathmandu: Faculty of Management,
Tribhuvan University, 2005
13 Tudose, Mihaela-Brandusa,” Gestiunea capitalurilor intreprinder ii. Optimizarea structurii finaciare ”, Ed. Economica, Bucuresti, 2006, pag 134  
14 Petre Brezeanu, Management financiar. Ma nagementul deciziilor de finantare. Ed. Un iversitatii Romano-Britanice, Bucuresti, 200 5 ,pag 47 
15 Miller, M.H., “ Debt and taxes” , Jour nal of finance, no. 2, 1977 p. 261-275

7 
 Companiile care dezvolt ă strategii bazate pe neîndatorare sau pe o îndatorare sc ăzută vor avea ca „pia ță
de desfacere” a obliga țiunilor emise investitorii ale c ăror niveluri ale venitului îi plaseaz ă în tranșele superioare
de impozit, în timp ce acelea care se îndatoreaz ă mult își vor găsi drept creditori acele persoane care se
încadreaz ă în tranșele inferioare de venit impozabil. Sau altfel spus, companiile pl ătitoare de dividende de valori
mari vor fi preferate de investitorii scuti ți de impozit sau de aceia care se încadreaz ă în tranșe de venit
impozabil inferioare, iar cele care nu distribuie dividende mari, dar ofer ă acționarilor câ știguri de capital
ridicate vor fi preferate de pl ătitorii de impozit afla ți în tranșe superioare de venit impozabil.
Ca o concluzie, teoria lui Miller sus ține că acele companii ce sunt mai pu țin îndatorate vor atrage acei
acționari ale c ăror cote de impozitare a veniturilor personale dep ășesc cotele de impunere a profiturilor
companiilor și invers, investitorii c ărora le corespund cote de impunere a veniturilor reduse vor prefera
îndatorarea corporativ ă în locul celei personale.16
2.1.3 Teorii actuale privind structura capitalului

Alte curente de gândire, ap ărute în anii ’70, precum teoria semnalului și teoria de agent, permit
analizarea practicilor de finan țare ale întreprinderilor și constituirii structurii financiare, prin luarea în
considerare a conflictelor poten țiale dintre diferi ții deținători de titluri financiare: manageri, ac ționari și
creditori. Pe lâng ă acestea voi avea în vedere și teoria echilibrului, pe cea a ierarhiz ării surselor de finan țare
precum și o teorie a structurii capitalui ap ărută mai recent, și anume teoria sincroniz ării cu piața (market timing
theory).
I. Teoria arbitrajului static17

Teoria arbitrajului static explică cum se poate atinge o structur ă financiar ă optimală în scopul
maximizării valorii firmei (Brealey, Myers și Marcus, 2001). Teoria sus ține că o firmă poate să crească nivelul
îndatorării până în punctul în care valoarea câ știgului fiscal adi țional, determinat de caracterul deductibil al
dobânzilor pl ătite, compenseaz ă costurile asociate dificult ăților financiare sau falimentului.
Costurile falimentului includ costurile directe, adic ă costuri administrative de instalare a unui consiliu
de supraveghere, costuri legate de urm ărire judiciara și alte costuri direct ocazionate de faliment sau
reorganizarea firmei. Aceste costuri sunt relativ mici în compara ție cu valoarea de pia ță a firmei.
În schimb, costurile indirecte pot fi semnif icative afectând atât costul datoriilor, cât și pe cel al
capitalului propriu. Odat ă ce creditori percep cre șterea probabilit ății pierderii financiare ei cer un venit mai
mare pentru capitalurile ce le -au imobilizat, vor solicita o prim ă de risc de insolvabilitate. De asemenea,
acționarii au aceea și preocupare, întrucât dac ă pierderea financiar ă devine destul de acut ă firma se îndreapt ă
spre faliment, astfel costurile cerute și de acestia vor duce la reducerea valorii firmei.
                                                             
16 Dragota, Mihaela, “ Decizia de investire pe piata de capital ”, Editura ASE, Bucuresti, 2006, pag 84-85  
17 În anumite lucr ări din România se utilizeaz ă uneori și formularea de teoria compromisului , a echilibrului în baza tradu cerii termenului „trade-off”.

8 
 În concluzie, rezult ă că o creștere a datoriilor are o influen ță pozitivă asupra valorii firmei prin
intermediul impozit ării (deductibilit ății dobânzii) și o influen ță negativă datorată costurilor falimentului. Dac ă
acești doi factori ac ționează conjugat, atunci rezult ă o structur ă optimă a capitalului.

II. Teoria de agent
Teoriile descrise anterior se bazeaz ă pe premisa c ă interesele managerilor financiari ai întreprinderilor
și cele ale ac ționarilor sunt perfect aliniate, iar luarea deciziilor de finan țare se face întotdeauna în interesul
acționarilor existen ți. Jensen și Meckling (1976) au argumentat îns ă că aceste ipoteze sunt neverosimile sub
aspect teoretic și imposibil de testat empiric.18 Analizând firma ca un ansamblu eterogen de interese, au
identificat astfel dou ă tipuri de conflicte: între acționari și manageri și între acționari și creditori , sursa
conflictelor fiind de fapt acea separarea între proprietate și control19.

A. Conflictele dintre ac ționari și manageri

Jensen și Meckling (1976) au sus ținut că între manageri și acționari exist ă o relație de tip agent ,
conform c ăreia managerii ca agen ți ai acționarilor (numi ți și principali ) sunt nevoi ți să acționeze în interesul
acestora. Îns ă managerii nu ac ționează întotdeauna în interesul ac ționarilor, ci urm ăresc o serie de beneficii
private. Ac ționarii pot descuraja asemenea transferuri de valoare prin diferite mecanisme de monitorizare și
control, inclusiv prin supervizarea manager ilor, dar acestea presupun anumite costuri. Jensen și Meckling
(1976) au definit cheltuielile de monitorizare ale managerilor costuri de agent . Aceste costuri de agent generate
practic de conflictele de interese ap ărute la nivelul întreprinderii determin ă structura capitalului întreprinderii și
sunt explicitate de teoria de agent .
Conform articolele lui Jensen si Meckling20, Jensen21, Harris si Raviv22, Stulz23 o metod ă de reducere a
costurilor de agent este finan țarea din surse împrumutate. În cazul unei întreprinderi îndatorate, riscul de
faliment ridicat, ce poate fi interpretat ca o provocare pentru manageri, îi va stimula pe ace știa pentru a fi cât
mai performan ți în a cre ște profiturile și valoarea firmei. Cre șterea valorii de pia ță a firmei va determina și o
creștere propor țională a remuner ării managerilor. Pentru ac ționari, îndatorarea are un efect de levier asupra
rentabilității capitalurilor proprii și, deci, a cre șterii valorii lor. În acest fel, îndatorarea cointereseaz ă atât
managerii, cât și acționarii, dar creeaz ă conflicte cu o alt ă categorie de stakeholders – creditorii.24

B. Conflictele dintre actionari și creditori
                                                             
18 Gabriela Mihalca,Brendea “Efectele conditiilor de piata asupr a structurii capitalului entitatilo r economice” Univ.Babes-Bolay, Teza doctorat, Iasi, 2011
19 Dragota, Mihaela, “ Decizia de investire pe piata de capital ”, Editura ASE, Bucuresti, 2006, pag 97  
20 Jensen, M. Meckling, W., Theory of the firm: Managerial behavio r, agency costs, and capital structure , “Journal of Financial Economics”, 3, 1976  
21 Jensen, M ., Agency costs of free cash-flow, corporate finance and takeovers ,”American Economic Review”, 76, 1986  
22 Harris, M.,Raviv, A ., Capital structure and the informational role of deb t,”Journal of Finance”,45, 1990  
23 Stulz, R., Managerial discretion and optimal financing policies , “Journal of Financial Economics”, 26, 1990  
24 Ursu Silviu Gabriel, “Optiuni de finantare ale firmelor in economiile emrgente”, Univ. Alexa ndru Ioan Cuza, Teza de doctorat, Iasi, 2010

9 
 
Creșterea nivelului îndator ării determin ă aparția costului de agent dintre ac ționari și creditori: cre șterea
gradului de îndatorare duce la motivarea ac ționarilor de a constrînge managerii s ă realizeze proiecte riscante. De
realizarea lor favorabil ă beneficiaz ă doar acționarii, iar realizarea nefavorabil ă este suportat ă, în principal, de
creditori.
Conform teoriei lui Hirshleifer și Thakor, solu ția stă în comportamentul managerului, astfel managerul
va alege proiectul care este mai sigur chiar dac ă alte proiecte sunt mai bune pentru ac ționari. Acest
comportament al managerului, reduce costul de agent al datoriei, pentru c ă dacă întreprinderea poate s ă
convingă că are doar proiecte sigure, ea se va bucura de o rata a dobânzii mai mic ă.
Ca și o concluzie la cele prezentate mai sus, teoriile de agent demonstreaz ă că levierul financiar este
direct propor țional cu: valoarea întreprinderii, probabilita tea de a intra în incapacitate de plat ă, gradul de
reglementare a activit ății economice, lichidit ățile întreprinderii, valoarea de lichidare, probabilitatea ca firma s ă
fie preluat ă, importan ța reputației manageriale. O rela ție de invers propor ționalitate exist ă între levierul
financiar și oportunit ățile de cre ștere, dobând ă, costul investig ării perspectivelor întreprinderii și probabilitatea
de a se reorganiza dup ă incapacitatea de plat ă25.
III. Teoria de semnal

Teoria semnalului , atribuită lui Ross (1976), presupune c ă managerii de țin adevăratele informa ții
legate de distribuirea rezultatelor firm ei, dar învestitorii nu. Astfel, apare c ă problematic ă generală analiză
ineficiențelor datorate imperfec țiunii informa ției economice și financiare și asimetriei în ceea ce prive ște
repartiția între operatorii din interiorul firmei, în special managerii, și cei din afar ă acesteia, în special
învestitorii.
Teoria de semnal afirm ă că gradul de îndatorare este interpretat de creditori c ă un semnal de
performan ță, pentru c ă o întreprindere bun ă este aceea care se îndatoreaz ă și care are capacitatea de a rambursa
fiecare datorie la scaden ță, altfel s-ar ajunge la faliment26. Astfel, prin luarea creditului, managerul trimite un
mesaj de credibilitate învestitorilor poten țiali și activi. Cre șterea îndator ării trebuie s ă fie perceput ă, pe de o
parte, că un factor de cre ștere a riscului de faliment și, pe de alt ă parte, că un semnal care indic ă faptul că
întreprinderea este mai performant ă. Conform acestei abord ări, îndatorarea este corelat ă pozitiv cu valoarea
companiei (Ross, Poitevin, Ravin and Sarig – 1989) și cu probabilitatea de faliment (Ross). Drept urmare, teoria
lui Ross, arat ă că structură financiar ă poate fi o metod ă de a identifica calitatea companiilor care activeaz ă pe
piață și de a le clasifica dup ă nivelul performan ței.
IV. Teoria finan țării ierarhice27

                                                             
25 Ivanescu, Dan Nicolae, Factorii determ inant ai structurii financiare, Editura ASE, Bucuresti, Bucuresti, 2007, pag 39  
26 Ursu Silviu Gabriel, “Optiuni de finantare ale firmelor in economiile emrgente”, Univ. Alexa ndru Ioan Cuza, Teza de doctorat, Iasi, 2010
27 În literatura de specialitate din România, și această teorie este întâlnit ă sub mai multe denumiri, care au la baz ă traducerea termenului de „pecking
order” și asocierea cu contextul financiar în car e este invocat. Astfel, ca alternative la teoria ierarhiz ării surselor de finan țare am putea avea în vedere
teoria finan țării ierarhice, teoria finan țării ierarhizate sau teoria ierarhiei în finan țare.

10 
 Contrar teoriilor precedente, ea nu este centrat ă pe problema structurii financiare optimale, urm ărind
doar stabilirea unui clasament al modalit ăților de finan țare și oferind o alternativ ă argumentativ ă rezonabil ă
privind apelul într-o m ăsură mai mică la împrumuturi al firmelor profitabile.
Prin urmare, cele mai importante observa ții ce sintetizeaz ă teoria finan țării ierarhice sunt:
 Firmele prefer ă finanțarea intern ă, deoarece fondurile sunt ob ținute fără a trimite semnale
nefavorabile care s ă determine o reducere a pre țului acțiunilor;
 Dacă finanțarea extern ă este necesar ă, firmele apeleaz ă la cele mai sigure surse, adic ă încep cu
îndatorarea, apoi dac ă este posibil recurg la emisiuni de titlur i de valoare hibride, cum ar fi obliga țiunile
convertibile și doar în ultim ă instanță, la creșterea capitalului prin emisiuni de ac țiuni.
Această teorie susține că firmele se vor împrumuta, evitând emisiunea de ac țiuni, atunci când sursele
proprii devin insuficien țe pentru finan țarea oportunit ăților de investi ții rentabile. În aceste condi ții, o firmă ce se
îndatoreaz ă transmite, pe de o parte, un semnal de insuficien ță de fonduri proprii, dar și unul privind existen ța
unor proiecte de investi ții rentabile pe care dore ște să le valorifice.28
Teoria ierarhiz ării surselor de finan țare susține în prim plan preferin ța managerilor pentru finan țarea
internă în detrimentul finan țării externe și al finan țării din surse împrumutate în detrimentul finan țării prin
emisiune de ac țiuni. În practic ă, teoria este validat ă pentru majoritatea firmelor, în special în cazul firmelor
măture.
V. Teoria sincroniz ării cu pia ța ( market timing theory).
 
O teorie a structurii capitalui ap ărută mai recent, este teoria sincroniz ării cu pia ța. Sintagm ă de
sincronizare cu pia ța utilizată în finanțele întreprinderii se refer ă la practic ă societăților de a emite ac țiuni la un
preț ridicat și de a le r ăscumpăra la un pre ț mic. Întrucât ac ționarii existen ți sunt cei care beneficiaz ă de aceast ă
practică pe cheltuial ă noilor ac ționari, managerii trebuie s ă sincronizeze comportamentul de finan țare al
întreprinderii cu pia ța când urm ăresc interesele vechilor ac ționari (Baker & Wurgler, 2002). În acest context,
Baker și Wurgler (2002) au studiat factorii determinan ți ai structurii capitalului și în ce măsură sincronizarea cu
piața influen țează structură capitalului întreprinderilor. Autorii au utilizat raportul valoare de pia ță/valoare
contabilă (market-to-book ra țio) pentru a evalua oportunit ățile de sincronizare cu pia ța și au concluzionat c ă
societățile neîndatorate sunt acelea care emit ac țiuni atunci când acestea sunt evaluate de c ătre piață la valori
ridicate. Cu alte cuvinte, tendin ța întreprinderilor de a emite mai multe ac țiuni decât împrumuturi atunci când
valoarea de pia ță a acțiunilor este ridicat ă are o influen ță durabilă asupra structurii capitalului. Societ ățile
îndatorate sunt acelea care emit ac țiuni atunci când acestea sunt evaluate pe pia ță la un pre ț scăzut.
Că și o concluzie a capitolului întâi, am sintetizat implica țiile practice, punctele țări și punctele slabe ale
principalelor teorii ale structurii capitalului ( vezi Anexă 2).
                                                             
28 Analiza factorilor determinanti ai politicii de finantare a societatilor comerciale listate pe piata de capital” Doctorand: Mi haela Diaconescu (Dragota),
pag 114

11 
 Pe bază acestor teorii se pot oferi sugestii în privin ța factorilor specifici firmei s ău altor tipuri de factori,
fie unora specifici sectorului de activitate, fie altora la nivel macroeconomic, care pot fi testa ți empiric pentru a
observa în ce m ăsură exercită o influen ță negativă său pozitivă asupra îndator ării.
2.2 Factorii determinan ți ai structurii capitalului

Demersul de identificare a factorilor determinan ți ai sructurii de finan țare a firmelor nu este unul
facil. Modalit ățile în care este abordat ă structurarea și descrierea acestora sunt extrem de diferite în literatur ă de
specialitate.
Urmând îns ă abordarea propus ă de Hermanns (2006), am clasificat factorii care influen țează structură
capitalului întreprinderilor în dou ă mări categorii: (1) factori externi reprezenta ți de condi țiile economice
specifice fiec ărei țări în care î și desfășoară activitatea entit ățile economice și (2) factori specifici întreprinderilor
ce înglobeaz ă anumite performan țe ale acestora. ( Figură 2.2.1 ).
2.2.1 Prezentarea factorilor de influen ță specifici societ ăților comerciale (interni)
În lucrarea de fa ță voi descrie factorii care conform diferite lor teorii ale structurii capitalului pot afecta
alegerea structurii de finan țare a firmei. Mai jos sunt descri și principalii factorii și relațiile lor în determinarea
alegerii structurii capitalului:
1. Factori de de natur ă exogenă ce au în vedere aspecte legate de principalele grupuri de interse
ce acționează la nivelul firmei:
Atitudinea managerilor
În absența unei dovezi clare c ă o anumit ă structură a capitalului v ă duce la un pre ț mai ridicat al
acțiunilor pe pia ță decât o alt ă, managerul î și poate exercita “dreptul de veto” în privin ța structurii adecvate a
capitalului. Unii dintre manageri sunt mai conservatori decât al ții și astfel utilizeaz ă mai puțin capital
împrumutat decât firm ă medie din ramur ă economic ă respectiv ă29.
Atitudiena creditorilor și a agențiilor de raiting
Indiferent de analiz ă efectuată de manageri cu privire la levier, atitudinea creditorului și a agențiilor de
raiting influen țează frecvent deciziile structurii de finan țare.În majoritatea cazurilor, firm ă discută strucutra
financiară pe care dore ște să o adopte cu creditorul și agențiile de raiting. Atunci când gradul levierului cre ște,
rată dobânzii perceput ă la capitalul împrumutat cre ște și ea, pentru a compensa riscul suplimentar suportat. 30
Controlul asupra firmei
Efectul pe care finan țarea prin capitalul împrumutat s ău prin capitalul propriu îl poate avea asupra
poziției de control a managerului, poate s ă influențeze decizia referitoare la structur ă capitalului. Dac ă
managerul de ține controlul asupra companiei, datorit ă voturilor de ținute și dacă nu mai are posibilitatea s ă mai
                                                             
29 Paul Halpern, J. Fred Weston, Eugene F. Brigham –Finante managerial.Modelul canad in, ed. Economica, Bucuresti, 1998, pag. 657
30 Ivanescu, Dan Nicolae, Factorii determ inant ai structurii financiare, Editura ASE, Bucuresti, Bucuresti, 2007, pag 89

12 
 cumpere ac țiuni, în eventualitatea unei noi emisiuni de ac țiuni, astfel încât s ă-și păstreze pozi ția de control,
poate să aleagă finanțarea noilor proiecte prin capital împrumutat.31
2. Factori de natur ă endogen ă reprezen țati prin variabile economico-financiare:
Ponderea activelor tangibile în totalul activelor firmei
Titman și Wessels (1988), Rajan și Zingales (1995) și Famă și French (2000) au sus ținut că rată
activelor fixe în total active tangibile ar trebui s ă fie un factor important pentru gradul de îndatorare. Astfel,
structură activelor este frecvent sugerat ă că o variabil ă, deoarece activele imobilizate pot servi drept garan ție.
Garanțiile mai m ări pot atenua costurile de agent ale datoriilor (Jensen și Meckling 1976; Myers 1977). În
același context, gradul în care activele firmei sunt tangibile și garantate ar trebui s ă aducă firmei o valoare mai
mare de lichidare. (Titman și Wessels, 1988). Acest lucru v ă reduce amploarea pierder ilor financiare suportate
de finanțatorii companiei. Prin urmare, acesta ar fi motivele pentru care, conform teoriei arbitrajului static, ar
trebui să existe o rela ție pozitiv ă între activele imobilizate și datorii. Rezultatele ob ținute pe țările dezvoltate
(Rajan și Zingales 1995; Titman și Wessels 1988) confirm ă influența pozitivă a structurii activelor asupra
levierului.
Pe de altă parte, teoria ierarhiz ării surselor de finan țare prezice c ă firmele care de țin mai multe active
corporale vor fi mai pu țin predispuse la probleme de asimetrie informa țională și, astfel, mai pu țin probabil s ă
emită obligațiuni. Astfel, levierul ar trebui s ă fie mai mic pentru firmele cu active tangibile mai multe, se
prezintă deci o rela ție negativ ă. Campbell și Jerzemowska (2001) au g ăsit o rela ție negativ ă pentru firmele
poloneze iar potrivit lui Bevan și Danbolt (2002), rela ția dintre structur ă activelor și a datoriilor depinde de
măsura datoriei aplicate. Ei au descoperit c ă structură activelor sunt corelate pozitiv cu datoriile pe termen lung
și negativ corelate cu elemente de datorie pe termen scurt.
În concluzie, studiile realizate de Titman și Wessels (1988), Rajan și Zingales (1995), Fam ă și
French(2000) au sus ținut că variabilă active tangibile/total active ar trebui s ă fie luată în considerare atunci când
se analizeaz ă factorii determinan ți ai structurii financiare,dar semnul de influen ța nu este foarte clar.
Dimensiunea firmei
Mărimea firmei este, de asemenea, un factor important pentru a determina structura de capital a firmei.
Rajan și Zingales (1995) precum si Titman și Wessels (1988) au susținut că firmele mai mari tind s ă fie mai
diversificate și, prin urmare, au probabilitate mai mic ă de faliment. Teoria echilibrului prezice o rela ție inversă
între mărime și probabilitatea de faliment, care este, de fapt o rela ție pozitiv ă între mărime și levier.
Pe de alt ă parte, dimensiunea poate fi privit ă ca o noțiune de asimetrie de informa ții între cei din
interiorul firmei și piețele de capital. Myers si Majluf (1984) sugereaz ă că asimetriile informa ționale sunt mai
mici în cazul marilor companii, ast fel, ele ar avea mai multe stimulente pentru emisiunea de ac țiuni în loc de
datorii. În consecin ță, teoria ierarhizarii prezice o rela ție negativ ă între efectul de levier și mărime, atat timp cat
firmele mari au o preferinta tot mai mare de capitaluri proprii în raport cu datoriile.
                                                             
31 Paul Halpern, J. Fred Weston, Eugene F. Brigham –Finante managerial.Modelul canad in, ed. Economica, Bucuresti, 1998, pag. 657

13 
 Cele mai multe studii empirice raporteaz ă o corelație semnificativ ă pozitivă între mărimea și nivelul
datoriei (Rajan și Zingales 1995; Barclay și Smith 199).
Profitabilitatea
Există mai multe puncte de vedere cu privire la tipul de corela ție între profitabilitate și efectul de levier
al companiei. Astfel, una din principalele controverse teoretice are in vedere rela ția dintre efectul de levier și
rentabilitatea firmei.
Conform teoriei ierahizarii, firmele prefer ă să foloseasc ă surse interne de finan țare în primul rând și mai
apoi datoria și în final capitalul extern (Myers și Majluf, 1984), întrucât întrepri nderile foarte profitabile nu au
nevoie să utilizeze foarte mult finan țarea extern ă sub form ă împrumuturilor, deoarece ra țele lor ridicate de
rentabilitate le fac capabile s ă utilizeze profiturile acumulate în scopul finan țării (Cassar și Holmes, 2003).
Firmele cu ROE m ări utilizeaz ă relativ pu ține datorii (Brigham et al. , 1999). În cazul în care aceast ă teorie se
aplică, o valoare negativ ă a coeficientului de corela ție între cele dou ă variabile este de a șteptat.
Pe de altă parte, autori precum Ross (1977) sau Leland și Pyle (1977) au sus ținut că structură de capital
reprezintă un instrument de semnalizare a performan țelor companiei, și acesta este motivul pentru care o
valoare pozitiv ă a coeficientului de corela ție dintre cele dou ă variabile este de a șteptat. Din perspectiva teoriei
echilibrului, atunci când firmele sunt profitabile, ele prefer ă contractarea de împrumuturi, cu scopul de a ob ține
scutiri fiscale atractive .. Acest lucru ar implica o rela ție pozitiv ă între profitabilitate și datorii.
Instabilitatea vânz ărilor

Firmele ce manifest ă o variabilitate mare a vânz ărilor, au o probabilitatea de faliment mai ridicat ă, au
șanse mai mari s ă intre în incapacitate de plat ă. Creșterea gradului de utilizare a levierului financiar determina
creșterea valorii estimate a costurilor de faliment ceea ce duce la sc ăderea valorii de pia ță a întreprinderii. În
consecință, aceste firme cu risc opera țional relativ mai mare vor fi stimulate s ă aibe un grad de îndatorare mai
mic. În plus, DeAngelo și Masulis (1980) sus țin că pentru firmele, care au variabilitate în câ știgurile lor, pia ța
va cere o prim ă mai ridicat ă pentru a le acorda un împrumut. Aceasta c onduce la un cost al datoriei mai ridicat.
În consecin ță, se prezint ă o relație negativ ă intre levier și volatilitatea cash-flow-rilor firmei.32
Rata de cre ștere
Firmele cu oportunit ăți de creștere importante sunt susceptibile s ă se confrunte cu costuri de agent ale
datoriei ridicate și, prin urmare, este probabil s ă se bazeze mai mult pe sursele de capital. Pentru companiile cu
oportunități de creștere, utilizarea datoriei este limitat ă ca și în caz de faliment, valoarea oportunit ățile de
creștere va fi aproape de zero (Gaud et al, 2005, p. 53.). Prin urmare, teoria echilibrului prezice c ă
întreprinderile cu oportunit ăți de investi ții mai multe au levierul mai sc ăzut.
Rajan și Zingales (1995) au sugerat c ă o corelație negativ ă ar trebui s ă fie identificat ă între indicatorul
market-to-book-ratio și datorii, în conformitate cu teoria de agent dezvoltat ă de Jensen și Meckling (1976), dar,
                                                             
32 Ivanescu, Dan Nicolae, Factorii determ inant ai structurii financiare, Editura ASE, Bucuresti, Bucuresti, 2007, pag 44

14 
 de asemenea, și cu teoria lui Myers(1977 ), care sus ține că firmele cu un levier ridicat, tind s ă renunțe la mai
multe proiecte de investi ții viabile. Alternativ, în conformitate cu teoria ierarhiz ării, firmele cu cre șteri mari au
nevoie mai mare de fonduri și, prin urmare, poate fi de a șteptat să împrumute mai mult. Ele vor emite mai ales
titluri de valoare mai pu țin supuse asimetriilor informa ționale, și anume datoria pe termen scurt. Dovezile
empirice în sprijinul rela ției negative pot fi g ăsite în Titman și Wesssels (1988), Rajan și Zingales (1995), și
Barclay și Smith (1996).
Fiscalitatea
Caracteristica principal ă a fiscalit ății este aceea c ă dobânda este o cheltuial ă deductibil ă din punct de
vedere al impozit ării, iar dac ă presiunea fiscal ă este mare, firm ă va fi încurajata s ă utilizeze capital împrumutat.
Prin urmare, cum au propus Modigliani și Miller (1963), firmele ar trebui s ă utilizeze capital împrumutat cât
mai mult posibil în vederea maximiz ării valorii lor. Astfel, în conformitate cu teoria static ă , o relație pozitiv ă
între rata efectiv ă de impozitare și gradul de îndatorare ar trebui s ă fie așteptată.
Lichiditatea
Lichiditatea ar putea avea un impact mixt cu privire la decizia de structur ă a capitalului. În primul rând
firmele cu lichiditate mai mare ar putea sprijini o rat ă a datoriei relativ mai mare datorit ă capacității mai mari de
a-și îndeplini obliga țiile pe termen scurt, atunci când sunt scadente. Acest lucru ar implica o rela ție pozitiv ă
între pozi ția de lichiditate a unei firme și rata datoriilor sale. Pe de alt ă parte, firma cu active lichide mai multe
poate utiliza aceste active pentru a- și finanța investițiile. Majoritatea studiilor empirice favorizeaz ă opinia că
profitabilitatea și lichiditatea sunt corelate negativ cu indicele datoriei (Titman și Wesssels 1988; Rajan și
Zingales 1995; Campbell și Jerzemowska 2001, p. 69; Bevan și Danbolt 2002).
Unicitatea produsului sau clasificarea industriei

Titman (1984) arat ă că structură de capital a unei firme ar trebui s ă depindă de unicitatea produsului
său. Dacă o firmă oferă produse unice sau servicii, consumatorii s ăi pot găsi că este dificil s ă găsească
alternative în caz de lichidare, și, prin urmare, costurile de faliment cresc. Prin urmare, unicitatea este de
așteptat să negativ corelat ă cu levierul. Deci, a bordare static ă prezice c ă întreprinderile ce realizeaz ă produse
unice ar trebui s ă aibă grade de îndatorare mai mici pentru c ă unicitatea produsului este corelat ă cu costuri mai
mari de faliment.
2.2.2 Prezentarea factorilor macroeconomici care influen țează structura capitalului (externi)
Pe lângă atributele specifice firmei descrise mai sus, ar trebui s ă avem în vedere și factori
macroeconomici, cum ar fi, rata de cre ștere economic ă, rata infla ției, dezvoltarea pie ței de capital, politicile
guvernamentale etc, care de asemenea, joac ă un rol important în determinarea structurii de capital:
Inflația – unul dintre cei mai importan ți indicatori macroeconomici cu influen ța asupra oric ărei
variabile economice chiar și atunci când aceasta este în cre ștere. Mulți autori accepta ideea ca infla ția și raportul
indatorare-capital propriu al societ ății comerciale se rela ționează pozitiv.

15 
 
Factorii ciclici (recesiune, boom) – conform modelu lui construit de Rudolph33, a șa cum o
economie trece de la o perioad ă de recesiune la una de redresare economic ă, tot așa societățile comerciale ar
trebui să-și sporeasc ă ponderea datoriilor pe termen lung în totalul activelor. Astfel, în perioada de redresare,
societatea ar trebui s ă-și finanțeze dezvoltarea mai mult pe seama profiturilor nerepartizate și nu prin îndatorare.
Condițiile existente atât pe pie țele de acțiuni cât și pe cele de obliga țiuni, sufer ă modificări pe
termen lung și scurt, iar acestea pot avea o influen ță importanta asupra structurii optime a capitalului.
Factorii internationali precum stimulentele guvernamentale pentru atragerea fondurilor din
străinătate, strategiile protec ționiste și repatrierea capitalurilor pot influen ța structura financiar ă.
Factorii culturali ar putea fi determinan ți importan ți ai structurii capitalului, incluzând în rândul
acestora: valorile sociale ce privesc distribuirea veniturilor, stadiul de dezvoltare al pie țelor de capital, sistemul
contabil și sistemul fiscal.34
În acest studiu empiric doar șapte dintre aceste variabile fiscalitatea, tangibilitatea activelor (structura
activelor), rentabilitatea, dimensiunea, cre șterea, lichiditatea și volatilitatea fluxului de numerar sunt utilizate ca
variabile independente. Tabelul 1 rezumă previziuni diferite pentru rela ția dintre efectul de levier și atributele
specifice firmei, atât pentru teoria echilibrului cât și pentru teoria ierarhizarii.
Tabelul 1 Ipotezele testate pentru detreminan ții structurii capitalului

Corelația ipotetica cu levierul Factorii Teoria trade-off Teoria ierarhizarii
Fiscalitatea –
Structura activelor + –
Profitabilitatea + –
Mărimea firmei + –
Creșterea – +
Lichiditatea + –
Riscul – –

Discutand cadrul teoretic, studiul se concentreaz ă acum asupra prezentarii de lucr ări empirice.
2.3 Prezentarea studiilor empirice
Structura capitalului fiind unul dintre subiectele explorate în mod continuu în finan țe, s-au scris
numeroase lucr ări empirice. Primele studii au fost concen trate pe ipoteza lui MM. Începând cu anii 1970,
factorii determinan ți ai structurii capitalului au primit din partea cercet ătorilor aten ția cuvenit ă.
Întrucât scopul acestui studiu este de a identifica factorii determinan ți ai structurii capitalului pentru
companiile romane ști dar și pentru cele din țările emergente, în aceast ă parte voi face o prezentare a câtorva
studii empirice remarcabile și relevante, efectuate pe țări emergente inclusiv România dar și pe țări dezvoltate.
                                                             
33 Rudolph, P.M., The impact of price expectations and business c onditions on the balance sheet stru cture firms, “Review of Busin ess and Economic
Research”, 1978.
34 Ivanescu, Dan Nicolae, Factorii determ inant ai structurii financiare, Editura ASE, Bucuresti, Bucuresti, 2007, pag 46

16 
 2.3.1 Studii empirice pe țări dezvoltate

I. Studiul lui Bradley, Jarrell și Kim (Bradley et al. , 1984) 
 
Studiul lui Bradley a fost mai mult îndreptat spre problema determinan ților structurii capitalului. În
studiul lor, au luat ca baza de date 851 de firme și au testat trei atribute specifice firmei ( volatilitatea ,
fiscalitatea și intensitatea C&D și cheltuieli cu publicitatea ) pentru impactul lor asupra levierului . 
În abordarea metodologic ă, a măsurat volatilitatea prin abaterea standard a primei diferen țe a EBITDA
împărțită la valoarea medie a activelor firmei. În mod similar, deductibilitatea cheltuielilor a fost m ăsurata prin
însumarea deprecierii anuale și a taxelor datorate investi țiilor realizate prin credite, împ ărțit la EBITDA. Iar
intensitatea cheltuielilor de C&D și de publicitate au fost calculate ca sum ă de cheltuieli anuale cu publicitatea
și de C&D împ ărțita la vânz ări nete anuale.
În studiul lor cross-section pe o medie de 20 de ani , măsurând variabile dependente și independente, ei
au observat c ă volatilitatea a fost negativ corelat ă cu gradul de îndatorare, intensitatea C&D și alte cheltuieli de
publicitate au fost, de asemenea, negativ corelate cu gr adul de îndatorare, iar deduc tibilitatea cheltuielilor a fost
pozitiv corelat;de asemenea sectorul firmei a fost g ăsit un factor foarte important în vederea alegerii structurii.
II. Studiul lui Titman și Wessels (Titman si Wessels, 1988)
În studiul lor, Titman și Wessels (1988) au încorporat opt variabile independente ca determinan ți ai
structurii capitalului: structura activelor, fiscalitatea, cre șterea, unicitatea produsului, clasificarea industriei,
dimensiunea, volatilitatea, și profitabilitate. Cu setul de date de 469 firme pentru 1974-1982 aceștia au constatat
că unicitatea produsului și rentabilitatea au fost statistic semnificative și negativ corelate cu gradul de
îndatorare.
Chiar dac ă, constatările empirice în ceea ce prive ște ceilalți factori nu au fost concludente din cauza
estimărilor nesemnificative statistic, lucrarea lor a determin at câteva caracteristici importante ale firmei precum
structura activelor,unicitatea,clasificarea industriei, m ărimea,volatilitatea și profitabilitatea.
III. Studiul lui Rajan și Zingales (Rajan and Zingales, 1995)  
 
Rajan și Zingales, în studiul lor, au investigat factorii determinan ți ai alegerii structurii capitalului, prin
analizarea deciziilor de finan țare a firmelor în principalele țări dezvoltate(G-7). Studiul lor cross-section a fost
bazat pe un total de 4557 firme non-financiare intre 1987-1991 . Ei au studiat gradul de îndatorare în diferite
țări, folosind patru proxy-uri pentru levier și patru factori determinan ți ai structurii capitalului: structura
activelor fixe, oportunit ăți de cre ștere, mărimea întreprinderilor și profitabilitatea . Modelul de baz ă
econometric pe care l-au folosit pentru a estima determinan ți ai structurii de capital a fost:

17 
 Rezultatele studiului lui Rajan și Zingales demonstreaz ă că gradul de îndatorare (aproximativ 54%-
56%) al firmelor din țările anglo-saxone (U.K., SUA, și Canada), care sunt considerate economii orientate
prioritar spre pie țe de capital, este inferior gradului de înda torare (aproximativ 70%) aferent firmelor din
celelalte economii dezvoltate. Deci, țările anglo-saxone au în general un nivel mai sc ăzut al gradului de
îndatorare comparativ cu țările continental-europene (Germania, Fran ța și Italia) și Japonia, considerate
economii orientate prioritar spre sistemul bancar.35
În studiul lor, autorii au descoperit c ă structura activelor fixe și dimensiunea intreprinderii au fost
pozitiv corelate cu levierul si oportunit ățile de cre ștere și profitabilitatea a fost negativ corelata cu efectul de
levier. De asemenea au concluzionat c ă factorii care influen țează structura de capital din Statele Unite sunt
importanti si pentru țările G7,cu toate acestea, contextul institu țional influen țează deciziile structurii capitalului.
IV. Studiul lui Murray Z. Frank și Vidhan K. Goyal (2007) 36
 
Această lucrare studiaz ă firmele americane cotate la burs ă, în perioada 1950-2003 pentru a determina care
sunt factorii ce au o corela ție puternica cu levierul. În acest scop, au folosit regresii liniare , iar modelul de baz ă
este: Lit = α + βFit- 1 + εit37. Astfel, au pornit de la un numar mare de factori care au fost utiliza ți în studiile
lor anterioare, și au descoperit c ă doar șase factori ofer ă modelului o baz ă solidă:
1. gradul de îndatorare al industriei (efect + asupra levierului), întreprinderile care concureaz ă în
industriile în care media pe firma are un nivel al levierului ridicat tind s ă aibă grad de indatorare ridicat.
2. market-to-book ratio (-), firmele care au aceast ă rată mare tind s ă aibă nivel scăzut al levierului.
3. structura activelor fixe(+), firmele care au mai multe active fixe tind s ă aibă un grad de îndatorare ridicat
4. profitul (-), firmele care au mai mult profit tind s ă aibă un nivel mai sc ăzut al levierului.
5. log din active (+), firmele mari tind s ă aibă levier ridicat.
6. inflația așteptata (+), când infla ția este de a șteptat să fie mare firmele tind s ă aibă îndatorarea ridicat ă.
V. Studiul lui Nikolaos Daskalakis și Maria Psillaki 38

În această lucrare autorii au investigat factorii determinan ți ai structurii de capital a întreprinderilor din
Grecia, Fran ța, Italia și Portugalia . Au comparat structurile de capital între țări și diferențele în ceea ce
privește caracteristicile de țară, structura activelor, dimensiune, profitabilitate, risc și creștere economic ă și
modul în care acestea pot avea impact asupra alegerii structurii de capital.
Au aplicat metode de date de tip panel la un e șantion de firme din cele patru țări pentru perioada 1998-
2002 .Ipoteză care este testat ă pentru fiecare baz ă de date este c ă structură de capital a firmei exprimat ă prin
raportul dintre total datorii la total active depinde de structura activelor sale, m ărimea, rata de cre ștere,
                                                             
35 Dragota, Mihaela, “ Decizia de investire pe piata de capital ”, Editura ASE, Bucuresti, 2006, pag 238
36 Studiul lui Murray Z. Frank and Vidhan K. Goyal , 2007 Capital Structure Decisions : Which Factors are Reliably Important?
37 Lit denota efectul de pârghie al firmei i pentru perioada t. Setul de factori obser vati pentru firma i la data t-1 este notat ă Fit-1.
38 Nikolaos Daskalakis si Maria Psillaki -Are the determ inants of capital structure country or firm specific?

18 
 profitabilitate, și risc : DRi;t =
0 +
1ASi;t +
2SIZEi;t +
3 GROWTHi;t +
4 PROFITi;t +
5 RISKi;t +
i;t39
Rezultatele econometrice arata c ă dimensiunea este pozitiv corelat ă cu levierul. Structura activelor este
corelată negativ cu levierul. Astfel, firmele care men țin o mare parte a activelor corporale din activele totale au
tendința de a utiliza datorii mai pu ține. Rentabilitatea este, negativ corelat ă cu efectul de levier,iar efectul de
levier și riscul sunt corelate negativ, ceea ce înseamn ă că cu cât este mai riscant ă firma, cu atât gradul de
îndatorare este mai sc ăzut,pentru a evita posibilitatea de a nu fi în m ăsură să își îndeplineasc ă obligațiile
financiare. În cele din urm ă, rezultatele au ar ătat că variabilă de creștere nu este statistic semnificativ ă.
Rezultatele arat ă deci că firmele din aceste țări determina structura lor de capital în mod similar.

Alte studii:
Casser și Holmes (2003) au studiat structura de capital și de finan țare pentru întreprinderile mici și
mijlocii din Australia și au concluzionat c ă factorii care afecteaz ă firmele mari, afecteaz ă în mod egal
întreprinderilor mici și mijlocii.
Studiul lui Aydin Ozkan (2001) și-a extins cercet ările empirice asupra dinamicii structurii capitalului.
Cu o bază de date de 4132 observa ții de 390 de firme non-financiare și non-reglementate din Marea Britanie în
perioada 1984 – 1996 și folosind o tehnic ă de estimare mai puternic ă Generalized Method of Moments (GMM),
a observat c ă profitabilitatea, lichiditatea, fiscalitatea și oportunit ățile de cre ștere asupra levierului au fost
negative în timp ce m ărimea a fost corelata pozitiv cu levierul. 40 
Gaud et al. (2005), urmând aceea și metodologie a lui Ozkan (2001), a studiat 104 firme non-financiare
listate la bursa din Elve ția. Ei au descoperit c ă mărimea și structura activelor sunt pozitiv correlate cu levierul
iar profitabilitatea și creșterea s-au constatat negativ le gate de efectul de levier.
În principal, studiile empirice precedente asupra st ructurii capitalului considerate ca studii de referin ță
în acest domeniu s-au focusat în principiu pe țările G7 și au găsit următoarele variabile ca fiind cel mai puternic
legate de structura capitalului: tangibilitatea, m ărimea, profitabilitatea și oportunit ățile de creștere.
2.3.2 Studii empirice pe țări în curs de dezvoltare
 
Cele mai multe studii empirice asupra structurii de capital se concentreaz ă pe economiile de pia ță
mature, dar foarte pu ține au fost f ăcut asupra economiilor emergente. Ma i mult, studiile existente repet ă, în
general, testele empirice concepute pentru economiile de pia ță mature, încearc ă să confirme universalitatea
teoriilor structurii capitalului.De aceea în continua re voi prezenta câteva studii relevante pentru țările în curs de
dezvoltare sau emergente.
                                                             
39 unde DR este datoria raportata la activele firmei i la momentul t; AS este structura activelor firmei i la momentul t; SIZE e ste mărimea firmei i la
momentul t; GROWTH reprezinta modificarea procentual ă a veniturilor firmei i între momentul t și t – 1; PROFIT este rentabilitatea firmei i la momentul
t; RISK este riscul de firma i la momentul t; ε reprezinta termenul de eroare.
40 in conditiile in care proxy-urile pentru de terminanti au fost:datoriile totale in ac tivele totale, logaritmul natural din vânz ări, valoarea de pia ță la valoarea
contabilă a activelor, amortiz ărea anuala in total active, EBITDA in total active si activele circulan te raportat la datorii curente.

19 
  
I. Studiul lui Booth, Aivazian, Demirgue-Kunt și Maksimovic (Booth et al. , 2001)
   
Poate că studiul lui Booth et al. (2001) este primul de acest tip, care se axeaz ă pe structura de capital a
țărilor în curs de dezvoltare. Ei au anali zat structura de alegere a capitalului în 10 țări în curs de dezvoltare
(India, Pakistan, Thailanda, Malaezia, Turc ia, Zimbabwe, Mexic, Brazilia, Iordania și Coreea), prin utilizarea
atât a atributelor specifice firmei cât și a indicatorilor macroeconomici. În modelul lor empiric, levierul ca
variabilă dependent ă a fost m ăsurat cu trei proxy-uri: ponderea datoriilo r totale în valori contabile, ponderea
datoriilor contabile pe termen lung și ponderea datoriei pe termen lung în valori de pia ță. Taxa (rata de
impozitare medie), riscul de afaceri (devia ția standard a EBIT), structura activelor fixe (active totale minus
active circulante raportat la total active) , dimensiunea (logaritmul natural al vânz ărilor înmul țit cu 100), ROA
(EBT / total active), market-to-book ra țio (valoarea de pia ță la valoarea contabil ă a capitalurilor proprii), au fost
folosite ca variabile explicative specifice firmei, iar valoarea de pia ță a acțiunii/ PIB, datoriile curente/ PIB, rata
de creștere a PIB-ului real, rata infla ției au fost utilizate ca variabile macroeconomice explicative. Modelul
empiric major realizat de ei este urm ătorul41:
 
Prin rularea modelelor de regresie, autorii au ajuns la urm ătoarele constat ări și concluzii: rentabilitatea a
fost găsit ca fiind variabil ă independenta cea mai bun ă și negativ corelat ă cu efectul de levier. În general,
dimensiunea și structura activelor fixe au fost observate ca fiind pozitiv corelate cu gradul de îndatorare.
Rezultatele variabilei de risc au fost mi xte. De asemenea, ratele datoriei în țările în curs de dezvoltare au fost
găsite comparativ mai mici decât în țările cu economie avansat ă (G-7) și ponderea datoriei pe termen lung a fost
observată semnificativ mai mic ă în țările în curs de dezvoltare.
Din studiul lor, autorii au concluzionat c ă ratele datoriei în țările în curs de dezvoltare par s ă fie afectate
în același mod și de către acelea și tipuri de variabile care sunt semnificative în țările dezvoltate, cu toate
acestea, în țările în curs de dezvoltare, acestea au o ponderea a datoriei pe termen lung sc ăzută.
II. Studiul lui Rashid Ameer42
 
Această lucrare investigheaz ă impactul liberaliz ării financiare asupra ajust ării ratei îndator ării în 12
piețe emergente43 folosind datele la nivelul anilor 1991 – 2004 .Modelul de regresie utilizat în acest scop este
următorul:
D = f (NDTS; PROFIT; TANG;GROW;FDC; FCF; INV; SIZE)44
                                                             
41 Unde Xi,j,t este a j a variabila explicativa pentru firma i la momentul t, Di,t/Vi,t sunt ratele de indaorare pentru firma i la momentul t și α este intercept.
42 Rashid Ameer – Financial liberalization and firms’ capital stru cture adjustments evidence from Southeast Asia and South Americ a, 2005
43 India, Indonesia, Malaysia, Pakistan ,South Korea , Thailand, Philippines, Ta iwan, Mexico, Chile, Brazil, Argentina
44 unde D reprezinta datorii totale raportate la total active, care depind de vectorul de variabile notat cu X: NDTS este totalul cheltuielilor de amortizare
împărțit la total active. Profitul este raportul dintre EBIT la total active. Tang este total active nete imobilizate împ ărțit la total active. Cre șterea este
calculată ca suma a valorii de pia ță a capitalurilor proprii si valo arii contabile a datoriei împ ărțită la valoarea contabil ă a activelor totale. FDC se
calculează ca diferen ța dintre devia ția standard și valoarea estimat ă a EBIT plus raportul dintre activele necorporale la total active. FCF sunt fluxurile de

20 
 Anexa 5 prezintă ratele medii ale datoriei, calculat ă ca datoriile totale împ ărțit la total active. În
general, ratele medii ale datoriei au sc ăzut sub 50% în majoritatea țărilor și au fost în mod clar mai mari în
primii ani decât în anii urm ători.
Rezultatele studiului sunt urm ătoarele: profitul are un efect negativ semnificativ asupra indicatorilor
datoriei sugerând c ă firmele cu suficiente fonduri generate intern nu se bazeaz ă pe datoria extern ă, după cum
sugerează teoria ierarhiz ării. Creșterea are o rela ție pozitiv ă cu indicele datoriei, la fel și structura activelor
corporale și mărimea au efect pozitiv semnificativ asupra indicator ilor datoriei, întrucât firmele cu un procent
mai mare de active corporale sunt susc eptibile de a utiliza datorii mai mari și cu cât este mai mare firma, cu atât
are acces mai larg la pie țele financiare, și, în consecin ță o rată a datoriilor mai mare.
III. Studiul lui Jack Glen și Ajit Singh45
Autorii studiului au examinat datele la nivel de firm ă din situa țiile financiare pentru aproape 8.000 de
companii listate în 22 de țări dezvoltate și 22 de tari emergente în perioada 1994-2000. Scopul principal al
acestei lucr ări este de a investiga și explică diferențele structurii de capital pe pie țele emergente (EM) și pe
piețele dezvoltate (DM).
Aproximativ 77 % din companii apar țin piețelor dezvoltate, SUA reprezentând 32 % din total. Alte țări
dezvoltate semnificative în e șantion, se num ără Japonia și Marea Britanie; Germania, Fran ța și Canada au
companii relativ pu ține. Aceste șase țări reprezint ă 61% din e șantionul total. Dintre țările emergente, Coreea a
avut de departe cel mai mare num ăr de companii în e șantion: 779. Nici o alt ă țară emergenta nu se apropie de
acest num ăr, cea care ocupa locul doi la o distan ță apreciabil ă este Malaysia (142 firme).
Principalele rezultate empirice ale lucr ării pot fi rezumate dup ă cum urmeaz ă:
1. privind m ărimea firmei m ăsurată prin activele totale, nu exist ă nici o diferen ță semnificativ ă în
distribuția EM și a firmelor din DM în e șantioanele noastre;
2. în ceea ce prive ște levierul, firmele EM au nivele mai mici de levier decat firmele DM; utilizarea
pasivelor curente este la fel în cele dou ă grupuri de țări; pasivele curente finan țeaza o parte mai mare din
activele totale decat pasive pe termen lung în ambele grupuri de țări;
3. în ceea ce prive ște structura activelor, firmele EM angajeaz ă un nivel mai ridicat de active
imobilizate decat omologii lor DM.
4. în ceea ce prive ște rentabilitatea activelor și a capitalurilor proprii, acestea sunt similare în cele dou ă
grupuri de țări, deși pare să fie mult mai volatila pentru firmele din EM.
5. în ceea ce prive ște finanțarea creșterii, utilizarea capitaluri proprii din finan țare extern ă de catre
firmele din EM este mai mare decât cea a firmelor DM; și utilizarea de finan țare interna este similar ă între cele
două grupuri de țări.
                                                                                                                                                                                                              
numerar calculate ca fluxul de numerar net din activit ăți de exploatare mai pu țin dividende în numerar si cheltuielile de capital, totul împ ărțit la total
active. INV sunt cheltuielile nete pe instala ții și echipamente împ ărțit la activele totale. SIZE este definit ca fiind logaritmul natural din activele totale.
45 Jack Glen,Ajit Singh-Capital Structure,Ra tes of Return and Financing Corporate Grow th:Comparing Developed and Emerging Markets , 2003

21 
 Alte studii:
Studiul lui Bruce Seifert 46are în vedere dac ă se aplică teoria ierarhiz ării în țările emergente. Pentru a
examina valabilitatea acestui lucru au adunat date financia re pentru 23 de țări47 pentru perioada 1985-2004.
Modelul de regresie final este dup ă cum urmeaz ă: LEVit = a + b Tit + c MTBit + d LSit + f Pit + gCumDeficitit
+ h Sprotectionj+ k Dprotectionj + m lnGDPpercapitajt + uit48.
Anexa 6 prezintă regresiile studiului, variabil ă dependent ă fiind raportul dintre to talul datoriilor în total
active. În ceea ce prive ște variabilele care sunt în general considerate a influen ța efectul de levier, market-to-
book (-), rentabilitatea (-), și dimensiunea (+ ) au semne de a șteptat. Structura activelor (-) are semnul opus.
Acest rezultat este în concordan ță cu teoria ierarhiz ării.
Dar Harris și Raviv (1991) în articolul lor cel mai important asupra acestui subiect, au eviden țiat ca
levierul este pozitiv corelat cu activele fixe, cheltuielile nedeductibile, oportunit ățile de investi ții și mărimea
firmei. Levierul fi va negativ corelat cu volatilitatea, cheltuielile de publicitate, și riscul de faliment,
profitabilitatea și unicitatea produsului.
Factorii determinan ți ai structurii capitalului au fost inclu și în modele econometrice care au fost validate
empiric pe pie țele de capital din diferite țări, devenind consacrate. Aceste modele statistice consacrate (Booth,
Aivazian, Demirguc-Kunt, & Maksimovic, 2001; Rajan & Zingales, 1995) au postulat existen ța unor diferen țe
între comportamentul de finan țare al întreprinderilor din țările dezvoltate și cele în curs de dezvoltare, diferen țe
explicate de natura corela țiilor dintre factorii specifici întreprinderilor și gradul de îndatorare al întreprinderilor
(Booth et al. 2001; Chen, 2004).49
2.3.3 Studii empirice pe România

Există, de asemenea, o lips ă de studii empirice pe România, care s ă includă relevanța teoriilor structurii
capitalului și influența factorilor de decizie asupra structurii capitalului. În ceea ce prive ște deciziile de
finanțare, majoritatea studiilor rea lizate în acest sens investigheaz ă deciziile de finan țare ale entit ăților
economice din țările în curs de dezvoltare, unde este inclus ă și România (De Haas & Peeters, 2004).
I. Studiul lui Eugene Nivorozhkin (2004)50
Lucrarea compara nivelul de îndatorare și alegera factorilor determinan ți ai structurii de capital în cinci
țări selectate s ă adere la UE din Europa Central ă și de Est și fosta Uniune Sovietic ă (Bulgaria, Republica Ceh ă,
                                                             
46 Bruce Seifert and Halit Gonenc – Pecking Order Behavior in Emerging Markets, 2008
47 Argentina, Brazilia, Chile, China, Columbia, Republica Ceh ă, Hong Kong, Ungaria, India, Israel, Africa de Sud, Coreea de Sud, Sri Lanka, Malaezia,
Mexic, Pakistan, Peru, Filipine, Po lonia, Rusia, Singapore, Turcia, și Venezuela
48 Where LEVit is total liabilities/total assets, Tit is fixed a ssets/total assets, MTBit is the market-to-book ratio, LSit is th e size of firm (log of assets), Pit
is profitability (operating income/total assets), CumDeficitit is th e Cumulative financing deficit, SProtectioni is an indicato r of country’s j shareholder
protection laws, DProtectioni is an indicat or of country’s j debt protection laws, Ln GDPpercapitajt is the log of country’s GDP /capita
49 Gabriela Mihalca,Brendea “Efectele conditiilor de piata asupr a structurii capitalului entitatilo r economice” Univ.Babes-Bolay, Teza doctorat, Iasi, 2011  
50 Eugene Nivorozhkin 2004 Financing Choices of Firms in EU Accession Countries

22 
 Polonia, România și Estonia ) și în țările din UE. În plus, pentru a surpri nde cross-section-ul reprezentativ de
firme, au prelucrat baza de date pe o perioad ă suficient de lung ă 1997-2001 .
În medie, levierul companiilor din țările în tranzi ție au rămas mai mici decât cel din țările UE. Cele mai
mici valori medii de levier pentru perioada respectiv ă au fost observate în Bulgaria și România (ratele medii de
12% și 19%, respectiv). Cu toate acestea, nivelul mediu de îndatorare a companiilor din economiile în tranzi ție
avansate din Estonia, Polonia și Republica Ceh ă au fost apropiate de cele observate în multe țări din UE.Între
1997 și 2001, levierul a crescut în cele trei țări cu cel mai mic levier (Bulgaria, România, și Polonia) și a scăzut
în două țări cu cel mai mare levier (Estonia și Republica Ceh ă)
Modelul dinamic a structurii de capital a firmelor estimat separat pentru fiecare țară, utilizând o
procedură de regresie non-liniar ă, în SAS și ia următoarea form ă:
Lit – Li t-1 = δit (L*it – Li t-1) , and Lit = b0 + Σj bj Yjit + Σt btt + ΣsbsSIC51
În urma aplic ării modelului, se observa c ă determinan ții structurii capitalului variaz ă de la țară la țară.
Singurele variabile cu un efect uniform asupra levierului pentru toate țările sunt vârsta și profitabilitatea
companiei, coeficientul de variabil ă PROF este negativ și semnificativ în toate regresiile. Tot mai multe
companii profitabile au tendin ța să împrumute mai pu țin, lucru care sus ține teoria ierarhiz ării. De asemenea,
rezultatele indic ă faptul că coeficientul de variabil ă VROA este pozitiv pentru Polonia și România și Estonia și
nesemnificativ pentru Republica Ceh ă și Bulgaria. Dimensiunea firmei este pozitiv și semnificativ corelat ă cu
levierul în România. Structura activelor fixe ale companiei (TANG) este negativ ă pentru Bulgaria și România,
care este în conformitate cu dovezile din studii anterioare privind economiile în tranzi ție.
II. Studiul realizat de Mihaela Dragot ă, 200552

Lucrarea a avut drept obiectiv identificarea prin cipalelor aspecte definitorii ale politicii de finan țare
aplicate la nivelul firmelor ce ac ționează în mediul economic din România. Ca și baza de date a utilizat firmele
cotate la Bursa de Valori din Bucure ști, ale căror active au reprezentat anual cca. 10%-11% din PIB, iar
perioada analizat ă a fost 1997 – 2003 . Pentru a cuantifica gradul de îndatorare al firmelor romane ști a utilizat 5
indicatori cu putere informativ ă diferită, pentru care a determinat atât valori de pia ță, cât și valori contabile.
Astfel, a realizat o regresie de tip “cross – section” liniara multivariabila, în care variabil ă dependen ță a
fost gradul de îndatorare, iar variabilele explicative au fost: ponderea activelor tangibile în activul firmei, cifra
de afaceri, profitabilitatea, oportunit ățile de creștere, variabilitatea cash flow-urilor, economiile fiscale generate
de amortizare și ramura industrial ă de care apar țin companiile din e șantion:(vezi Anexa 7 )
Yit = 
i + 
1i × X1it+ 
2i × X2it + 
3i × X3it ++ 
4i × X4it + 
it53
                                                             
51 where L it is the ratio of debt to the sum of debt and equity ( LEV), and the vectors of explanatory variables, Yjit includes the following variables:-
income variability (VROA)- profitability (P ROF)- tangibility (TANG)- size (SIZE)- age (AGE)- industr ial dummies (IND1, IND2, IN D3, IND4, IND5,
IND6, IND7, IND8,IND9)- ownership concentration dummies.
52 Mihaela Dragota, Analiza factorilor dete rminanti ai politicii de finantare a societatilor comerciale listate pe piata de capit al, 2005 
53
i are parameters that will be estimated;in Xit there are four explanatory variable s, without constant term;
i is the individual effect, which is
assumed to be constant in time;
it is a stochastic error term assumed to ha ve a zero meaning and a constant variance.

23 
 Rezultatele studiului au fost, în sintez ă urmatoarele:
indicatorii statistici sus țin toate cele trei regresii estimate, în special pe cele care au drept variabil ă
dependenta nivelul îndator ării totale;
variabilele ale c ăror coeficien ți au fost statistic semnificativi sunt: dimensiunea firmei, cuantificata
prin cifra de afaceri, ponderea cheltuielilor cu amortizarea în activul total și profitabilitatea;
s-a identificat o corela ție negativ ă între profitabilitate și gradul de îndatorare, sus ținând concluziile
teoriei ierarhiz ării surselor de finan țare.
s-a identificat o corela ție pozitiv ă între datoriile financiare și ponderea activelor tangibile în total
active.Deci,firmele care au active fixe mai multe,pot garanta cu acestea și pot obține mai ușor credite.
corelație negativ ă și semnificativ ă din punct de vedere statistic, între indicatorul “market-to-book-
ratio” și îndatorare, în cazul în care variabilele sunt exprimate în valori de pia ță. Pentru indicatorii exprima ți în
valori contabile în cele mai multe cazuri nu s unt statistic semnificative. În timp ce corela ția pozitiv ă susține
teoria semnalului, cea negativ ă oferă argumente pentru aplicabilitatea teoriei ierarhiz ării surselor de finan țare.
cele mai pu țin explicative regresii au fost cele privind îndatorarea pe termen mediu și lung, fenomen
explicabil dat fiind ponderea redus ă a acestui tip de finan țare extern ă pentru firmele românesti.
Cea mai important ă concluzie este c ă principalele resurse financiare pentru companiile române ști listate
rămân capitalurile proprii. În plus, peste 70% din companiile romane ști își finanțează activele lor în propor ție de
peste 50% prin capitaluri proprii, cu tendin ță de creștere în 2001. Informa țiile din Anexa 8 ar putea sus ține
teoria ierarhiz ării surselor de finan țare, deoarece resursele lor proprii sunt cele mai importante din arhitectura
structurii capitalului.
III. Studiul realizat de Dan Iv nescu
Dan Ivanescu, în studiul lui, a investigat principa lele surse de finantare a companiilor romanesti si
factorii determinan ți ai alegerii structurii capitalului, pornind de la un e șantion de 25 de firme cotate la Bursa de
Valori Bucure ști, pe un orizont de timp de 5 ani 1999-2004.
Conform e șantionului analizat, a ajuns la concluzia ca firmele române ști folosesc într-o propor ție foarte
mică datoriile pe termen lung din cauza unor costuri foar te mari pentru aceste resurse. Principala surs ă de
finanțare a societ ăților române ști o constituie capitalurile proprii, iar apoi , în ordine, datoriile de exploatare și
datoriile financiare.
 Dan Ivanescu, în studiul lui, a investigat principalele surse de finan țare a companiilor romane ști și
factorii determinan ți ai alegerii structurii capitalului, pornind de la un e șantion de 25 de firme cotate la Bursa de
Valori Bucure ști, pe un orizont de timp de 5 ani 1999-2004.
Conform e șantionului analizat, a ajuns la concluzia c ă firmele române ști folosesc într-o propor ție foarte
mică datoriile pe termen lung din cauza unor costuri foar te mari pentru aceste resurse. Principala surs ă de
finanțare a societ ăților române ști o constituie capitalurile proprii, iar apoi , în ordine, datoriile de exploatare și
datoriile financiare.

24 
  Autorul a construit un model econometric de tip panel dat ă în care variabil ă dependent ă este levierul
financiar, iar variabilele indepe ndente sunt: ponderea activelor imobilizate în totalul activelor, m ărimea firmei,
profitabilitatea și creșterea relativ ă a activului total
=
0 +
1
+
2
+
3 logCA it +
4Ratio it54
Prin rularea de modele separate pentru a testa semnifica țiile specifice firmei, autorul a ajuns la
concluzia c ă modelul este valid și semnificativ, dar în general, varia ția levierului este slab explicata prin varia ția
variabilelor independente, fapt eviden țiat prin valorile sc ăzute ale coeficientului de determinare. Pentru firmele
românești din eșantion, m ărimea firmei și ponderea activelor imobilizate în total active nu influen țează levierul
financiar, iar rezultatele model ării, după eliminarea factorilor nesemnificativi, indic ă o sensibilitate ridicat ă a
levierului la ac țiunea profitabilit ății și creșterii relative a activului total.
Studiile realizate pe întreprinderile din România, ale c ăror rezultate sunt prezentate în Anexa 4 , au
arătat că gradul de îndatorare al întreprinderilor din Ro mânia este mai mic decât cel al întreprinderilor din țările
dezvoltate și că factorii determinan ți ai structurii capitalulu i semnificativi din punct de vedere statistic sunt:
profitabilitatea, tangibilitatea, m ărimea întreprinderii, oportunit ățile de dezvoltare, vechimea întreprinderii și
variabilitatea veniturilor.
Anexa 3 rezumă unele studii importante cu domeniul lor de interes și constatări majore. Aceste studii
mă vor ajuta s ă identific influenta anumitor indicatori asupra structurii capitalului și pe care îi voi utiliza ulterior
în studiul de caz.
Capitolul 3. Metodologia de cercetare

Studiile privind structura capitalului întreprinderile române ști sunt realizate pân ă în anul 2005 și, ca
urmare, se impune realizarea unui studiu mai recent care s ă surprind ă deciziile de finan țare ale entit ăților
economice din România și după anul 2005.
Metodologia de cerceta re este important s ă fie prezentat ă întrucât în cadrul ei se descriu toate abord ările
metodologice utilizate în studiu. În cazul studiilor empirice, totalitatea constat ărilor sunt exclusiv bazate pe
metodologiile empirice care le-a angajat. Prin urmare , acest capitol se concentreaz ă pe tipologia de cercetare,
natura și sursa datelor, selectarea e șantioanelor, metoda de analiz ă și limitările metodologice ale acestui studiu.

3.1. Tipologia cercetarii

Acest studiu empiric analizeaz ă modelele de structura a capitalului și factorii determinan ți ai acesteia.
Analizeaz ă și descrie amploarea și direcția relațiilor între levier (variabila dependent ă) și atributele specifice
                                                             
54 unde
este levierul financiar pe ntru firma i la momentul t,
reprezinta activele imobilizate raportate la activele totale,
reprezinta
rezultatele din exploatare raportate la ac tivele totale, logCAit este logaritmul natural al cifrei de afaceri iar Ratioit repr ezinta modificarea relativa a
activelor totale intre doua momente succesive.

25 
 firmei, și anume: nivelul de fiscalitate, structura activel or, profitabilitatea, dimensiunea firmei, oportunit ăți de
creștere și volatilitatea castigului (variabile indepe ndente). Prin urmare, acest studiu a urm ărit atât tipologia de
cercetare analitic ă cât și cea descriptiv ă.

3.2. Natura și sursa datelor

În prezentul studiu am ales un e șantion de firme listate la Bursa de Valori Bucure ști analizate pentru
perioada 2007-2010. Informa țiile financiar-contabile necesare au fost ob ținute din mai multe surse:
Site-urile internet ce furnizeaz ă informații cu specific bursier precum www.bvb.ro , www.ktd.ro sau
www.kmarkt.ro , de unde am procurat o parte din informa țiile financiar-contabile pe baza bilan țurilor și
conturilor de rezultate pentru anii 2007-2010.
Informații financiar-contabile ob ținute de pe site-ul Ministerului de Finan țe al României.
Iar pentru datele prelucrate pe societ ățile din țările emergente am utilizat baza de date de pe site-ul
lui damodaran: http://pages.stern.nyu.edu/~adamodar/
3.3. Selec ția firmelor

Datorită necesității utilizării unor date contabile și a gradului redus de accesibilitate la documetele-
financiar contabile, am avut în vedere exclusiv firmele cotate la Bursa de Valori Bucure ști. Criteriile de selec ție
atât pentru firmele române ști cât și pentru cele din celelalte țări emergente au fost:
în concordan ță cu metodologia studiului realizat de Rajan și Zingales au fost excluse din e șantion
toate firmele ce fac parte din categoria “b ănci și servicii financiare”, datorit ă reglement ărilor specifice,
îndatorarea acestora fiind puternic influen țată de o serie de factori exogeni.
în al doilea rând e șantionul a fost construit din acele firme pentru care am dispus de informa ții
suficiente pentru realizarea riguroas ă a studiului propus. Astfel, pe de o parte, nu au fost cuprinse în acest studiu
acele firme cotate pentru care nu am dispus de situa țiile lor financiare, dar și acele firme pentru care am dispus
doar de informa ții parțiale necesare studiului.
am ales acele firme care au date pentru cel pu țin trei ani consecutivi pe parcursul perioadei analizate
și nu au înregistrat pierderi atât de mari încât capitalurile proprii s ă devină negative. Am considerat necesar ă
această ajustare pentru a nu crea distorsiuni asupra variabilelor utilizate în model.
am avut in vedere ca firmele sa fie inscrise la categoria I sau la categoria a II-a Bursei.
Drept urmare, acest studiu se bazeaza pe 46 de firme listate la BVB pentru an ii 2007-2010, 80 de firme
poloneze si 14 de firme lituaniene..
3.4. Factorii de influen ță ai structurii financiare

Variabilele dependente și independente utilizate în acest studiu vor fi descrise în paragrafele urm ătoare,
iar tabelul 2 rezumă variabilele utilizate în acest studiu și formulele utilizate în vederea m ăsurării acestora .

26 
 Tabelul 2 Variabilele dependente/independente și formulele corespunz ătoare
Variabilele Indicatori de masurare a variabilelor
Levierul (gradul de indatorare) Rata datoriei totala = Da torii totale/Active totale
Rata datoriei pe termen lung = Dato rii pe termen lung/Active totale
Rata datoriei pe termen scurt = Da torii pe termen scurt/Active totale
Ponderea Datoriei in Capital propriu = Datorii totale/Capital propriu
Ponderea Datoriei totale in Activ ec. = Datorii totale/Activ economic
Nivelul taxarii
Structura activelor
Profitabilitatea
Marimea
Modificarea vanzarilor
Modificarea activului*
Lichiditatea* Impozite totale/Profit brut
Active intangibile/Active totale
EBIT(1-t)/Active totale
ln(CifradeAfaceri) Modificare procentuala a vanzarilor:(S
t – St-1) / S t-1
(Activ total t-Activ total t-1)/Activ total t-1
Lichiditatea (CR) = Active curente/Pasive curente
*sunt utilizate în mod expres doar pe ntru studiul de caz pe România.

Levierul (Lev): În literature de specialitate nu exist ă o definire unic ă pentru a exprima îndatorarea
unei companii. Alegerea depinde, în principal de scopurile urm ărite de cercet ător.În studiul citat al lui Rajan și
Zingales, au fost utilizate cnci defini ții alternative pentru îndatorare.Întrucât se apreciaz ă că aceasta este cea mai
clară abordare din literature financiar ă din domeniu, mai multe studii au adoptat-o, fie c ă au fost studii realizate
pentru economii dezvoltate, fie pentru economii ale unor st ate în curs de dezvoltare. Asfel, având în vedere
studiul lui Rajan și Zingales (1995), raportul dintre valoarea contabil ă a datoriilor totale și activele totale este
definită ca rata levierului și este cea mai potrivit ă definiție a efectului de levier fina nciar. Celelalte patru proxy-
uri sunt, de asemenea, luate în considerare în acest studiu pentru a analiza compozi ția datoriei în totalul
structurii capitalului.
Profitabilitatea (Prof) este variabila explicativ ă menționată atât de teoria echilibrului static, cât și de
cea a ierarhiz ării surselor de finan țare. Pornind de la asump țiile acestor teorii și urmând procedeul lui Rajan și
Zingales (1995) și a lui Nivorozhkin (2005), am calculat variabila profitabilitate ca raport dintre rezultatul din
exploatare și total active ( Pr ofit = Rezultat din exploatare t /Total active t ).
Mărimea întreprinderii (Marime ) este un alt factor important de influen ță menționat în majoritatea
studiilor din domeniul structurii capitalului (Rajan & Zingales, 1995; Mazur, 2007).În România, m ărimea
întreprinderilor poate fi m ăsurată atât prin num ărul de angaja ți, cât și prin cifra de afaceri. În peroada 208-2010,
societățile romane ști au trecut printr-un proces de restructurare și, implicit, de disponibilizare, o consecin ță a
crizei economice cu care se confrunt ă întreaga economie. Drept urmare, cifra de afaceri este o m ăsură mai
potrivită pentru obiectivul nostru. ( Marime t =ln CAt )
Tangibilitatea activelor (Tang ) este un alt factor specific determin ant al structurii capitalului întâlnit
în multe studii (Cornelli, Portes, Shaffer, 1998; Nivorozhkin, 2002), calculat ă ca raport între activele
imobilizate corporale și total active ( Tang t = Active imobilizate t /Active totale t ).

27 
 
Conform teoriei echilibrului, întreprinderile cu oportunit ăți mari de dezvoltare se împrumut ă mai
puțin decât întreprinderile cu o pondere mare de ac tive corporale în total active, întrucât oportunit ățile de
dezvoltare nu se pot utiliza ca și garanții pentru împrumuturi (Myers, 2003). Am utilizat ca și măsură pentru
oportunitățile de dezvoltare cre șterea cifrei de afaceri ( Dezv t = (ln CAt -ln CAt -1)/ ln CAt -1).
Cresterea relativ ă a activului total a fost utilizat ă în studiul lui Rajan și Zingales, conform c ărora,
firmele care au rate înalte de cre ștere ar trebui s ă se bazeze mai mult pe finan țarea din capitaluri proprii,
deoarece un grad mare de îndatorare duce la sc ăderea capacit ății companiei de a finan ța creșterea viitoare.
Pentru a m ăsura rata de cre ștere a firmei i de la momentul t-1 la t se poate folosi rela ția: Grow ratio t = (Activ
total t-Activ total t-1)/Activ total t-1
Nivelul fiscalit ății: După cum a sugerat Titman și Wessels (1988), și pe urma Ozkan (2001),
raportul intre impozite totale si activele totale este luat ca proxy pentru a masura fiscalitatea. Prin urmare,
Nivelul fiscalitatii = Amortizarea anual / Total active.
Lichiditatea: După cum a sugerat Ozkan (2001), rapor tul dintre activele circulante și pasivele
curente a fost aleas ă ca proxy pentru lichiditate. Prin urmare, rata de lichiditate=Active curente/Datorii curente.
3.5. Metodologia de analiz ă
Metodele de analiz ă folosite în acest studiu includ: analiza descriptiv ă și analiza econometric ă, toate
sunt descrise în urm ătoarele paragrafe.
Analiza descriptiv ă – asigură o perspectiv ă globală asupra surselor de finan țare ale companiilor din
Europa Emergent ă, iar existen ța unor date compatibile și pentru firmele din economiile europene avansate,
permite efectuarea unei compara ții interesante.  
Analiza econometric ă – au fost folosite modele econometri ce pentru a descrie factorii determinan ți
ai structurii capitalului. Diferitele modele econometrice utilizate în acest studiu se bazeaz ă pe fundamentul
teoretic sugerat de teoriile structurii capitalului, dup ă cum urmeaz ă: Levierul = f (nivelul fiscalitatii, structura
activelor, profitabilitate, dimensiune, cre ștere, lichiditate).  
 Modelul econometric cross-section: Bazându-ne pe ecua ția de mai sus, urm ătorul model
empiric a foat utilizat pentru a analiza determian ții structurii capitalului LEVi,t =a + b1 ASi,t + b2 CRi,t +
b3GWi,t + b4 Taxi,t + b5 PROi ,t + b6 SIZEi ,t +ei,t unde i reprezintă firma și t reprezintă timpul, a este y-
intercept și ei este termenul eroare. Variabilele dependente și independente sunt cele definite în sectiunea 4 a
acestui capitol.
 Modelul econometric dinamic: În prezen ța autocorelarii, estimatorii pot fi nesemnificativi. În
acest caz, Gujarati (2004) sugereaz ă utilizarea modelului econometric dyna mic. Modelul de regresie dinamic
pentru acest studiu poate fi derivat din ecua ția de mai sus:D LEVi ,t = b1 D ASi,t + b2 D CRi,t + b3 D GWi,t + b 4
DTaxi,t +b5 D PROi ,t +b6 D SIZEi ,t +ei,t . În primul model-diferen țial, nu exist ă nici o constant ă ceea ce
înseamnă că linia de regresie trece prin origine. Numa i rata datoriei totale a fost folosit ă ca variabil ă dependent ă
în studiul modelului dinamic.

28 
 3.6. Limitari ale studiului

Acest studiu are unele limit ări metodologice și conceptuale:
datele sunt colectate de la companiile lista te, care au date disponibile pentru cel pu țin 3 ani
consecutivi în decursul perioadei de proba 2007-2010. Acest interval de timp este considerat ca suficient pentru
a studia factorii determinan ți ai structurii capitalului.
acest studiu se bazeaz ă în principal pe date secundare, care sunt colectate din situa țiile financiare
anuale. Prin urmare, studiul sufer ă de toate acele limit ări care sunt asociate cu situa țiile financiare anuale.
ipotezele și limitările din econometrie sunt inerente în modelarea econometric ă.
pentru analiza cantitativ ă, a fost utilizat programul software EViews 5.0. Prin urmare, limit ările de
aceste programe sunt, de asemenea, inerente.
există o literatura bogat ă în teoriile structurii capitalului, inclusiv sute de studii empirice; acest studiu
nu a fost capabil s ă revizuiasc ă toata aceasta literatura de specialitate.
acest studiu este axat pe factorii determinan ți ai structurii capitalului și a modelelor de structura a
capitalului. Acest studiu nu are in vedere costul capita lului, care este un alt parametru important al teoriei
structurii capitalului.
Capitolul 4. Sursele de finan țare: componentele gradului de
îndatorare

Decizia de structur ă a capitalului presupune alegerea unui mix între datorii și capitaluri proprii, care s ă
optimizeze valoarea firmei în cadrul contextual sau institu țional dat. Teoriile structurii capitalului furnizeaz ă
orientările de baz ă în acest sens, cu toate acestea, o anumit ă teorie nu va suficient ă pentru a cuprinde toate
aceste probleme.
Pe de o parte, scenariul macroeconomic joac ă rol semnificativ, pe de alt ă parte, factori interni specifici
firmei sunt în prim plan. Acest capitol este pe deplin dedicat pentru analiza diverselor aspecte ale studiului în
cadrul întreprinderilor din România. Una din problemele ridicate în acest capitol se refer ă la evaluarea
modelelor și politicilor de structur ă a capitalului în întreprinderile din Ro mânia. Un alt aspect abordat în acest
capitol se refer ă la factorii determinan ți ai structurii capitalului.
Analiza empiric ă în acest capitol a fost organizat ă în două secțiuni. În sec țiunea 1, modelul de structur ă
a capitalui în întreprinderi din România a fost an alizat cu ajutorul analizei pe componente și a analizei
descriptive. În plus, ratele medii ale datoriei întreprinderilor române ști au fost comparate cu unele țări
dezvoltate și în curs de dezvoltare. În sec țiunea 2, factori specifici firmei determinan ți ai structurii de capital au
fost identifica ți și analizați prin utilizarea de modele econometrice pentru trei țări emergente: Polonia, România
și Lituania.

29 
 4.1 Analiza gradului de îndatorare pe componente

Datoria total ă este cadru compozit atât a datoriile pe termen lung cât și a datoriei pe termen scurt.
Aceste dou ă variabile afecteaz ă în mod direct raportul de levier în aceea și direcție. Evident, o cre ștere a datoriei
pe termen lung sau a datoriei pe termen scurt cre ște rata levierului și vice-versa. Cu toate acestea, nu este
necesar ca, cre șterea datoriei pe termen lung s ă determine sc ăderea datoriei pe termen scurt. Într-o anumit ă
măsură, datoriile pe termen lung și datoriile pe termen scurt nu au leg ătură directă.
4.1.1 Analiza gradului de îndatorare pe componente în România
Studiul decompozitional al ratei datoriilor ne ajut ă să examinăm relația dintre rata datoriei total ă, rata
datoriei pe termen lung și a datoriei pe termen scurt. În aceast ă secțiune, evolu ția raportului datoriilor totale și a
componentelor ei (ponderea datoriei pe termen lung și pe termen scurt) au fost prezentate și analizate pentru
perioada 2006-2010.
În tabelul 3 vor fi prezentate toate valorile gradului de îndatorare, cuantificat prin cei cinci indicatori
prezentați, pentru firmele listate la BVB ce fac parte din e șantionul constituit. Vor fi prezentate valorile medii și
mediane cât și deviația standard.
Tablul 3 Analiza gradului de înda torare al firmelor române ști listate la BVB în perioada 2006-2010
Sursa: calcule proprii
Analizand, pe rând, indicatorii din tabelul 3 , precum și reprezentarea grafic ă a evoluției acestora în
perioada analizat ă se constat ă următoarele:
Privind gradul de îndatorare cuantificat prin raportul Datorii totale/Capital propriu :
Acest coeficient reflect ă gradul în care capitalurile proprii asigur ă finanțarea activit ății întreprinderii și
poate fi interpretat ca o rat ă a autonomiei financiare a întreprinderii.55 Evoluția a fost sinuoas ă pe parcursul
celor 5 ani, dac ă luăm în considerare valorile medii. Valoarea cea mai mare a fost înregistrat ă în anul
2006(74,80%) și se poate constata un trend relativ descresc ător al îndator ării totale a firmelor. Statisticile
mediane sunt u șor deviate fa ță de statisticile de medie și se poate constata faptul c ă valorile acestora sunt, pe de
o parte mai reduse, iar pe de alt ă parte mai stabile de la un an la altul.
Privind îndatorarea cuantificat ă prin indicatorul Datorii totale/Activ total:
Însumând datoriile pe termen scurt cu cele pe termen lung și raportându-le la total active se ob ține rata
de îndatorare global ă ce măsoară importan ța relativă a datoriilor, indiferent de pe rioada de exigibilitate.Rata de
                                                             
55 Georgeta Vintila, Gestiunea financiara a intreprinderii, ed. Didactica si pedagogic a, editia a 5a, Bucuresti, 2005, pag. 219 DT/CPR(%) DT/AT(%) DT/AE(%) DTL/AT(%) DTS/AT(%) Ani Medii Mediane SD Medii Mediane SD Medii Mediane SD Medii Mediane SD Medii Mediane SD
2006 74,80 53,27 73,14 35,95 34,51 25,58 58,97 47,63 52,92 9,55 2,04 21,59 26,40 21,02 17,45
2007 64,22 42,28 65,21 31,31 29,28 19,64 54,51 38,65 54,96 5,70 1,70 8,18 25,61 20,53 18,30
2008 73,27 47,01 89,34 32,17 30,84 21,05 54,57 43,17 53,95 7,15 2,20 9,76 25,02 21,05 17,81
2009 64,50 43,31 75,69 29,86 27,18 20,81 49,94 33,83 56,62 7,48 2,86 10,24 22,38 17,82 17,49
2010 70,17 35,16 91,81 30,33 25,11 22,19 53,46 30,25 67,95 7,94 2,61 10,61 22,38 17,02 18,59

30 
 îndatorare global ă are mari varia ții în cadrul e șantionului analizat. Se constat ă o echilibrare a valorilor medii cu
cele mediane. Luarea în considerare la numitor a activului total în locul capitalului propriu a stabilizat valorile
anuale ale indicatorilor, astfel c ă nu mai sunt sesizabile discrepan țe mari de la un an la altul, atât între ele cât și
prin comparative de la un an la altul. Dup ă cum eviden țiază și graficul din figura de mai sus, evolu ția îndator ării
a fost relativ sinuoas ă, identificându-se dou ă puncte de inflexiune, respectiv 2007 și 2009.
Privind îndatorarea cuantificat ă prin indicatorul Datorii pe termen lung/Activ total :
Din Tabelul 3 , este de remarcat de asemenea c ă contribuția datoriei pe termen lung din datoriile totale
este comparativ mai sc ăzuta față de contribu ția datoriei pe termen scurt. Analizând valorile medii și mediane,
calculate conform datelor din bilan ț, se poate constata o îndatorare redus ă în toți cei 5 ani analiza ți, ceea ce
confirmă tendința manifestat ă de firmele române ști în general, conform c ăreia îndatorarea se sprijin ă într-o
proporție semnificativ ă pe datoriile din exploatare și nu pe cele bancare purt ătoare de dobânzi. Conform
valorilor medii în primul rând, anul în care s-a apelat cel mai mult la o astfel de îndatorare este 2006 (9,55%).
Statisticile arat ă că media datoriei pe termen lung a sc ăzut considerabil în anul 2007 (5,70%). Dup ă acest an,
tendința de creștere a ponderii datoriei pe termen lung poate fi, de asemenea, observat ă în Figur ă 4.1.
Coeficientul de corela ție între datoriile totale și datoriile pe termen lung, a șa cum se arat ă în tabelul 4 , este de
0,25.
Privind îndatorarea cuantificat ă prin indicatorul Datorii pe termen lung/Activ total
Contribuția datoriei pe termen scurt asupra ponderii datoriei totale este semnificativ mai mare.
Statisticile de medie din 2006 sunt de 26,40% dar a sc ăzut la 22,38% în 2010, un trend ce s-a men ținut pe
parcursul celor 4 ani. Ritmul de schimb ări în ponderiile datoriei pe termen sc urt pe perioada de 5 ani pot fi, de
asemenea, observate în Figur ă 4.1. Coeficientul de corela ție dintre ponderea datoriei totale și a datoriei pe
termen scurt, dup ă cum se arat ă în tabelul 4 , este de 0,96.
Interesant, rela ția dintre datoria pe termen scurt și datoria pe termen lung a fost observat ă în mod
semnificativ invers ă. Coeficientul de corela ție între datoriile pe termen lung și datoriile pe termen scurt este de –
0,05. Aceast ă statistică implică faptul că tendința de evolu ție a acestor dou ă componente ale datoriilor totale
este invers ă și această mișcare poate fi observat ă, de asemenea, din figura 4.1.
În graficul de mai jos se poate urm ări evoluția gradului de îndatorare:

31 
 
Privind îndatorarea cuantificat ă prin indicatorul Datorii totale/Activ economic :
Se constat ă că atât prin valorile medii cât și cele mediane, îndatorarea cea mai mare s-a inregsitrat în
anul 2006. Cu excep ția anului 2009, valorile acestui indicator se situeaz ă între cele aferente rapoartelor Datorii
totale/Activ total și Datorii totale/CPR. În general, se poate spune c ă îndatorarea total ă a firmelor r ămâne la cote
ridicate de cel pu țin 50%, cu mici cre șteri sau sc ăderi de la un an la altul.
O primă concluzie ce poate fi contutrata dup ă această analiză, este aceea c ă firmele române ști, și în
primul rând cele listate la BVB, au un gr ad destul de mare de îndatorare, îns ă acesta se sprijin ă într-o măsură
seminificativa pe datoriile de exploatare și nu pe cele bancare, purt ătoare de dobânzi. Se desprinde ideea unor
costuri foarte ridicate în cazul îndator ării pe termen lung și vice-versa: costuri mai reduse în cazul datoriilor pe
termen scurt.Cum în cadrul datoriilor pe termen scurt intr ă și furnizorii, explica ția poate fi c ă managerii prefer ă
folosirea creditului comercial, care este pu țin costisitor fapt care poate duce, îns ă la blocaje financiare. Aceast ă
structură a pasivului și în speță a datoriilor poate fi rodul unui mana gement defectuos, care nu poate contracta
credite pe termen lung, dar și a unei politici de creditare ce a încurajat apelarea la credite pe termen scurt.
Din cele ar ătate anterior, se poate trage concluzia c ă societățile române ști preferă o structur ă financiar ă
bazată în principal pe capital propriu, iar apoi, în ordinea preferin țelor, sunt datoriile de exploatare și datoriile
financiare.
4.1.2 Analiza comparativ ă privind gradul de îndatorare al țărilor în curs de dezvoltare

Unele studii timpurii din sfera interna țională au demonstrat c ă firmele din țările dezvoltate sunt mai
îndatorate decât firmele din țările în curs de dezvoltare și diferența majoră între țările în curs de dezvoltare și
țările dezvoltate este c ă țările în curs de dezvoltare au din punct de vedere cantitativ dato rii pe termen lung
semnificativ mai mici (Rajan și Zingales, 1995; Demirguc-Kunt și Maksimovic, 1999;. Booth et al, 2001).
Conform studiului realizat de Booth, Aivazian, Demirguc-Kunt (2001) pe cazul a 10 state în curs de
dezvoltare s-a eviden țiat faptul c ă diferențele dintre nivelul total al îndator ării și cel pe termen lung sunt mult
mai accentuate în țările în curs de dezvoltare fa ță de cele dezvoltate. Țările în curs de dezvoltare, în categoria
cărora poate fi inclus ă și România au un nivel al îndator ării pe termen mediu și lung mult mai redus decât cel
corespunz ător statelor dezvoltate.
Aceste constat ări m-ar motiva s ă fac o compara ție scurtă între rata datoriei pentru firmele române ști
listate la BVB și constatările lui Booth.et.al.(2001). Dar estim ările statistice provin din pe rioade de timp diferite,
prin urmare, se presupune c ă estimările pot suferi erori.
Pentru a putea completa analiza noastr ă cu studii mai recente privind gradul de îndatorare prezent ăm în
continuare cercet ările autorului Eugene Nivorozhkin privind determinan ții structurii capitalului în zona Euro.
Conform studiului lui Eugene Nivorozhkin( Nivorozhkin Eugene, 2003 ) pe cinci țări selectate s ă adere
la UE din Europa Central ă și de Est și fosta Uniune Sovietic ă (Bulgaria, Republica Ceh ă, Polonia, România și

32 
 Estonia) pentru perioada 1 997-2001, nivelul mediu de îndatorare a companiilor din țările în tranzi ție a rămas
mai mic decât cel din țările UE. Nivelul levierului a variat de la 9% în Bulgaria în 1997 la 34% în Estonia în
1998.
Cele mai mici valori medii de levier pentru perioada respectiv ă au fost observate în Bulgaria și
România (ratele medii de 12% și 19%, respectiv). Estonia, Polonia, și Republica Ceh ă s-au situat în partea de
sus a clasific ării, cu un grad mediu de îndatorare de 24-31%. Între 1997 și 2001, levierul a crescut în trei dintre
țările cu cel mai mic levier (Bulgaria, România, și Polonia) și a scăzut în dou ă dintre țările cu cel mai mare
levier (Estonia și Republica Ceh ă). Modific ările absolute ale levierului între 1997 și 2001 au fost în intervalul 5-
8%. Majoritatea firmelor din Bulgaria din e șantion nu au avut nici o datorie între 1997 și 1998. Cu toate acestea,
proporția de companii neindatorate a sc ăzut în timp pentru toate țările, cu excep ția Republicii Cehe. Cele mai
mari scăderi a companiilor neindatorate ca și proporții au fost în Bulgaria și România, țări cu cel mai mic levier.
Astfel, tendin ța aparentă în cursul perioadei observate este aceea c ă media gradului de îndatorare a firmelor din
țările cu cel mai mare levier este în sc ădere, în timp ce media gradului de îndatorare a întreprinderilor în țările
cu un nivel sc ăzut al levierului, cre ște. În mod evident, diferen țele în structurile de capital a firmelor din țările
pe care le-am avut în vedere (cu excep ția Bulgariei) au devenit minuscule pân ă la sfârșitul anului 2001. Nici una
din eviden țele prezentate pân ă acum nu contrazice ceea ce a fost g ăsit pentru țările în tranzi ție, în prima
jumătate a anilor 1990. În medie, gradul de îndatorare al companiilor în țările în tranzi ție a rămas scăzut în
perioada 1997-2001 și o mare parte din companii nu au fost îndatorate deloc.
Cu toate acestea, nivelul mediu de îndatorare a companiilor din economiile în tranzi ție avansate din
Estonia, Polonia și Republica Ceh ă au fost apropiate nivelul de îndatora re de 40% înregistrat de majoritatea
țărilor din UE.
În continuare, bazându-m ă pe date conturile financiare na ționale de pe site-ul eurostat, am realizat o
analiză a structurii financiare a firmelor nefinanciare din Europa Emergent a în perioada 2006-2009. Aceasta va
asigura o perspectiv ă globală asupra surselor de finan țare ale companiilor din Europa Emergent ă.
O privire mai îndeaproape asupra Europei Emergente relev ă atât asem ănări, cât și deosebiri între modul
de finanțare al firmelor din aceste economii. Chiar dac ă datoriile prezint ă o importan ță ridicată în totalul
surselor de finan țare ale firmelor din toate economiile emergente europene, sub aspectul valorilor efective, între
acestea se observ ă anumite deosebiri, uneori deloc neglijabile. Sp re exemplu, la finele anului 2008, exist ă un
ecart substan țial,de 41% între cea mai mic ă valoare 32,13% (Republica Ceha) și cea mai mare valoare de
73,50% (Slovenia), a propor ției datoriilor totale în totalul activelor bilan țiere.
Astfel, capitalurile proprii nu reprezint ă în toate țările Europei Emerge nte cea mai important ă sursă de
finanțare, de exemplu, în Slovenia, creditele au constituit în 2009, principala component ă a pasivelor bilan țiere.
Totuși, cea mai mare parte a datelor provenite din contur ile financiare anuale ale economiilor emergente din
Europa indic ă similitudini sub aspectul structurii financiare.

33 
 Prima asem ănare const ă în existen ța unei tendin țe comune privind îndatorarea, reflectat ă prin evolu ția
gradului de îndatorare, determinat c ă raport între datoriile totale și active totale (figura 3.3).
Figura 3.3

Sursa:Eurostat si calcule proprii
Trendul general în perioada 2006-2009, sub aspectul raportulu i dintre datoriile totale și capitalul
propriu, este de cre ștere ușoară. Comparând valorile din 2006 și respectiv 2009, nivelul levierului cre ște în
Estonia de la 67,01% la 70,03%, în Bulgaria de la 47,20% la 72,81%, în Slovenia, de la 55,62% la 73,50% iar in
Polonia de la 35,66% la 49,85% în timp ce cre șterea medie în Romania este de 5%, de la 33,23% la 37,38%.
În al doilea rând, o serie de asem ănări rezultă și din analiza structurii datoriilor dup ă criteriul scaden ței.
Astfel, importan ța relativă a creditelor pe termen lung este mai mult decât evident ă pentru toate țările din
Europa Emergent ă, ponderea acesteia în total fiind în medie de 70% în perioada 2006-2009. Sub aspectul
scadenței, cea mai mare parte a dato riilor sunt pe termen mediu și lung.
Alături de similitudinile în privin ța îndatorării pe baza creditelor și titlurilor financiare de datorie, o alta
se referă la importan ța considerabil ă a creditului comercial în finan țarea companiilor nefinanciare din Europa
Emergent ă. Ponderea acestuia în to talul pasivelor bilan țiere ale firmelor din economiile europene emergente
este situat ă la sfârșitul anului 2009 în intervalul 10%-30%. Totu și, trebuie precizat c ă relevanța creditului
comercial sub aspectul pozi ției ocupate în ierarhia general ă a surselor de finan țare a firmelor difera de la o țară
la altă. Dacă în Polonia și România, și într-o anumit ă măsură, și în Bulgaria, creditul comercial este situat în
ordinea importan ței relative imediat dup ă capitalul propriu, în celelalte țări, acesta are o pondere mai redus ă
decât creditele bancare, adic ă datoriile pe termen lung.
Cocluzia la care a ajuns Nivorozhkin în studiul lui: media gradului de îndatorare a firmelor din țările
cu cel mai mare levier este în sc ădere, în timp ce media gradului de îndatorare a întreprinderilor în țările cu un
nivel scăzut al levierului, cre ște, s-a confirmat pentru anii 2006-2009, întrucât Cehia și Polonia au ajuns s ă aibe
un grad de îndatorare mai mic decât cel al Bulgariei și chiar și al României.
Pe baza rezultatelor ob ținute anterior în literatura de specialitate (pentru țările din sud-estul Europei și
România) și a disponibilit ății datelor pentru România, în subcapitolul urm ător, am analizat influen ța

34 
 profitabilit ății, mărimii întreprinderilor, tangibilit ății activelor și a oportunit ăților de dezvoltare asupra gradului
de îndatorare total și al celui pe termen lung al companiilor române ști.
4.2 Analiza descriptiv ă

Problematica modului în care firmele î și aleg și ajusteaz ă mix-ul lor strategic de datorii-capital a primit
o mare aten ție și a necesitat o dezbatere continu ă între economi știi și practicienii finan țelor corporative.
Teoria echilibrului spune c ă firmele caut ă nivelul de îndatorare care echilibreaz ă avantajele fiscale
determinate de datoriile suplimentare fa ță de costurile posibile de faliment și promoveaz ă pentru firmele
plătitoare de impozit împrumutul mode rat (Myers, 2001). Teoria ierarhiz ării spune c ă firmele vor împrumuta,
mai degrab ă decât vor emite titluri de capital, atunci când fluxul de numerar intern nu este suficient pentru a
finanța proiectele de investi ții.
În această secțiune, vom apela la statistic ă descriptiv ă pentru a ob ține o vedere de ansamblu asupra
structurii capitalului și a factorilor determinant ai acesteia.
4.2.1 Analiza descriptiv ă pe România
 
Tabelul 5 oferă un rezumat al statisticilor descriptive ale variabilelor diferite utilizate în acest studiu.
Media raportului datoriei totale, definit ă că raportul dintre datorii totale și total active, a firmelor e șantion din
2007-2010 este de 0,344 (0,303), cu un num ăr total de 196 observa ții. Media ponderii datoriei pe termen lung,
definită că raportul dintre datoriile pe termen lung în tota l active, este 0,067 (0,020). Iar ponderea datoriei pe
termen scurt, definit ă că datorii curente împ ărțite la total active, este de 0,276 (0 ,209). Statisticile de medie ale
altor variabile sunt similare în ambele cazuri. Mediana, abaterea standard, valorile maxime și minime sunt
prezentate pentru inferen țele statistice.
Tabel 5 Descriptive Statistics
  DT/AT DTS/AT DTL/AT ROA TANG UTILA lnAT Lichid TAXB Growec GrowCA
Mean 0,344 0,276 0,067 0,020 0,572 0,725 12,131 2,887 0,151 0,214 0,056
Standard Error 0,023 0,023 0,007 0,005 0,016 0,037 0,104 0,242 0,022 0,066 0,026
Median 0,303 0,209 0,020 0,017 0,544 0,637 11,901 1,696 0,154 0,048 0,017
Standard
Deviation 0,326 0,317 0,095 0,067 0,223 0,523 1,459 3,390 0,309 0,927 0,363
Sample
Variance 0,107 0,100 0,009 0,004 0,050 0,274 2,129 11,492 0,096 0,859 0,132
Range 3,706 3,704 0,428 0,423 0,866 4,938 7,587 24,773 4,099 9,759 4,580
Minimum 0,007 0,007 0,000 -0,205 0,097 0,052 9,636 0,102 -3,161 -0,479 1,502
Maximum 3,713 3,711 0,428 0,217 0,964 4,990 17,223 24,876 0,938 9,280 2,575
Count 196 196 196 196 196 196 196 196 196 196 -0,648
Confidence
Level(95,0%) 0,046 0,045 0,013 0,009 0,031 0,074 0,206 0,478 0,044 0,131 1,927
Sursa: calcule proprii
Ratele de îndatorare din tabelul 5 arată că firmele din Romania tind s ă aibă o proportie mica de datorii
în structura capitalului lor. Contribu ția datoriei pe termen scurt este semnific ativ mai mare in datorii totale decât

35 
 datoria pe termen lung. M ăsurile de rentabilitate sunt sc ăzute. Randamentul activelor este de numai 2% iar
TANG, definit ca raportul dintre activele imobilizate si activele totale, arat ă statistic c ă firmele au in medie
active fixe de 57%. Atunci când firmele au nevoie sa utili zeze capitaluri împrumutate (credite bancare, etc),
activele fixe poate fi gajate. În medie, rata de cre ștere a vânz ărilor, GW a fost observata foarte ridicata, cu toate
acestea, statistica mediana arat ă că r a t a d e c r e ștere este normala la 4,8%. Va riabilitatea statisticilor indic ă
inconsisten ța in estimarea mediei. Un alt proxy de m ăsură a oportunit ăți de creștere, rată de creștere in total
active a fost observat ă la o medie de 5,6%. Indicatorii de lichiditate sunt mai mult sau mai pu țin aproape de
standardele normale.
Coeficien ții de corela ție dintre variabilele diferite sunt raportate în tabelul 4 . Corelațiile sunt în general
mici, cu unele excep ții. Corelațiile între datoriile pe termen scurt și datoriile totale, coeficientul de corela ție este
0.96, ceea ce demonstreaza inca o data ponderea ridicata a da toriilor pe termen scurt. Coeficientul de corelatie
intre datoriile totale si marimea este g ăsit zero, cu toate acestea, nu este statistic semnificativ ă. Coeficientul de
corelație între structura activelor și dimensiunea este de asemenea foarte sc ăzută. Structura activelor este mai
puțin corelat ă cu datoria pe termen scurt și mărimea. În ambele cazuri, coeficientul este foarte mic.
Tabelul 4 Coeficientii de corelatie Pearson intre variabile
  DT/AT DTS/AT DTL/AT ROA TANG UTILAT lnAT Lichid TAXB Grow
ec Grow
Sales
DT/AT 1
DTS/AT 0,96 1
DTL/AT 0,25 -0,05 1
ROA -0,41 -0,38 -0,14 1
TANG -0,22 -0,25 0,09 -0,05 1
UTILAT 0,18 0,18 0,04 0,14 -0,48 1
lnAT 0,12 0,03 0,30 0,07 0,30 -0,09 1
Lichid -0,40 -0,35 -0,21 0,22 -0,12 -0,13 -0,20 1
TAXB -0,08 -0,10 0,06 0,15 0,09 -0,02 0,01 -0,03 1
Growec -0,06 -0,06 -0,01 0,04 0,18 -0,13 0,05 -0,04 -0,03 1
GrowSales 0,08 0,04 0,17 0,20 -0,06 0,38 0,04 -0,10 -0,04 0,25 1

4.2.2 Compara ții interna ționale pe analiza descriptiv ă

Statisticile levierului prezentate în Tabelul 5 și Tabelul 4 sprijină aceste constat ări timpurii ale studiilor
internaționale (Rajan și Zingales, 1995; Demirguc-Kunt și Maksimovic, 1999; Booth et al, 2001). Statisticile
mediane ale raportului datoriei totale și a datoriei pe termen lung din România, împreun ă cu cele pentru țările
G-7 (Rajan și Zingales, 1995) și pentru cele 10 țări în curs de dezvoltare (Booth et al., 2001) sunt prezentate în
Tabelul 6
Tabelul 6 Rata datoriei : O compara ție international ă
Nr. de firme Perioada Rata datoriei
totale
(%) Rata datoriei pe
termen lung (%)
Romania 49 2006-2010 30 6

36 
 Brazil 49 1985-1991 30 10
Mexico 99 1984-1990 35 14
India 99 1980-1990 67 34
South Korea 93 1980-1990 73 49
Jordan 38 1983-1990 47 12
Malaysia 96 1983-1990 42 13
Pakistan 96 1980-1987 66 26
Thailand 64 1983-1990 49 N/A
Turkey 45 1983-1990 59 24
Zimbabwe 48 1990-1988 42 13
United States 2580 1991 58 37
Japan 514 1991 69 53
Germany 191 1991 73 38
France 225 1991 71 48
Italy 118 1991 70 47
United Kingdom 608 1991 54 28
Canada 318 1991 56 39
Acest tabel prezint ă mediana raportului datoriilor pentru Romania, 10 țări în curs de dezvoltare și țările G-7 pe o perioada de timp
diferita. Ponderea datoriei total ă este definit ă ca datorii totale împ ărțit la active totale. Ponderea datoriei pe termen lung este definita ca
datoriile totale pe termen lung raportat la total active. Datele sunt de la 46 de firme non-financiare listate la BVB. Datele p entru cele 10
țări în curs de dezvoltare sunt prelua te din Booth et al. (2001, tabelul I), și estimarea lor pentru ponderea da toriei pe termen lung exclude
datoriile curente din activel e totale. Datele pentru țările G-7 sunt preluate din Rajan și Zingales (1995, tabelul IIIa), și evaluarea lor
pentru ponderea datoriei pe term en lung include toate pasivele.
Valoarea medie a efectului de levier total, dup ă cum se arat ă în Tabelul 6 , este sub valoarea medie a
țărilor G-7, și egală cu valoarea Brazilei care are cel mai mic nivel al levierului și anume 30.3%. Se sprijin ă
ipoteza, c ă firmele din România sunt mai pu țin îndatorate.
În mod similar, statistica median ă a ponderii datoriei pe termen lung este foarte mic ă comparativ cu
toate țările. Aceasta implic ă faptul că firmele din România au angajat, datorii mai mici pe termen lung în
structura capitalului lor și se bazeaz ă mai mult pe finan țarea pe termen scurt.
Japonia are cea mai mare pondere a datoriei pe termen lung, care este de 53%, și Brazilia are cea mai
mică pondere a datoriei pe termen lung, car e este de 10%. Aceste statistici sprijin ă, de asemenea ipoteza c ă
firmele din România au datorii pe termen lung foarte mici. Cu toate acestea, acest studiu comparativ arat ă că
firmele din România sunt mai pu țin îndatorate decât țările avansate și chiar decât cele în curs de dezvoltare, deci
unele măsuri de precau ție trebuie avute în vedere. Proxy-ul de m ăsurare pentru rata datoriilor totale ar putea s ă
supraestimeze raportul de levier (Booth et al., 2001) de oarece proxy-ul pentru datoria pe termen scurt este
format din datorii curente, care includ provizioane și furnizori de plat ă. Având în vedere c ă firmele de produc ție
au dominat probele, partea de furniz ori în datorii curente ar fi ridicat ă, prin urmare, de aceea nivelul datoriilor
pe termen scurt este ridicat.
Țările emergente sunt caracterizate prin diferite grade de reu șite sau nereu șite în ceea ce prive ște
reformele. Polonia, Republica Ceh ă și Estonia pot fi descrise ca economii în tranzi ție avansate, în timp ce
Bulgaria și România au avut mai pu țin succes cu reformele și au rămas în urma altor țări emergente.
Magnitudinea relativ ă a nivelului de îndatorare între țări sugereaz ă că succesul relativ cu reformele
macroeconomice și instituționale se reflect ă în disponibilitatea finan țării datoriei.

37 
 Devic și Krstic (2001) au realizat un studiu comparativ pe cazul a 38 de companii listate pe piata de
capital din Polonia și respectiv Ungaria privind gradul de îndatorare al acestor dou ă țări ex-comuniste, în curs
de dezvoltare, cu care pare mai relevant compararea firmelor listate la BVB. Iat ă care au fost rezultatele acestui
studiu56:
Tabel 7 Gradul de îndatorare al firmelor listate pe pia ța bursieră din Polonia și Ungaria
Gradul de indatoare Ungaria Polonia Romania
Medie 0.1194 (0.122) 0.067 (0.141) 0.067(0.095) Datorii financiare/
Activ total Mediana 0.0575 0.0239 0.020
Medie 0.3758(0.375) 0.316(0.196) 0.344(0.326) Datorii totale/Activ
total Mediana 0.3739 0.2415 0.303
Sursa: date preluate din M.Dragota,pag. 242 si calcule proprii
Se poate remarca faptul c ă, în ceea ce prive ște datoriile financiare, firmele din România au un grad de
îndatorare comparabil cu cel din Polonia, atât pe medie cât și pe mediana, iar variabilitatea valorilor,
cuantificat ă prin abatere medie p ătratică este apropiat ă ca valoare.
Privind îndatorarea total ă exprimat ă în valori contabile se poate spune c ă firmele române ști listate la
BVB înregistreaz ă niveluri superioare celor corespunz ătoare Ungariei, ce pare mai îndatorat ă, iar variabilitatea
față de medie este mai pronun țată, de asemenea.
Capitolul 5 Prezentarea și analiza rezultatelor empirice

Studiile empirice privind structura de finan țare se realizeaz ă cu dificultate, iar interpretarea rezultatelor
trebuie făcută cu precau ție, datorit ă problemelor implicate de m ăsurarea atât a îndator ării cât și a variabilelor
explicative selectate.
Unele dintre lucr ările timpurii sunt efectuate pe baza conceptului static de structur ă a capitalului iar
câteva lucr ări recente sunt efectuate pe baza conceptului dinamic de structur ă a capitalului. Având în vedere
limitarea metodologic ă, studiul se bazeaz ă pe conceptul static de structur ă a capitalului.
În această secțiune, factorii specifici firmei care determin ă structura de capital au fost trata ți cu tehnici
de estimarea econometric ă atât pentru firmele din România cât și pentru companiile ce apar țin celorlalte dou ă
țări emergente: Polonia și Lituania.
5.1 Analiza econometric ă

Analiza econometric ă este unul dintre instrumentele cele mai importante în studiile economice, care
măsoară relația funcțională între variabilele economice dependente și independente. Aceast ă secțiune analizeaz ă
relația dintre variabila dependent ă și variabile independente prezentate în cad rul teoretic în capitolul 2, cu toate
acestea, astfel cum a sus ținut Titman și Wessels (1988), alegerea variabilelo r explicative în analiza structurii
                                                             
56 Dragota, Mihaela, “ Decizia de investire pe piata de capital ”, Editura ASE, Bucuresti, 2006, pag 242

38 
 capitalului este dificil ă. Având în vedere studiile prezenta te, am adoptat pentru analiza șapte variabile cheie
independente și anume;. structura activelor, rata de lichiditate, oportunit ăți de creștere, creșterea cifrei de
afaceri, profitabilitate, utilizarea activelor și dimensiunea.
Modelul de baz ă estimat este: LEV = C(1) + C(2)*ROA + C(3)*TANG + C(4)*TAXB + C(5)*UTILAT +
C(6)*LNAT + C(7)*LICHID + C(8)*GROWEC + C(9)*GROWSALES
Pe baza matricei de corela ție nu voi renun ța la nici un factor, leg ăturile de corela ție sunt slabe.(vezi
Anexa 9 ). De asemenea, în cazul modelului nostru, am eliminat variabila TAXB și UTILAT, întrucât
coeficientul pentru aceast ă variabilă nu este semnificativ din punct de vedere statistic (p-value 0.6733, respectiv
0.0716 – Anexa 10 ). După eliminarea celor doi factori vom avea urm ătoarele rezultate (vezi Anexa 11 ).
Modelul este valid, impunându-se totodat ă eliminarea factorilor a c ăror influen ță este nesemnificativ ă:
GROWEC datorit ă valorilor mari ale lui p-value 0.0986. Rezultatele model ării după eliminarea factorilor
nesemnificativi sunt prezentate în tabelul de mai jos.( Tabelul 8 )
Tabelul 8

Ecuatia va fi urm ătoarea: LEV = C(1) + C(2)*ROA + C(3)*LNAT + C(4)*TANG + C(5)*LICHID +
C(6)*GROWSALES (4.2)
sau
LEV = 0.378 – 1.057*ROA + 0.021*LNAT – 0.388 *TANG – 0.028*LICHID + 0.125*GROWSALES
În continuare voi analiza din punct de vedere econometric ecua ția de mai sus. Astfel, dac ă valoarea
coeficientului de determinare se apropie de 1, atunci varia ția seriei este explicat ă într-o mare m ăsură de factorii
de regresie. Valoarea lui
este influen țată într-o mare m ăsură și de num ărul variabilelor exogene.
Mărimea raportului de determinare cre ște, în general cu num ărul variabilelor explicative. De aceea pentru
înlăturarea acestui inconvenient se calculeaz ă raportul de determinare corectat cu num ărul gradelor de libertate
k. Rezultatele din Tabelul 8 evidențiază faptul că variabilele independente explic ă în propor ție de 53.74%
variația raportului datoriilor totale, varia ție măsurată prin adjusted R-squared. Aceast ă mărime a lui R-squared
este destul de bun ă dacă avem în vedere alte studii empirice.
Observăm din estim ările rezultate, c ă mărimea și creșterea, au o influen ță pozitivă asupra efectului de
levier iar lichiditatea, structura activelor și profitabilitatea au o influen ță negativă asupra levierului.

39 
 Coeficientul ratei de lichiditate, LICHID (proxy pentru lichiditate) este negativ și este semnificativ (p-
value este 0.0000). Constat ările sunt în conformitate cu ideea c ă lichiditatea firmelor exercit ă un impact negativ
asupra deciziilor firmelor de a împrumuta. Acest efect negativ ar putea fi din cauza unor conflicte poten țiale
între creditorii și acționarii firmelor (Ozkan, 2001, p. 190) .Cu alte cuvinte, firmele care au nivel ridicat de
lichiditate de țin mai multe active lichide și au datorii mai mici pe termen scurt, sc ăzând astfel ponderea datoriei
pe termen scurt și a datoriei totale în acela și timp.
Coeficientul de rentabilitate, ROA (determinat c ă proxy prin raportul dintre EBITDA și total active)
este negativ ă și semnificativ ă statistic (p-value este 0.0000). S-a emis ipoteza c ă, atunci când firmele sunt
profitabile, ele prefer ă să se împrumute, deoarece s cade costul de faliment a șteptat odat ă cu creșterea
rentabilității, la care se ad ăugă avantajele fiscale ce vor conduce de profitabilitate mai mare, dar se pare c ă
evidențele nu sus țin acest lucru. Semnul negativ al profitabilit ății este în concordan ță cu teoria ierarhiz ării care
prezice o preferin ță pentru finan țare intern ă, mai degrab ă decât asupra finan țării externe (Myers, 1984; și Myers
și Majluf, 1984). Constatare este, de asemenea, în concordan ță cu studiile timpurii ale lui Rajan și Zingales
(1995), Booth et al. (2001), Ozkan (2001), și Gaud et al. (2005).
Dimensiunea reprezentat ă prin LNAT este pozitiv corelat ă cu levierul. Coeficientul este semnificativ
statistic (p-value este 0.0072). Aceasta indic ă faptul că cu cât este mai mare firma, cu atât va folosi împrumuturi
mai multe. Dovezile sprijin ă ipoteza c ă dimensiunea are un impact pozitiv asupra acord ării de împrumuturi.
Evidențele sunt în concordan ță cu teoria tradeoff a structurii capitalului și studiile timpurii (Jalilvand și Harris,
1984; Rajan și Zingales, 1995; Ozkan, 2001; și et al Gaud, 2005.).
Coeficientul GROWSALES (ca proxy prin rata de cre ștere arimtetica în cifra de afaceri) este
semnificativ din punct de vede re statistic (p-value 0.001) și este corelat pozitiv cu gradul de îndatorare. Aceasta
presupune c ă o creștere a cifrei de afaceri, implic ă folosirea mai mult a datoriilor sau posibilitatea de a accede
mai ușor la împrumuturi.
Din analiza de mai sus și prin testarea ipotezelor modelului de regresie (Anexa 12) este confirmat ă
existența autocorel ării erorilor. De altfel, ceea ce infirm ă ipoteza necorel ării erorilor este valoarea lui DW=
0,8042 ceea ce ne conduce la ideea existen ței unei autocorel ări negative între erori. Reprezentarea grafic ă a
reziduurilor (care nu se încadreaz ă în bandă) este o confirmare în plus de existen ță a autocorel ării erorilor, drept
urmare va trebui s ă utilizăm modelul dinamic.
5.2 Corectarea modelului eco nometric- Modelul dinamic

Modelul de regresie prezentat în Tabelul 8 are statistica Durbin-Watson sc ăzuta, care arat ă posibilitatea
prezenței ipotezei de autocorelatie. Ipoteza nul ă de necorelare este respins ă. În prezen ța autocorel ării,
estimatorilor regresiei le poate lipsi eficien ța.În astfel de cazuri se sugereaz ă utilizarea unui model dinamic de
ordinul întâi. Modelul dinamic de ordinul I este sub form ă: Yt – Yt-1 = b(Xt – Xt-1) + (mt – mt-1).

40 
 Pentru corectarea autocorel ării între erori, vom construi modelul dinamic urm ător derivat din ecua ția
(4.2) D(LEV) = C(1)*D(ROA) + C(2)*D(TANG) + C(3)*D(LNAT) + C(4)*D(LICHID) + C(5)*D(GROWSALES
Analiza modelului indic ă în mod clar faptul c ă nu toți coeficien ții sunt semnificativi, deci nu toate
variabilele utilizate au influen ță determinant ă asupra variabilei dependente. În regresia urm ătoare voi elimina
mărimea întreprinderii întrucât are un p-value ridicat (0.6620) și este nesemnificativ ă și va rezulta urm ătoarea
ecuație: D(LEV) = -0.397*D(ROA) – 0.023*D(LICHID) + 0.048*D(GROWSALES) – 0.359*D(TANG)
Tabelul 9 Rezultatele estim ării modelului dinamic

În acest model, nu exist ă nici o diferen ță intercept aceasta înseamn ă că linia de regresie trece prin
origine (Gujarati, 2003). Când am regresat primul model-diferen ță cu primii operatori-diferen ță de variabile
explicative, statistica Durbin-Watson a crescut pana la 2.056099, ceea ce îndepline ște condiția de a accepta
ipoteza nula a necorel ării. Astfel, estimatorii sunt mai eficienti.
a scăzut considerabil. Aceasta este în general
de asteptat, pentru ca prin luarea primelor diferen țe, studiul încearc ă să exploreze comportamentul variabilelor
în jurul valorii lor de trend (liniar ă) și
al modelelor din Tabelul 8 nu poate fi comparat direct, deoarece
variabilele dependente în aceste modele sunt diferite.
Corelația dintre profitabilitate și gradul de îndatorare total este negativ ă și statistic semnificativ ă.
Coeficientul ob ținut pentru variabila profitabilitate sugereaz ă faptul că la o creștere cu 10 puncte procentuale a
profitabilit ății întreprinderilor române ști cotate la BVB se asociaz ă o scădere cu aproximativ 4 puncte
procentuale a gradului de îndatorare total. Corela ție negativ ă dintre profitabilitate și gradul de îndatorare total
sprijină ipoteza teoriei ierarhiz ării surselor de finanțare conform c ăreia întreprinderile profitabile utilizeaz ă mai
puțin capitalurile împrumutate pentru finan țare, întrucât au la dispozi ție mai multe resurse interne pe care le pot
utiliza ca surse de finan țare (Myers & Majluf, 1984).
Semnul operatorului de prim ă diferență pentru m ărime este pozitiv, cu toate acestea, nu este statistic
semnificativ la niveluri normale. Între creșterea cifrei de afaceri și gradul de îndatorare total exist ă o corelație
pozitivă și semnificativ ă din punct de vedere statistic, indicând faptul c ă întreprinderile cu vânz ări în creștere
sunt mai pu țin supuse riscului de a intra în faliment. Pr in urmare aceste întreprinderi pot recurge mai u șor la
contractarea de împrumuturi pentru finan țare.Valoarea coeficientului ob ținut pentru variabila m ărimea

41 
 întreprinderii arat ă că o creștere de 10% a m ărimii întreprinderii este urmat ă de o creștere de aproximativ 0.03
puncte procentuale a ratei îndator ării, deci nesemnificativ.
În plus, rezultatele indic ă faptul că întreprinderile române ști cu o propor ție mare de active imobilizate
corporale în total active au o rat ă a îndator ării mai mic ă, astfel că la o creștere cu 10 puncte procentuale a
tangibilității activelor are loc o sc ădere cu aproximativ 4 puncte procentual e a gradului de îndatorare total.
Acest rezultat contrazice, atât ipotezele teoriei echilibr ării, conform c ărora activele imobilizate corporale sunt
utilizate ca și garanții ale împrumuturilor, cât și rezultatele ob ținute pentru țările dezvoltate ce relev ă o corelație
pozitivă între tangibilitatea activelor și gradul de îndatorare (Rajan & Zingales, 1995; Titmann & Wessels,
1988). În schimb, rezultatul ob ținut pentru întreprinderile din e șantionul nostru în ceea ce prive ște corelația
negativă între tangibilitatea activelor și gradul de îndatorare total este în concordan ță cu datele prezentate pentru
țările în curs de dezvoltare (Booth et al., 2001; Nivorozhkin, 2005). În aceste țări, utilizarea activelor corporale
ca și garanție a împrumuturilor este limitat ă de o serie de factori cum ar fi: sisteme legislative subdezvoltate și
ineficiente sau pie țele secundare nelichide.
5.3 Compara ții cu rezultatele unor studii interna ționale privind factorii determinan ți
 
Așa cum am realizat analiza comparativ ă a gradului de îndatorare a firmelor române ști cu cel al unor
țări în curs de dezvoltare, vom realiza acela și lucru și în ceea ce prive ște determinan ții structurii de finanatare.
În analiza influen ței factorilor specifici firmei asupra variab ilei dependente LEV (gradul de îndatorare
pe termen mediu și lung) am luat în considerare urm ătoarele ipoteze ( tabelul 10 ) la nivelul țărilor emergente. În
formularea acestor ipoteze am avut în vedere rezultat ele studiile empirice prezentate în capitolul 2, privind
finanțarea firmelor în economiile emergente.
Tabelul 10 Ipotezele analizei de regresie privind firmele din Europa Emergent ă
Tangibilitatea are un impact pozitiv asupra gradului de îndatorare.
Dimensiunea firmei are un impact poz itiv asupra gradului de îndatorare.
Nivelul fiscalit ății are un impact pozitiv asupra gradului de îndatorare.
Profitabilitatea are un impact negativ asupra gradului de îndatorare.
Modificarea cifrei de afaceri are un impact pozitiv asupra gradului de îndatorare.
Baza de date utilizată în studiul acesta este preluat ă de pe site-ul lui Aswath Damodaran57 , o bază de
date global ă în care sunt incluse informa ții financiare despre firmele din Asia, Africa, Europa, Statele Unite, etc.
pe o perioad ă de 10 ani. Datele con țin informa ții din bilan țurile și conturile de profit și pierdere a firmelor.
Pentru țările din acest studiu : Polonia și Lituania, am selectat companiile cu 4 ani consecutivi de raport ări și
fără date lipsă. Pe lângă această, firmele clasificate ca și intermediari financiari au fost excluse din baza de date.
                                                             
57 http://pages.stern.nyu.edu/~adamodar/

42 
 Drept urmare, baza de date final ă conține 80 de companii poloneze și 14 companii lituaniene pentru perioada
2007-2010.
Modelul de regresie estimat pentru fiecare țară cu ajutorul sistemului E-Views, este redat mai jos:
LEV = C(1) + C(2)*ROA + C(3)*LNCA + C(4)*TANG + C(5)*TAXB + C(6)*GROWSALES
În urma aplic ării modelului de regresie am ob ținut următoarele ecua ții:
pentru Lituania LEV = 1.104 – 0.726*R OA – 0.097*LNCA – 0.249*TANG – 0.221*TAXB +
0.093*GROWSALES (Anexa 13 )
pentru Polonia LEV = 0.259 – 0.355*ROA + 0.006*LNCA – 0.260*TAXB + 0.107*TANG +
0.060*GROWSALES (Anexa 14 )
pentru România LEV = 0.118 – 1.476*ROA + 0.035*LNCA + 0.039*TAXB – 0.362*TANG +
0.168*GROWSALES (Anexa 15 )
Rezultatele (a se vedea Anexele 13,14,15 ) indică faptul că tangibilitatea activelor companiei ( TANG )
pare să aibă efecte mixte asupra gradului de îndatorare între țări. Relația este negativ ă pentru Lituania și
România, care este în conformitate cu dovezile din studiile anterioare cu privire la economiile în tranzi ție
(Cornelli, Portes, și Schaffer, 1996; Nivorozhkin, 2001, 2003). Pe ntru Polonia coeficientul variabilei TANG
este pozitiv, în confirmarea ipotezei enun țate. Problem ă ce apare este aceea c ă de aceast ă dată coeficientul este
lipsit de semnifica ție statistic ă atât pentru Polonia cât și pentru Lituania. Rezultatele implic ă faptul că activele
corporale, r ămân o surs ă slabă de garan ții în economiile în tranzi ție mai pu țin avansate. Totu și, semnul negativ
al coeficientului de regresie pentru România infirm ă ipoteza enun țată, iar valoarea efectiv ă a coeficientului de
regresie este destul de sc ăzută ceea ce reflect ă impactul relativ redus al acestui factor specific firmei asupra
structurii de capital.
Profitabilitatea companiilor are un efect uniform asupra levierului în toate țările luate în considerare.
Coeficientul variabilei ROA este negativ și semnificativ în toate regresiile . Rezultatele sunt în linie cu dovezile
pentru UE ( și alte țări dezvoltate) și sprijină teoria ierarhiz ării. Firmele c ărora le lipsesc fonduri interne ar dori
să reducă decalajul prin stabilirea de obiective de îndatorare mai mare. Ipotez ă cu referire la influen ța
profitabilit ății asupra gradului de îndatorare, este confirmat ă. Semnul negativ al coeficientului de regresie
corespunz ător acestei variabile explicative indic ă o confirmare a teoriei ierarhiz ării surselor de finan țare, care
sugerează că firmele profitabile prezint ă o mai mare probabilitate de a- și asigura integral finan țarea din surse
interne, în principal prin intermediu l profitului net reinvestit, în compara ție cu firmele mai pu țin profitabile care
trebuie să apeleze la surse externe, în principal la îndatorare.
Dimensiunea firmei (LNCA ) este negativ și semnificativ corelat ă cu levierul în Lituania și pozitiv
corelată în România și Polonia , dar pentru aceast ă din urmă relația nu este semnificativ ă. Efectul de m ărime a
întreprinderilor de valorificare tinde s ă varieze între țările Uniunii Europene. Rajan și Zingales (1995) și Wald
(1999) raporteaz ă o relație negativ ă pentru Germania, una pozitiv ă pentru Marea Britanie și una nesemnificativ ă
pentru Fran ța și Italia. În țările considerate, efectul pozitiv al dimens iunii firmei asupra levierului poate fi

43 
 probabil explicat ă prin faptul c ă dimensiunea serve ște ca un proxy de stabilitate pentru creditori. Companiile
mari sunt, de asemenea, de multe ori obiectul unor forme de programe de investi ții sponsorizate de guvern.
Finanțare în cadrul acestor programe poate lua forma de garan ții și finanțare direct ă.
Nivelul fiscalit ății (TAXB) are un efect semnificativ și negativ asupra levierului doar pentru firmele din
Polonia . Conform lui Modigliani și Miller (1963), firmele ar trebui s ă utilizeze capital împrumutat cât mai mult
posibil în vederea maximiz ării valorii lor. Astfel, în conformitate cu teoria echilibrului, o rela ție pozitiv ă între
rata efectiv ă de impozitare și gradul de îndatorare ar trebui s ă fie așteptata. Rezultatele nu sunt în linie cu
așteptările noastre.
Creșterea vânz ărilor ( GROWSALES ) are efect uniform asupra levierului în toate țările luate în
considerare. Coeficientul variabilei este pozitiv și semnificativ în toate regresiile .În conformitate cu teoria
ierarhizării, firmele cu cre șteri mari au nevoie mai mare de fonduri și, prin urmare, poate fi de a șteptat să se
împrumute mai mult. Ele vor emite mai ales titluri de valoare mai pu țin supuse asimetriilor informa ționale, și
anume datorii pe termen scurt. Dov ezile empirice în sprijinul rela ției negative pot fi g ăsite în Titman și
Wesssels (1988), Rajan și Zingales (1995), și Barclay și Smith (1996).
Având în vedere cele prezentate mai sus, semnifica ția anumitor factori specifici firmei difer ă de la țară
la țară, rezultând astfel ecua ții diferite de regresie prin elim inarea factorilor nesemnificativi:
pentru Lituania, am eliminat TANG și TAXB și a rezultat urm ătoarea ecua ție: LEV = 0.889 –
0.730*ROA – 0.105*LNCA + 0.084*GROWSALES (Graficul 1 )

pentru Polonia, am eliminat TANG și LNCA și a rezultat ecua ția: LEV = 0.391 – 0.387*ROA –
0.268*TAXB + 0.063*GROWSALES (Graficul 2 )

44 
 
pentru Romania, am eliminat TAXB și a rezultat: LEV = 0.123 – 1.449*ROA – 0.356*TANG +
0.035*LNCA + 0.167*GROWSALES (Graficul 3 )

Valoarea lui R2=0.29 (vezi Graficul 1 ) pentru Lituania sugereaz ă că 29% din varia ția structurii
capitalului în companiile analizate sunt explicate de varia ția profitabilit ății, a mărimii firmei și a creșterii cifrei
de afaceri. Pentru Polonia, R2=0.78 (vezi Graficul 2 ) sugereaz ă că 10 % din varia ția structurii capitalului este
explicată de profitabilitate, nivelul fiscalit ății, creșterea cifrei de afaceri iar pentru România R2 explic ă prin
profitabilitate, dimensiune, tangibilitate și creșterea cifrei de afaceri în propor ție de 34%, structura capitalului.
Din punct de vedere statistic, valoarea lui R squa re nu este mare.Cu toate acestea, în compara ție cu rezultatele
obținute de al ți autori, modelul poate fi considerat satisf ăcător.
Cel mai cunoscut test privind autocorelarea termen ilor reziduali este reprezentat de testul Darbin-
Watson și al cărui rezultat trebuie s ă se situeze în jurul valorii de 2 pe ntru a indica lipsa autocorelarii între
termenii reziduali.58 Pentru toate cele trei țări avem valori ale testului sub 2, ceea ce indica o autocorelare
negativă deci ar trebui s ă facem un model econometric dinamic, dar datorit ă faptului c ă am utilizat date panel
doar pentru trei ani, acest lucru nu ne permite s ă facem diferen ța de ordinul I.
Studiul empiric efectuat prin aplicarea modelelor de regresie liniar ă multiplă folosind date panel
conduce la rezultate care confirm ă că impactul anumitor factori specifici firmei, precum tangibilitatea și
profitabilitatea, asupra structurii de capital a companiilor din Europa Emergent ă, este semnificativ și în
concordan ță cu predic țiile ambelor curente teoretice majore privind finan țarea firmelor – teoria arbitrajului și
teoria ierarhiz ării surselor de finan țare. În acela și timp, pentru firmele din România, al ături de tangibilitate și
profitabilitate, și dimensiunea firmei reprezint ă un factor statistic semnificativ în explicarea structurii de
finanțare la nivel microeconomic, valoarea ob ținută oferind suport empiric teoriei ierarhiz ării surselor de
finanțare.
În general, semnele coeficien ților de regresie pentru toate variabilele care sunt semnificative pentru
modelul de regresie sunt în conformita te cu previziunile teoriei ierarhiz ării surselor de finan țare. Determinan ții
semnificativi ai structurii de capital în analiza cross-section variaz ă de la țară la țară. Singurele variabile cu un
efect uniform asupra levierului pentru toate țările sunt ratele de profitabilitate ale companiei. Tot mai multe
                                                             
58 Anamaria  Ciobanu, Analiza performantei  intreprinderii,  ed. ASE,Bucuresti,  2006, pag. 101

45 
 companii profitabile au tendin ța să împrumute mai pu țin, lucru care sus ține teoria ierarhiz ării surselor de
finanțare.
Capitolul 6. Determinarea structurii optime de finan țare pentru firmele
listate la BVB
Studiile și prezentările din capitolul precedent referitoare la structura financiar ă se finalizeaz ă cu
încercarea de a g ăsi un optim al structurii capitalului. Determinarea unei structuri financiare optime este
preocuparea multor economi ști și totodată o problem ă greu de realizat în practic ă.
În acest capitol am încercat s ă prezint un optim al structurii financiare din punct de vedere al valorii
întreprinderii, care este de dorit s ă fie maxim ă.
6.1 Influența structurii financiare asupra valorii întreprinderii
 
Conform obiectivului de baz ă al funcției financiare a întreprinderii, preocuparea managerilor este
creșterea continu ă a valorii întreprinderii, astfel încât s ă se realizeze o maximizare a acesteia în raport cu
structura activelor care o compune. Deci, realizarea une i structuri financiare optime a capitalului presupune
stabilirea acelei combin ări între capitalurile proprii și împrumutate, definit ă în termeni de rentabilitate și risc,
care să maximizeze valoarea ac țiunilor întreprinderii.
În viziunea clasic ă, în absen ța fiscalității, valoarea este func ție numai de riscul legat de activit ățile
firmei. Structura financiar ă a capitalurilor nu are nici o influen ță asupra valorii întreprinderii, structura
financiară fiind neutr ă în raport cu valoarea întreprinderii. Astfel, conform teoriei lui MM, în condi țiile în care
anumite ipoteze sunt îndeplinite, valo area întreprinderii nu este influen țată de modific ările care au loc în
structura capitalului.
În condiții de fiscalitate, îns ă se poate afirma c ă îndatorarea poate cre ște valoarea firmei, întrucât
existența impozitelor creeaz ă avantaje în cazul utiliz ării unui volum mai mare de capitaluri împrumutate.
Dobânzile aferente acestora sunt cheltuieli de ductibile fiscal, care reduc profitul impozabil și, ca urmare,
generează o economie de impozit. Dar o firm ă îndatorat ă are un grad mai mare de risc: întreprinderea
neîndatorat ă are numai un risc economic, în timp ce întreprinderea îndatorat ă înregistreaz ă o majorare a riscului
capitalului propriu vis-a-vis de gradul de îndatorare.
6.2 Studiu privind determinarea factorilor ce influen țeză valorea firmei

Studiul meu, prezentat în continuare urm ărește să evidențieze impactul factorilor determinan ți ai
structurii financiare asupra profitabilit ății, bazându-m ă pe lucrarea lui David J. Smith, Jianguo Chen și Hamish

46 
 D. Anderson59. Conform modelului econom etric aplicat de ace știa60, performan ța măsurată prin ROA este
evident și în mod semnificativ negativ corelat ă cu suma datoriilor utilizate de firm ă. O explica ție a acestui
rezultat ar fi faptul c ă firmele puternic performan țe, tind să aibe mai mult profit nedistribuit și astfel nu au
nevoie să se împrumute pentru a- și finanța activitatea. Pe de alt ă parte, o profitabilitate sc ăzută poate pune
presiune asupra firmei s ă utilizeze mai multe datorii în perioada urm ătoare.
În continuare, voi testa dac ă acest lucru se aplic ă și pe piață din România și am ales ca variabil ă
dependent ă profitabilitatea, m ăsurată conform rela ției: Rezultat din explotare/Total active ( ROA ) sau Profit
net/Capital propriu( ROE ), iar factorii determinan ți avuți în vedere au fost:
 Levierul (gradul de indatorare) : care conform primului model va fi calculat dupa rela ția
Datorii totale/Active totale.
 Marimea firmei : cuantificarea taliei firmei se poate face fie prin num ărul angaja ților, fie prin
cifra afaceri. Ținând cont de datele disponibile și de intervalul de timp analizat, am preferat folosirea cifrei de
afaceri ca indicator de influen ță. Măsurarea taliei firmei i în momentul t se poate face prin logaritmul cifrei de
afaceri: logCA
 Cresterea relativ ă a activului total: pentru a m ăsura rata de cre ștere a firmei i de la momentul
t-1 la t se poate folosi rela ția: (Activ total1- Activ total0)/Activ total0 . Firmele cu o cre ștere rapid ă trebuie să se
bizuie mai mult pe capital extern (datorii și emisiune de ac țiuni), deci ne vom a ștepta să existe o rela ție pozitiv ă.
 Ponderea activelor imobilizate în total active: în model am avut în ve dere factorul “ponderea
active imobilizate în total active”, pentru fiecare agent economic i în anul t, conform formulei: Total active
imobilizate/ Total active. Corela ția va fi pozitiv ă, întrucât firmele ale c ăror active sunt adecvate garant ării
creditelor tind s ă utilizeze datoriile destul de mult.
Baza de date
În cadrul acestui model, am plecat de la aceea și baza de date folosit ă și în cadrul modelului prezentat în
capitplul 4 al lucr ării: 46 de agen ți economici reprezentativi. E șantionul de firme a fost ales reprezentativ,
întreprinderile fiind cotate la BV B pentru perioada 2007-2010; a sc ăzut numărul de ani întrucât a fost calculat ă
modificarea relativ ă a activelor totale.
Modelul de regresie pentru identificarea factorilor ce influen țează profitabilitatea
Am urmărit din punct de vedere econometric cum variaz ă profitabilitatea în func ție de factorii
determinan țiai structurii financiare: ponderea activ elor imobilizate în total active, m ărimea firmei, gradul de
îndatorare și creșterea relativ ă a activului total, rezultând urm ătoarea ecua ție: PROF = C(1) + C(2)*LEV +
C(3)*LICHID + C(4)*LNAT + C(5)*TANG + C(6)*GROWSALES

                                                             
59 David J. Smith • Jianguo Chen • Hamish D. Anderson, The relationship between capital struct ure and productmarkets: evidence from
New Zealand, 2010, Rev Quant Finan Acc, valabil la http:// DOI 10.1007/s11156-010-0216-x
60 ROAt =
0 +
1 long term – debtt_1 +
2 sales growtht_1 +
3 capital expendituret_1 +
4 sizet + u2

47 
 Tabelul de mai jos prezint ă statistica descriptiv ă, conform c ăreia, levierul cupri nde în medie 31,94 %
din activele contabile, media cre șterii economice este de 4,9% și ROA este de 2,4% iar ROE este de 2,7%.
Tangibilitatea indic ă faptul că valoarea de revânzare a activelor în lichidare este, în medie, 55% din activele
contabile.
Tabelul 11 Prezentarea statisticilor descriptive pentru fiecare variabila utilizata in analiza.
  ROA  LEV  TANG  lnAT  Lichid GrowSales   ROE 
Mean  0,024765  0,319446  0,559312  12,04059  3,036061  0,049081  0,027338  
Standard Error  0,004925  0,015745  0,016127  0,111582  0,270248  0,026793  0,008726  
Median  0,02029 0,293186  0,53275 11,78544  1,720454  0,017737  0,031039  
Standard Deviation  0,064588  0,206491  0,21151 1,46339 3,544272  0,351388  0,114438  
Minimum  ‐0,20532 0,009421  0,106288  9,636375  0,446116  ‐0,64793 ‐0,5702 
Maximum   0,217495  0,800543  0,963516  17,22296  24,8759 1,926903  0,270199  
Count  172  172  172  172  172  172  172 

Corelația dintre variabile este prezentat ă în tablul 4, coeficien ții de corela ție fiind prezenta ți pentru toate
variabilele utilizate în ecua ția de regresie. Nici unul dintre coeficien ții de corela ție nu au valori mai mari de
0.54, cu excep ția corelației foarte puternice dintre ROE și ROA de 0.93, altfel multicoliniaritatea nu este o
problemă. Pentru a nu avea multicoliniaritate, vom realiza dou ă regresii, prima având ca variabil ă dependen ță
pe ROA și a doua pe ROE iar restul factoriilor îi vom in clude ca variabile independente în regresie.
Tabelul 12 Coeficientii de corelatie dintre variabile

1. Rezultatele regresiei in care ROA este variabila dependenta
Rezultatele regresiei ne arat ă că atunci când ROA este variabila depende nta, gradul de îndatorare este
semnificant (p-value = 0.000) și are semn negativ. Acest rezultat este în concordan ță cu cel ob ținut de autorii
studiului pe pia ță din Noua Zeeland ă, și anume: o cre ștere a datoriilor pe termen lung utilizate de firm ă,
conduce la o sc ădere a rentabilit ății economice, ROA.
Analizând valorile p-value ale celorlal ți factori, am observat c ă singurul factor nesemnificativ este
lichiditatea firmei, factor pe care l-am eliminat, rezultând urm ătoarea ecua ție: ROA = -0.049 – 0.154*LEV +
0.012*LNAT – 0.057*TANG + 0.057*GROWSALES   ROA  LEV  TANG  lnAT  Lichid  GrowSales   ROE 
ROA  1             
LEV ‐0,353  1           
TANG  0,020 ‐0,305  1         
lnAT  0,214  0,004  0,318  1       
Lichid  0,191 ‐0,536 ‐0,139 ‐0,172  1     
GrowSales   0,234  0,218 ‐0,102  0,026 ‐0,088  1   
ROE  0,936 ‐0,329  0,055  0,212  0,128  0,189  1

48 
 

Factorul cel mai important din aceast ă relație, cu cea mai ridicat ă valoare a coeficientului este
levierul. În concluzie la cele prezentate mai sus, pentru a determina care este structur ă capitalului optim ă, vom
realiza o analiz ă econometric ă între profitabilitate și gradul de îndatorare, el iminând din model celelalte
elemente nesemnificative și vom avea: ROA = 0.060 – 0.1104*LEV cu urm ătoarele rezultate econometrice :

Din graficul de mai jos observ ăm că pentru o valoarea a levierului de 0% profitabilitatea este maxim ă,
adică pentru datele de pe pia ța româneasc ă de doar 6%. În schimb gradul maxim de îndatorare, peste care
rentabilitatea devine negativ ă este la nivelul de 57%.

Descoperim astfel c ă atunci când companiile listate la BVB utilizeaz ă un grad de îndatorare ridicat,
rentabilitatea economic ă inregistereaza o sc ădere. Se observ ă adesea c ă firmele cu rate foarte ridicate de
rentabilitate a investi țiilor utilizeaz ă, relativ, datorii mici. De și nu exist ă o justificare teoretic ă pentru acest
fapt, o explica ție practică este că firmele foarte profitabile, pur și simplu, nu au nevoie de datorii mari pentru

49 
 finanțare. Ratele lor de rentabilitate ridicat ă le permit s ă-și asigure finan țarea în cea mai mare parte din
profiturile re ținute cu acest scop (autofinan țare).61
2. Rezultatele regresiei în care ROE este variabila dependent ă
Rezultatele regresiei ne arat ă că atunci când ROE este variabil ă dependent ă, gradul de îndatorare este
semnificant (p-value = 0.000) și are semn negativ.Acest rezultat este în concordan ță cu cel ob ținut și pentru
ROA: o cre ștere a datoriilor pe termen lung utilizate de firm ă, conduce la o sc ădere a rentabilit ății financiare.
Analizând valorile p-value ale celorlal ți factori, am observat c ă singurul factor nesemnificativ este
lichiditatea firmei, factor pe care l-am eliminat, rezultând urm ătoarea ecua ție: ROE = -0.110 – 0.244*LEV +
0.021*LNAT – 0.074*TANG + 0.086*GROWSALES

Dar aceste rezultate nu sunt îndeajuns pentru a putea determina structura optim ă a capitalului,
profitabilitatea este explicat ă de aceste variabile în proprotie de 24%, deci exist ă și alți factori de care depinde și
în continuare m ă voi axa pe o alt ă metodă de măsurare a profitabilit ății.
6.3 Relații agregate în care levierul se reg ăsește

În cele ce urmeaz ă, am apreciat c ă optimul este atins atunci când exist ă o valoarea a firmei cât mai
mare. De regul ă, întreprinderile î și fixează ca obiectiv general maximizarea profitului pe ac țiune, ceea ce duce,
de fapt la, maximizarea rentabilit ății financiare și economice.
Ratele de rentabilitate re dau carcateristicele economice și financiare ale întreprinderii. Astfel,
rentabilitatea economic ă exprimă eficiența capitalului economic alocat activit ății productive a întreprinderii, iar
rentabilitatea financiar ă exprimă capacitatea întreprinderii de a degaja profit net prin capitalurile proprii
angajate în activitatea sa.62
Pentru a analiza rentabilitatea firmei se poate utiliza rela ția pusă în eviden ță de Modigliani și Miller
(1958), conform c ăreia rentabilitatea financiar ă poate fi scris ă ca fiind egal ă cu Rf = (Rec + (Rec-Rd)*DT(1-
t)/CPR. Relația pune în eviden ță dependen ța rentabilit ății financiare a societ ății comerciale de rentabilitatea
economic ă a acesteia, dar și de efectul de levier al îndator ării. Putem observa c ă în condi țiile în care firma
înregistreaz ă o rentabilitate economic ă superioar ă ratei dobânzii la creditare, pentru fiecare capital nou
împrumutat, rentabilitatea financiar ă va crește. Cu alte cuvinte, în acest caz, este indicat c ă firma să apeleze la
                                                             
61 http://www.stiucum.com/economie/economie -generala/Structura-capitalului85711.php
62 Tudose, Mihaela-Brandusa,” Gestiunea capitalurilor intreprinder ii. Optimizarea structurii finaciare ”, Ed. Economica, Bucuresti, 2006

50 
 noi datorii, pentru c ă astfel va cre ște rentabilitatea financiar ă a acționarilor.63 Pornind de la aceast ă influența a
îndatorării asupra rentabilit ății capitalurilor, se poate poate g ăsi un criteriu de optimizare a structurii
capitalurilor în vederea cre șterii rentabilit ății financiare, cu eviden țierea efectului de levier.64
Optimizarea structurii financiare prin prisma criteriului rentabilit ății financiare se poate realiza pornind
de la urm ătoarea func ție maximizând-o: Rf = (Rec + (Rec-Rd)DT/CPR)(1-t). Din aceast ă relație se pot defini
variabilele de care depinde rentabilitatea financiar ă și modul în care o putem maximza. În cele ce urmeaz ă, am
apreciat c ă optimul este atins atunci când exist ă o valoarea a firmei cât mai mare. Astfel, pe baza func ției de mai
sus, putem aprecia c ă factori ce influen țează rentabilitatea financiar ă:
Rentabilitatea economic ă – cu cât rentabilitatea economic ă este mai mare, cu atât sunt șanse
pentru (cre șterea) maximizarea rentabilit ății financiare; cuantificarea profitabilit ății firmei i la momentul t se
poate face conform rela ției: Rezultat din explotare/Total active.
Bratul levierului – cu cât aceast ă diferență este mai mare, cu atât rentabilitatea financiar ă va fi
mai mare (cele dou ă variabile au func ții diferite: Rec – maxim, respectiv Rd – minim); va fi calculat c ă diferența
dintre rentabilitatea economic ă și rata efectiv ă a dobânzii
Levierul (gradul de indatorare) – creșterea gradului de îndatorare (cu respectarea primelor dou ă
condiții), va antrena cre șterea rentabilit ății financiare; conform primului model va fi calculat dup ă relația
Datorii totale/Capitaluri proprii.
Nivelul de fiscalitate – ținând cont de datele disponibile și de intervalul de timp analizat, am
preferat folosirea rela ției: Cheltuieli financiare/Datorii to tale – dobânda fiind o cheltuial ă deductibil ă din punct
de vedere fiscal, deducerile cu acest element de cost s unt mai consistente pentru fi rmele cu rate ridicate de
impozitare. Deci, o firm ă care trebuie s ă-și impoziteze profitul cu o rata ridicat ă își crește avantajul prin
utilizarea datoriilor; cu cât cota de impozitare a profitului este mai mare, cu atât economia fiscal ă va fi mai mare
(costul real al capitalului diminuându-se cu economia de impozit)65.
Rata dobânzii – calculat ă după relația Cheltuieli cu dobânzile/Datorii totale; dac ă rata dobânzii pe
piața este mult mai mare decât rentabilitatea economic ă, atunci rentabilitatea financiar ă va fi influen țată în mod
negativ.
Baza de date
În cadrul acestui model, am plecat de la aceea și baza de date folosit ă și în cadrul modelului prezentat în
capitplul 4 al lucr ării: 46 de agen ți economici reprezentativi. E șantionul de firme a fost ales reprezentativ,
întreprinderile fiind cotate la BVB pentru perioada 2007-2010.

Modelul de regresie pentru identificarea factorilor ce influen țeaza profitabilitatea
                                                             
63 Victor Dragota, Laura Obreja,Anamaria Cioba nu si altii – Abordari prac tice in finantele firmei, ed Irecson, 2006, Bucuresti, p ag. 59
64 Dan Nicolae Ivanescu , Factorii determinanti ai structurii financiare , ed. ASE, Bucuresti, 2007, pag. 164
65 Tudose, Mihaela-Brandusa,” Gestiunea capitalurilor intreprinder ii. Optimizarea structurii finaciare ”, Ed. Economica, Bucuresti, 2006

51 
 1. Statistica descriptiva – tabelul de mai jos prezint ă media, mediana, devia ția standard pentru
fiecare dintre variabilele utilizate în regresie.
Tabelul 13 . Statistica descriptiva
ROE TAX ROA LEV Brat Rd
Mean 0,038 0,167 0,029 0,692 -0,105 0,134
Standard Error 0,007 0,022 0,004 0,052 0,009 0,009
Median 0,036 0,155 0,024 0,435 -0,082 0,098
Standard Deviation 0,113 0,331 0,064 0,792 0,139 0,131
Minimum -0,570 -3,161 -0,205 0,007 -0,934 0,004
Maximum 0,328 2,552 0,217 4,188 0,101 0,938
Count 230 230 230 230 230 230

2. Corelatia dintre variabile – tabelul 14 prezintă coeficien ții de corela ție pentru variabilele
utilizate în ecua ția de regresie. Nici unul dintre coeficien ții de corela ție nu au valori mai mari de 0.4, cu excep ția
rentabilității economice, care apare ca f iind foarte puternic corelat ă cu rentabilitatea financiar ă și a ratei
dobânzii cu bra țul levierului, a șa cum era și de așteptat. Drept urmare vom avea iar ăși 2 regresii în care vom
utiliza ca variabile dependente ROE și ROA.Valorile relative sc ăzute ale factorilor indic ă faptul c ă
multicolinearitatea nu este o problem ă.
Tabelul 14 Corelatia dintre variabile
ROE TAX ROA LEV Brat Rd
ROE 1
TAX 0,098 1
ROA 0,934 0,089 1
LEV -0,238 -0,076 -0,260 1
Brat 0,372 0,046 0,349 -0,017 1
Rd 0,065 -0,005 0,121 -0,110 -0,888 1

3. Rezultatele regresiei cu performa nta ca variabila dependenta
3.1 Explicitarea regresiei cu variabila dependent ă ROE
Am urmărit din punct de vedere econometric cum variaz ă profitabilitatea în func ție de factorii
determinan ți prezenta ți mai sus. Utlizand E-Views și având în vedere informa țiile de mai sus, a rezultat
următoarea ecua ție: ROE = 0.087 – 0.032*LEV + 0.297*BRA Ț + 0.021*TAX. Dar analizând-o din punct de
vedere econometric, indic ă în mod clar faptul c ă nu toți coeficien ții sunt semnificativi, deci nu toate variabilele
utilizate au influen ță determinant ă asupra variabilei dependente. Între nivelul fiscalit ății și ROE exist ă o
corelație în acela și sens dar acest factor nu poate fi lut în seam ă, întrucât influen ța lui este semnificativ nul ă (p-
value=0,2845). Deci prin eliminar ea acestuia am ajuns la urm ătoarea ecua ție: ROE = 0.092 – 0.033*LEV +
0.299*BRAT

52 
 

Coeficientul de determinare

Dacă valoarea coeficientului de determinare se apropie de 1, atunci varia ția seriei este explicat ă într-o
mare măsură de factorii de regresie. Valoarea noastr ă de 19.21% arat ă un grad sc ăzut de explicare a modelului,
dar având în vedere c ă avem doar dou ă variabile este un nivel acceptabil.
Coeficientii modelului
Analizand modelul, putem afirma urm ătoarele:

1 = – 0.033141, ceea ce sugereaz ă o corela ție negativ ă și semnificativ ă între acest factor și
variabila dependenta. În acest caz o cre ștere cu 1% a levierului duce la o sc ădere cu 0.033% a rentabilit ății
financiare.

4 = 0.299779, semnific ă o corelație pozitiv ă și semnificativ ă (p-value=0.000), iar o cre ștere a
brațului levierului cu 1% va determina o cre ștere a ROE cu 0.29%.
Ipotetic vorbind și conform influen țelor și semnelor coeficien ților de mai sus, atunci când ROA
înregistreaz ă o creștere și brațul levierului va cre ște, determinând astfel firmele s ă-și crească gradul de
îndatorare (LEV) pentru a putea beneficia de efectul pozitiv al pârghiei financiare și astfel să înregistreze un
ROE mai mare..
Dacă la modelul econometric de mai sus adugam o nou ă variabila dependen ța și anume rata dobanzii-
RD, vom avea urm ătoarele rezultate: ROE = 0.0507 + 0.0344*RD – 0.0325*LEV + 0.0278*TAX. Dar cum nu
toți coeficien ții sunt semnificativi, vom elimina din model urm ătorii: rata dobânzii (p-value=0.5377) și
fiscalitatea (p-value=0.2086), rezultând urm ătoarea ecua ție: ROE = 0.061 – 0.034*LEV
.

53 
 Conform modelului de mai sus, gradul de îndatorare influen țează în mod negativ rentabilitatea
financiară, întrucât rata dobânzii pe pia ța este mult mai mare decât rentabilitatea economic ă; în medie
rentabilitatea economic ă pentru societ ățile listate la burs ă atinge valoarea de 6 % în condi țiile în care, rata
dobânzii la credite a ajuns la cel pu țin 11% în 2010, valoare în sc ădere comparativ cu anii trecu ți (2008-14%,
2009 – 13%). Deci, atunci când rata dobânzii cre ște, firmele î și reduc gradul de înda torare (LEV) pentru a- și
menține măcar la acela și nivel rata de rentabilitate financiar ă (ROE).
Analizând cele dou ă modele econometrice de mai sus, ajungem la urm ătoarele concluzii :
atunci când rentabilitatea economic ă este mai mare decât costul mediu al datoriei, rentabilitatea
financiară crește cu atât mai mult, cu cât raportul dintre datoriile financiare și capitalul propriu este mai mare; în
acest caz, pentru cre șterea rentabilit ății financiare întreprinderea va trebui s ă facă apel la capitalurile
împrumutate pentru a se bucura de efectele bene fice ale efectului de levier financiar pozitiv.
atunci când rentabilitatea economic ă este mai mic ă decât costul mediu al datoriei, rentabilitatea
financiară scade cu atât mai mult, cu cât raportul dintre datoriile financiare și capitalul propriu este mai mare; în
acest caz, întreprinderea va trebui s ă se abțină de la a utiliza capitaluri împrumutate și să foloseasc ă cu
preponderen ță capitalurile proprii.66
3.2 Explicitarea regresiei cu variabila dependenta ROA
Rata de rentabiliatate economic ă cuantific ă eficiența utilizării capitalurilor totale puse la dispozi ția
întreprinderii, atât de proprietari cât și de creditori. Exist ă numeroase rate de rentabilitate denumite economice,
fiecare cu propria rela ție de calcul și cu puterea sa informa țională.67 Dar pentru explica țiile ce urmeaz ă avem în
vedere ecua ția următoare: Rec= Rf * CPR/AE + Rd*DT(1-t)/AE și pe baza c ăreia am construit modelul
econometric, dar din care am eliminat ROE, corela ția dintre cele dou ă fiind prea puternic ă: ROA = 0.0074 –
0.0007*TAX + 0.0283*RD – 0.0028*LEV. Dar ca și în cazul modelului econometric pentru rentabilitatea
economic ă, rata dobânzii și fiscalitatea sunt variabile nese mnificative, drept urmare ecua ția e următoarea: ROA
= 0.043 – 0.021*LEV

                                                             
66 Tudose, Mihaela-Brandusa,” Gestiunea capitalurilor intreprinder ii. Optimizarea structurii finaciare ”, Ed. Economica, Bucuresti, 2006  
67 Victor Dragota, Laura Obreja,Anamaria Cioba nu si altii – Abordari prac tice in finantele firmei, ed Irecson, 2006, Bucuresti, p ag. 56

54 
 Observăm că modelul este seminificativ, explic ă în propor ție de 6.7% varia ția variabilei dependente,
prin intermediul factorului gradul de înda torare. Analizând coeficientul estimat, o cre ștere cu un procent a
valorii indicatorului gradul de îndatorare, duce la sc ăderea cu 0.021% a valorii rentabilit ății economice.
Conform acestui model, levierul este iar ăși singurul semnificativ, rata dobânzii corelat ă pozitiv și
fiscalitatea corelat ă negativ, sunt nesemnificative. Și așa cum este firesc, explica ția e următoarea: atunci când
rata dobânzii cre ște, firmele vor sc ădea gradul de îndatorare, iar impactul puternic al acestuia va determina o
creștere a rentabilit ății financiare și bazându-ne pe rela ția matematic ă de mai sus vom înregistra o cre ștere a
rentabilității economice.
In urma analizei comparative a modelelor elaborate se desprind urm ătoarele concluzii:
pentru primul model econometric în care gradul de îndatorare e calculat dupa rela ția DT/AT :
– atât rentabilitatea economic ă cât și cea financiar ă sunt influen țate puternic și în sens negativ de
gradul de îndatorare.
– profitabilitatea este influen țată în mod pozitiv de m ărimea firmei, cre șterea cifrei de afaceri și în
mod negativ de tangibilitatea activelor, iar fiscalitatea ca și variabilă este nesemnificativ ă.
pentru al doilea model econometric în care gradul de indatorare e calculat dup ă formula DT/CPR :
variația levierului explic ă variația profitabilit ății, dar într-o propor ție mult mai mic ă față de
primul model, fapt eviden țiat prin valorile sc ăzute ale coeficientului de corela ție.
singurii factori care influen țează în mod semnificativ rentabilitatea financiar ă sunt levierul și
brațul levierului, dar explica ția pentru acesta din urma este c ă are în componen ță rentabilitatea
economic ă ce manifest ă o influen ță pozitivă și puternic ă asupra rentabilit ății financiare.
În funcție de modul cum e calculat levierul, acesta influen țează într-o propor ție mai mic ă sau mai mare
profitabilitatea. Coeficientul levierului și R square este mai mare pentru modelul de calcul DAT/AT.
Sintetizând, dac ă se dorește maximizarea rentabilit ății financiare, se recomand ă modificarea în sens
opus a ratei dobânzii și modificarea în acela și sens a rentabilit ății economice, iar pentru maximizarea
rentabilității economice, trebuie minimizat gradul de îndatorare și activele tangibile și maximizat ă mărimea
firmei și cresterea cifrei de afaceri ( Anexa 16 ); dar alegerea structurii financiare trebuie f ăcută prin punerea în
balanță a tuturor variabilelor, iar determinarea unei struct uri optime a capitalului este un fel de “fata morgana”.

55 
 Concluzii
Lucrarea „Optimizarea structurii de capital și evidențierea factorilor determinan ți” și-a propus s ă pună
în eviden ță aspectele definitorii privind structura de finan țare a firmelor care î și desfășoară activitatea în
economiile emergente europene, și în special, în România.
Deși s-au făcut progrese considerabile în ultimii ani, num ărul lucrărilor care au analizat modalit ățile de
finanțare ale firmelor din anumite economii emergente, precum și factorii determinan ți ai alegerii structurii
financiare de c ătre aceste firme, este în continuare limitat. Mai mult, studiile interna ționale care vizeaz ă
economiile emergente utilizeaz ă eșantioane constituite din firme care fac parte dintr-o singur ă țară sau dintr-un
grup format doar din câteva țări catalogate ca emergente, cel mai adesea alegerea acestora neavând la baz ă un
criteriu precis definit.
Astfel, în cadrul acestei lucr ări, conceptul de Europa Emergent ă a făcut referire, la un grup format din
trei țări membre ale Uniunii Europene – o țară baltică (Lituania), o țară din primul val de extindere (Polonia)
și o țară din al doilea val al extinderii (România).
Principala contribu ție a lucrării constă în analiza empiric ă a opțiunilor de finan țare ale firmelor din
Europa Emergent ă, fiind structurat ă pe patru coordonate:
 analiza pe componente a gradului de îndatorare a firmelor din Europa Emergent ă pe baza
datelor din conturile financiare anuale;
 analiză descriptiv ă a structurii financiare a firmelor listate la BVB și compararea cu rezultatele
unor studii intrena ționale asupra țărilor dezvoltate sau emergente;
 analiză econometric ă a factorilor determinan ți a firmelor din Polonia, Lituania și România, pe
baza datelor lui Damodaran.
 analiza econometric ă a determin ării structurii optime de finan țare
Analiza pe componente a structurii financiare a firmelor a avut în vedere perioada 2006-2009 și a
utilizat ca surs ă principal ă de date conturile financiare na ționale. Prin oferirea de informa ții privind crean țele și
angajamentele întregului sector al companiilor nefinanc iare din fiecare economie, evaluate în valori de pia ță a
fost asigurat ă o perspectiv ă globală asupra Europei Emergente relevând, îns ă, atât asem ănări, cât și deosebiri
între modul de finan țare al firmelor din economiile care formeaz ă acest grup. Asem ănările au în vedere în
principal existen ța unei tendin țe comune privind îndatorarea, ponderea semnificativ ă a creditelor bancare în
totalul datoriilor. Deosebirile se manifest ă îndeosebi prin raportare la importan ța relativă a diferitelor
componente ale pasivelor bilan țiere ale companiilor nefinanciare din aceast ă regiune.
Conform analizei descriptive a structurii financiare a firmelor listate la BVB și după compararea cu
rezultatele unor studii intrena ționale, în ceea ce prive ște comportamentul de finan țare al întreprinderilor
românești, putem afirma c ă acestea apeleaz ă într-o mai mic ă măsură la finanțarea prin datorii, întrucât gradul de

56 
 îndatorare total (30%) și gradul de îndatorare pe termen l ung (6%) sunt mult mai mici decât în țările dezvoltate
și chiar mai mici decât celelalte țări în curs de dezvoltare.
Analiza econometric ă a factorilor determinan ți ai structurii financiare a firmelor din , Lituania,
Polonia și România a constat în utilizarea a trei modele de regresie liniar ă multiplă pe un eșantion reprezentativ
de firme. În studiul realizat pe un e șantion de firme cotate la BVB, am luat ca factori de influen ță ai levierului
financiar: ponderea activelor imbilizate în totalul activelor, m ărimea firmei, profitabilitatea firmei și creșterea
relativă a activului total.
Conform modelului econometric rea lizat pe Romania, factorii specifici întreprinderii care influen țează
gradul de îndatorare total al întreprinderilor române ști sunt profitabilitatea, m ărimea întreprinderii și
tangibilitatea activelor. În ceea ce prive ște coeficientul pentru m ărimea întreprinderii, acesta este pozitiv și
puternic semnificativ pentru gradul de îndatorare indicând faptul c ă întreprinderile române ști mari au un acces
mai bun la contractarea împrumut urilor, întrucât au o reputa ție mai bun ă și o mai mic ă probabilitate de a intra în
faliment. Referitor la tangibilitatea activelor, coeficientul pentru aceast ă variabilă este negativ și semnificativ
din punct de vedere statistic pent ru gradul de îndatorare total.
Determinan ții semnificativi ai structurii de capital în analiza cross-section variaz ă de la țară la țară.
Singurele variabile cu un efect uniform asupra levierului pentru toate țările sunt ratele de profitabilitate ale
companiei. Tot mai multe companii profitabile au tendin ța să împrumute mai pu țin, lucru care sus ține teoria
ierarhizarii surselor de finan țare.
În ultima parte a capitolului am realizat o analiz ă econometric ă în vederea determin ării structurii
optime de finan țare, prim maximizarea profitabilit ății, ținând cont de o serie de factori de influen ță ai
structurii financiare pentru un e șantion de 46 întreprinderi române ști cotate la BVB.
Dar, încercarea de a accepta o structur ă financiar ă general valabil ă pentru toate firmele este deci
imposibil ă. În vederea maximiz ării valorii sale, fiecare întreprindere trebuie s ă-și găsească o strategie financiar ă
proprie în func ție de realit ățile sale specifice și de mediul în care ea este pus ă să funcționeze.68Mai mult, am
putea spune chiar ca variantele de stru cturi financiare optime sunt de neîn țeles deoarece pot ap ărea diferen țieri
nu doar între întreprinderi, ci și în cadrul aceleia și întreprinderi, în perioade de timp diferite.69
Faptul că nu a fost g ăsită o structur ă optimă a capitalului, constituie un indiciu despre existen ța unei
greșeli de logic ă. Ajungem astfel la concluzia c ă poate întrebarea original ă a fost formulat ă greșit.În loc de
întrebarea :”Care este combina ția optimă datorii-capital care duce la maximizarea bog ăției acționarilor?” ar
trebui să fie formulat ă următoarea întrebare :”În ce circumstan țe levierul financiar ar trebui s ă fie folosit pentru
a maximiza valoarea ac țiunilor?”

                                                             
68 Tudose,Mihaela-Brandusa, Gesti unea capitalurilor intreprinderii.Op timizarea structurii de finant are, Ed. Economica, Bucuresti, 2006,
pag. 330
69 Tudose,Mihaela-Brandusa, Gesti unea capitalurilor intreprinderii.Op timizarea structurii de finant are, Ed. Economica, Bucuresti, 2006,
pag. 294

57 
 Bibliografie
1. Anghelache G., Bursa și piața extrabursier ă, București, Editura Economic ă, 2000

2. Banca Na țională a României, 2010. Raport asupra stabilit ății financiare (2010) .
http://www.bnr.ro/DocumentInformati on.aspx?idDocument=9203&idInfoClass=6711 >

3. Brezeanu P., Management financiar: managementul deciziilor de finan țare, Ed. Universit ății Româno-
Britanice, Bucure ști, 2005

4. Booth, L. Aivazian, V. Demirguc-Kunt, A. Maksim ovic, V. (2001). Capital structure in developing
countries. Journal of Finance, vol. 56: 87-130.

5. De Haas, R. & Peeters, M. (2004). The dynamic adju stment towards target capital structures of firms in
transition economies. EBRD Working Paper No. 87

6. Damodaran A., Equity Risk Premiums: Determin ants, Estimation and Implications, New York
University, 2008

7. Damodaran, A.(1997)–Corporate Finance:Theory and practice – Stern School of Business, New York
University

8. Darie A, Analiza financiara in mecanismul de form are a surselor de finantare a intreprinderii, Ed.
A.S.E., Bucuresti, 2008

9. Dinesh Prasad Gajurel, “Capital Structure Manage ment in Nepalese Enterprises”,Master’s Degree
Thesis, Kathmandu: Faculty of Management, Tribhuvan University, 2005

10. Dragotă, M. Dragot ă, V. Obreja Bra șoveanu, L. Semenescu, A. (2008). Capital structure determinants:
a sectorial analysis for the Romanian listed companies. Economic Computation and Economic
Cybernetics Studies and Research , vol. 1-2: 155-172.

11. Dragotă M, Analiza factorilor determinan ți ai politicii de finan țare a societ ăților comerciale listate pe
piața de capital, Ed. A.S.E., Bucure ști, 2005

12. Dragota V., Ciobanu A, Management financiar. Po litici financiare de intreprindere, vol. 2, Ed.
Economic ă. București, 2003

13. Dumitrescu, D., Ciobanu, A., Evaluarea intrep rinderilor, Ed. Economica, Bucuresti, 2002

14. Fama, E. F. & French, K. R. (1998). Taxes, financing decisions, and firm value. Journal of Finance ,
vol. 53: 819-843.

15. Fama, E. F. & French, K. R. (2002). Testing trade-off and pecking order predictions about dividends
and debt. Review of Financial Studies , vol.15: 1-33.

16. Frank, M. & Goyal, V. (2003). Testing the pecking order theory of capital structure. Journal of
Financial Economics , vol. 67: 217-248.

17. Frank, M. & Goyal, V. (2003b). Capital structur e decisions. AFA 2004 San Diego Meetings. Available
at SSRN: http://ssrn.com/abstract=396020 or DOI:10.2139/ssrn.396020.

58 
 18. Frank, M. Z. & Goyal, V. K., 2007. Capital Struct ure Decisions: Which Factors are Reliably Important?
(October 10, 2007). Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=567650

19. Giurgiu, Aurel, “Opinia cu privire la raportul dintre capitalul propriu si cel imprumutat la societatile
comerciale”, revista Finante. Credit. Contabilitate, nr.3/1992

20. Glen, Jack, Ajit Singh-Capital Structure,Rates of Re turn and Financing Corporate Growth: Comparing
Developed and Emerging Markets, 2003

21. Halpern, Paul, J. Fred Weston, Eugene F. Brigham –Finan țe manageriale.Modelul canadin, ed.
Economic ă, București, 1998, pag. 657

22. Harris, M. & Raviv, A. (1990). Capital structure and the informational role of debt. Journal of Finance,
vol. 45: 321-349.

23. Harris, M. & Raviv, A. (1991). The theory of capital structure. Journal of Finance, vol.46: 297-355.

24. Ivănescu, D.N., Analiza factorilor determinan ți ai structurii financiare a intreprinderii, Ed. A.S.E,
București 2006

25. Jensen, M. & Meckling, W. (1976). Theory of the firm: managerial behavior, agency costs and capital
structure. Journal of Financial Economics, vol. 2: 305-360.

26. Mihalca, G. (2010). Testing the impact of the dete rminants of capital structure for Romanian-listed
firms. Economie Teoretic ă și Aplicată, Supliment: 546-553.

27. Miller, M. (1977). Debt and taxes. Journal of Finance , vol. 32: 261-275.

28. Myers, S. (1977). The determinants of corporate borrowing. Journal of Financial Economics , vol.5:
147-175.

29. Myers, S. (1984). The capital structure puzzle. Journal of Finance, vol. 39: 575-592.

30. Modigliani, F. & Miller, M. (1958). The cost of cap ital, corporation finance and theory of investment.
American Economic Review , vol. 48: 261-297.

31. Modigliani, F. & Miller, M. (1963). Taxes and the cost of capital: A correction. American Economic
Review , vol. 53: 433-443.

32. Nivorozhkin, E. (2005). Fi nancing choices of firms in EU accession countries. Emerging Markets
Review , vol.6: 138-169.

33. Nikolaos Daskalakis si Maria Psillaki -Are the de terminants of capital structure country or firm
specific?, 2003

34. Opler, T. & Titman, S. (1994). Financia l distress and corporate performance. Journal of Finance , vol
49: 1015-1040.

35. Ozkan, A. (2001). Determinants of capital structur e and adjustment to long run target: Evidence from
UK company panel data. Journal of Business Finance & Accounting , vol. 28:175-198.
36. Rashid Ameer – Financial liberalization and fi rms’ capital structure ad justments evidence from
Southeast Asia and South America, 2005

59 
 
37. Rajan, R. G. & Zingales, L. (1995). What do we know about capital structure? Some evidence from
International Data. Journal of Financ e, vol. 50: 1421-1460.

38. Ross, S., Westerfield, R., Jaffe, J. (1993). Corporate Finance (Third Edition) . Irwin.

39. Stancu I., Obreja L., “Emergenta“ sistemului fina nciar din Romania, Bucuresti Lucrarile Colocviului
financiar-monetar Finantele si Dinamica Economica, Editura A.S.E., 2000

40. Stancu I., Finan țe, ediția a 3-a, Editura Economica, Bucure ști, 2002

41. Stiglitz, J. (1969). A re-examination of the Modigliani-Miller theorem. The American Economic
Review, vol. 59: 784-793.

42. Titman, S. & Wessels, R. (1988). The dete rminants of capital structure choice. Journal of Finance, vol.
43: 1-19.

43. Toma, Mihai, F. Alexandru, “Finante si gestiu ne financiara de intreprindere”, Ed. Economica,
Bucuresti, 1998

44. Tudose, Mihaela-Brandusa, “Gestiunea capitalurilor intreprinderii. Optimizarea structurii finaciare”,
Ed. Economica, Bucuresti, 2006

45. Ursu, S., 2008. The IPOs as a Corporate Financing Choice in Romania. In: Lupu, O., ed., 2009. Volume
of the 2nd International Conference Globalization and Higher Education . Iași: Editura Universit ății
“Alexandru Ioan Cuza” Ia și.

46. Vintila G., Gestiunea financiara a întreprinderii, Bucuresti, Editura Didactica si Pedagogica, 2000

 http://amadeus.bvdinfo.com/ – Amadeus Database. Bureau van Dijk
 www.bvb.ro . – Busa de Valori Bucure ști
 www.bnr.ro . – Banca Na țională a României
 www.eurostat.europa.eu
 http://epp.eurostat.ec.europa.eu/portal/pag e/portal/national_accounts/data/main_tables -Eurostat –
Conturi financiare anuale. Comisia European ă
 www.kmarket.ro –Informatii Financiare
 www.ktd.ro – Informatii Financiare

60 
 Anexe
Anexa 1
I70 II71 III72 Stancu
Operatorii pe piata financiara au un
comportament rational cautand sa-si
maximizeze functia de utilitate a averii lor. Nu exista impozite pe venitul personal. Perioada de functionare a
intreprinderii este nedeterminata.
Modelul i-a in calculul valorii companiei nu veniturile observate in trecut, ci anticiparile
asupra veniturilor viitoare. EBIT nu este influentat de utilizarea
capitalului imprumutat. Fluxurile de trezorerie viitoare (CFD)
sunt constante si certe.
Companiile sunt clasificate in grupuri omogene
din punctual de vedere al dividendului/actiune, ca venit anticipat. Toate companiile unei clase
omogene au acelasi risc economic. Investitorii dispun de aceleasi
informatii ca si echipa managerial, cu referire la oportunitatile de investitii in
viitor ale firmei. Nu se percep impozite pe profit si nici
pe veniturile investitorilor de capital (pe dividend si pe dobanda).
Companiile actioneaza pe piete financiare care respecta conditia de atomicitate, respective nu
exista agenti pe piata sa o influenteze in mod
semnificativ. Investitorii pot sa faca imprumuturi la
aceeasi rata a dobanzii ca si
corporatiile Amortizarea este folosita integral
pentru finantarea investitiilor de
mentinere a starii initiale de
functionare
In fiecare din clasele luate in considerare valoarea unui titlu financiar emis de o companie trebuie sa fie proportionala cu venitul
sperat pentru aceasta. Intregul capital imprumutat folosit de
firma are un grad de risc zero, indiferent de proportia de capital
imprumutat folosit. Nu se prevad investitii viitoare
aditionale in imobilizari si nici in stocuri si creante.Deci cresterea
economica este nula.
Investitorii persoane fizice se pot indatora la
aceeasi rata a dobanzii ca si intreprinderile. Nu exista costuri de brokeraj Imprumuturile noi se fac la marimea
ratelor scadente ale imprumuturilor
anterioare.
Titlurile financiare sunt tranzactionate pe o piata perfecta, respectiv piata pe care doua
bunuri perfect substituibile sunt vandute la acelasi pret.
 
Anexa 2 Teoriile structurii capitalului
Teoria Consideratii Puncte tari Puncte slabe
Teorema lui
Modigliani i
Miller
(Modigliani & Miller, 1958)
– gradul de îndatorare al unei
întreprinderi nu influen țează
valoarea ei de pia ță si nici costul
mediu ponderat al capitalului unei
întreprinderi. – reprezint ă punctul de plecare în
elaborarea teoriilor moderne ale
structurii capitalului. – nu ia în considerare
impozitele, costurile de
faliment și alte costuri de
agent (Stiglitz, 1969)
Teoria
echilibr rii – întreprinderile „tinere” cu
posibilități de dezvoltare sau cele – stabilirea unei rate țintă a
îndatorării în func ție de – rata țintă a îndator ării este
greu de stabilit în practic ă
                                                             
70 Dragota, Mihaela, Decizia de investire pe piat a de capital, Editura ASE, Bucuresti, 2006, pag 66
71 Halpern, Paul; J.F. West on; E.F. Brigham, Finante managerial, Editura Economica, Bucuresti, 1998, pag. 669
72 Stancu Ion, Finante,ed. Econom ica, Bucuresti, 2002, pag.686

61 
 (Kraus &
Litzenberger, mai puțin profitabile și
cu o pondere mare de active
circulante, au grad mic de
îndatorare. – întreprinderile mari și sigure, cu
cashflow- uri stabile și cu o
pondere mare de active corporale au grad mare de îndatorare.
(Myers, 2003) avantajele și dezavantajele
finanțării cu capitaluri
împrumutate
– încercarea managerilor de a restabili structura optim ă a
capitalului atunci când
întreprinderile se abat de la rata țintă a îndator ării – rezultatele statistice
compatibile cu teoria
echilibrării pot fi
compatibile și cu alte teorii
ale structurii capitalului
– există multe întreprinderi
de succes sau profitabile care dispun de rate mici ale
îndatorării (Myers, 2003)
Teoria
ierarhiz rii
surselor de
finan are
(Myers, 1984.
Myers & Majluf,
1984) – întreprinderile mari și profitabile
au un grad mic de îndatorare – arată în ce mod asimetria de
informații afecteaz ă finanțarea
intreprinderilor (Myers, 2001)
– oferă o explica ție inteligibil ă
pentru gradul de îndatorare mic
al întreprinderilor profitabile – nu poate explica de ce
deciziile financiare nu sunt
capabile s ă evite
consecințele financiare ale
informațiilor suplimentare
pe care le de țin managerii
(Myers, 2003) – pleacă de la premisa c ă
interesele managerilor și
ale acționarilor sunt perfect
aliniate
Teoria de agent
(Jensen &
Meckling, 1976) – gradul de îndatorare este direct
proporțional cu valoarea firmei,
cu probabilitatea de apari ție a
incapacității de plată, cu cash-
flow-urile disponibile și cu
reputația manageriala (Harris &
Raviv, 1990; Stulz, 1990).
– gradul de îndatorare este invers
proporțional cu oportunit ățile de
dezvoltare și cu probabilitatea de
reorganizare a într eprinderilor în
urma incapacit ății de plată (Harris
& Raviv, 1990) – explică comportamentul de
finanțare al întreprinderilor când
interesele managerilor și cele ale
acționarilor nu sunt perfect
aliniate
– oferă explicații numeroaselor
reglement ări instituționale
întâlnite în practic ă: drepturile
de monitorizare, dreptul la replică, obligațiile contractuale
în cazul credit ării . – abordeaz ă teme foarte
diferite, determinând astfel
obținerea unor rezultate
parțial controversate care
nu pot explica structura
capitalului întreprinderilor – nu oferă recomand ări
practice
Teoria
sincroniz rii cu
pia a (Baker &
Wurgler, 2002) – ajustarea ratei îndator ării este
rezultatul modific ării valorii de
piață a capitalurilor proprii
– întreprinderile î și sincronizeaz ă
emisiunile de noi ac țiuni cu
condițiile de pia ță – demonstreaz ă că factorii
macroeconomici și cei specifici
pieței de capital influen țează
structura capitalului entit ăților
economic cotate la burs ă – nu define ște o structur ă
optimă a capitalului
– nu există suficiente studii
empirice care s ă valideze
ipotezele acestei teorii (Frank & Goyal, 2004)

62 
 Anexa 3 Evidente empirice asupra structurii capitalului
Autori  Rezultate  
Bradley et al.
(1984) Influență puternică a industriei; relatia inversa a efectului de levier cu
volatilitatea cashflow-ului și cheltuielile de C&D și publicitate și relație
pozitivă cu deductibilitatea cheltuielilor.
Titman and
Wessels (1988) Unicitatea produsului si profitabilitatea au influenta negativa asupra
levierului.
Harris, Raviv, 1991 Gradul de îndatorare este corelat poz itiv cu activele fixe, impozitarea,
investițiile, și negativ corelat cu volatilitatea fluxului de numerar,
oportunități de dezvoltare, cheltuielile de publicitate, riscul de faliment,
și, de asemenea, rentabilitatea produc ției și unicitatea.
Rajan, Zingales, 1995 Nivelul levierului este corelat pozitiv cu cre șterea activelor, m ărimea
întreprinderilor, și negativ corelat cu oportunit ățile de cre ștere și
profitabilitatea. Factorii care influen țează țarile orientate pe sistemul
bancar (SUA), au efect si asupra d eciziei structurii capitalului din alte
țări avansate economic.
Booth, Aivazian, Demirguc-Kunt,
Maksimovic, 2001 Booth ș.a. (2001) utilizeaz ă ca variabile independente în modelul
econometric aplicat în analiza structurii financiare a companiilor din
economii în curs de dezvoltare șase factori specifici firmei: rata
impozitului, riscul afacerilor, tangibilita tea activelor, dimensiunea, rata
de rentabilitate economic ă și rata preț/valoare contabil ă.
Tările în curs de dezvoltare sunt mai pu țin îndatorate, datoria pe termen
lung este redusa si exista o rela ție pozitiv ă cu mărimea și structura
activelor, rela ția negativ ă cu rentabilitatea.
Cassar and
Holmes (2003) Rentabilitatea și structura activelor au influen ță pozitiva și creștere are
influenta negativ ă asupra levierului.
Gaud et al. (2005) Dimensiunea și activele au influen ță pozitiva și profitabilitatea și
creșterea au influen ță negativă asupra levierului.
Dragotă, 2005 Nivelul levierului este pozitiv corelat cu marimea companiei. Pe piata
din Romania este confirmata teoria ierarhizarii surselor de finantare,
evidentiata printr-o relatie inversa intre datorii si profitabilitate.
 
      

Figura 2.2.1: Factorii determinan ți ai structurii capitalului

63 
 Sursa: Hermanns, J. 2006
 

Anexa 4 : Studii privind factorii de influen ță ai structurii capitalului întreprinderilor din România
Factori determinan i ai structurii capitalului  
– profitabilitatea
– dimensiunea
– tangibilitatea
– oportunit ile de
cre tere – ratingul de credite
– valoarea de pia a
întreprinderii  – condi iile de pia ă
– cre terea economic ă
– nivelul infla iei
– rata medie a dobânzii – legisla ia
– procedura de faliment
– modalitatea de
protec ie a investitorilor
– dezvoltarea pie elor de
capital De natura endogena   De natura exogena   Factori macroeconomici   cadru institu ional  Factori specifici entit ii   Factori externi

64 
 Influența factorilor determinan ți asupra gradului de îndatorare Studii Perioada Esantion Profitabil. Tangibilit. Vechime Marime Dezvolt. Var.Venit
Klapper și
colab. (2002) 1999 25.535
– – – + +
De Haas &
Peters (2004) 1993-
2001 24.007
– – +
Nivorozhkin
(2005) 1997-
2001 2477 – – – + +
Dragotă și
colab.
(2008) 1997-
2005 43-60
listate la
BVB – – + –
Dan
Ivanescu 1999-
2004 25
listate la
BVB – +/-* – +*
 
(i) prof reprezintă profitabilitatea întreprinderilor și a fost calculat ă ca raport dintre rezultatul din exploatare și
total active; (ii) tang reprezintă tangibilitatea activelor calculat ă ca și raport dintre activele imobilizate și total
active; (iii) vech reprezintă vechimea întreprinderii și a fost m ăsurată prin num ărul de ani care au trecut de la
înființarea întreprinderii; (iv) mărime reprezintă mărimea întreprinderii calculat ă ca logarithm natural din cifra
de afaceri; (v) oportunitățile de dezvoltare sunt calculate ca și rată a creșterii cifrei de afaceri sau ca raport
valoare de pia ță/valoare contabil ă; (vi) var venit se calculeaz ă ca și abatere standard a veniturilor din exploatare;
(vii) +, -reprezint ă o corelație pozitiv ă, respectiv negativ ă între gradul de îndatorare și factorii determinan ți ai
structurii capitalului.*pentru anul 2004 este pozitiva, iar pentru 2001-2003 este negativ e, dar pentru toti anii
nesemnificativa;nesemnificativ este si factorul cresterea economica a firmei.
Anexa 5

Table 3 Debt Ratios. This table shows the averag e total debt ratio defined as total debt to total assets over the period of 1991 –2004 in 12 emerging markets
in Asia and Latin America. The data wa s downloaded from Thompson Worldscope
Emerging markets
Year ARG BRA CHL MEX IND IDN MAL PAK KOR THL PHL TAW
1991 0.3452 0.3313 0.4235 0.3324 0.4453 0.1485 0.1614 0.5332 0.4970 0.3441 0.3901 0.5369
1992 0.3674 0.3714 0.4267 0.3604 0.4446 0.2383 0.1474 0.3806 0.4195 0.3456 0.4921 0.4337
1993 0.3393 0.2940 0.4125 0.3582 0.4292 0.2446 0.1453 0.2849 0.4220 0.3794 0.4732 0.3072 1994 0.3731 0.2950 0.3918 0.3449 0.3623 0.2573 0.1449 0.2909 0.4198 0.3394 0.4443 0.2806
1995 0.4399 0.4700 0.3347 0.3032 0.3225 0.2965 0.1841 0.3017 0.4261 0.3448 0.4254 0.2232
1996 0.3438 0.3221 0.3029 0.2629 0.3156 0.3398 0.2067 0.2944 0.4396 0.3834 0.3987 0.2038 1997 0.3203 0.3505 0.2725 0.2407 0.4366 0.4706 0.2152 0.3172 0.4829 0.3847 0.3035 0.2946
1998 0.3348 0.2853 0.2395 0.2212 0.3564 0.5445 0.2336 0.3454 0.4498 0.4758 0.2820 0.3093
1999 0.4379 0.3134 0.2440 0.2084 0.3287 0.4412 0.2697 0.3094 0.3502 0.4362 0.2816 0.2398 2000 0.4210 0.2946 0.2650 0.2250 0.4171 0.4438 0.2556 0.3115 0.3303 0.4222 0.2381 0.1968
2001 0.4009 0.3162 0.2778 0.2431 0.3236 0.4538 0.2660 0.2918 0.3194 0.4143 0.2551 0.1932
2002 0.4399 0.3757 0.2502 0.2688 0.2982 0.3520 0.2615 0.2680 0.2847 0.3824 0.2562 0.2155
2003 0.3438 0.3326 0.2369 0.2762 0.2712 0.3628 0.2796 0.2829 0.3325 0.3692 0.2495 0.2066
2004 0.3143 0.2844 0.2073 0.2948 0.2413 0.1899 0.2761 0.2287 0.3197 0.3232 0.2410 0.2152

Sursa: Rashid Ameer – Financial liberalization and firms’ capital structure adjustments evidence from
Southeast Asia and South America

65 
 Anexa 6 : Leverage regressions on firms’ characteri stics, deficit, economic indicator and investor
protection

Sursa: Bruce Seifert and Halit Gonenc – Pecki ng Order Behavior in Emerging Markets, 2008

Anexa 7

Sursa: Mihaela Dragota, Analiza factorilor determinan ti ai politicii de finantare a societatilor comerciale
listate pe piata de capital, 2005, pag.

66 
 Anexa 8

Sursa: Mihaela Dragota, Analiza factorilor determinan ti ai politicii de finantare a societatilor comerciale
listate pe piata de capital, 2005, pag .
 
Anexa 9 Matricea de corelatie
LEV ROA TANG UTILAT lnAT Lichid TAXB Growec
Grow
Sale
LEV 1,000
ROA -0,333 1,000
TANG -0,314 -0,016 1,000
UTILAT 0,316 0,166 -0,450 1,000
lnAT 0,044 0,205 0,319 -0,146 1,000
Lichid -0,536 0,183 -0,124 -0,129 -0,171 1,000
TAXB -0,026 0,121 0,097 -0,007 0,040 -0,062 1,000
Growec 0,064 0,219 0,068 -0,070 0,124 -0,013 0,010 1,000
GrowSale 0,220 0,229 -0,089 0,430 0,030 -0,088 -0,018 0,280 1,000

Anexa 10 Regresie cu 7 variabile independente
LEV = C(1) + C(2)*ROA + C(3)*TANG + C(4)*TAXB + C(5)*UTILAT + C(6)*LNAT + C(7)*LICHID +
C(8)* GROWEC + C(9)*GROWSALES LEV = 0.303 – 1.173*ROA – 0.350*TANG + 0.014*TAXB + 0.048*UTILAT + 0.022*LNAT – 0.026* LICHID + 0.095*GROWEC + 0.084*GROWSALES

67 
 Anexa 11 Regresie cu 6 variabile independente
LEV = C(1) + C(2)*ROA + C(3)*LNAT + C(4)*TANG + C(5)*LICHID + C(6)*GROWEC +
C(7)*GROWSALES
Sau
LEV = 0.38632 – 1.10061*ROA + 0.021075*LNAT – 0.39476*TANG – 0.02823*LICHID +
0.076161*GROWEC + 0.11190*GROWSALES

Anexa 12. Testarea ipotezelor mode lului de regresie liniar ă
În explicitarea relaiei dintre variabila dependent ă “Levier” i cele 5 variabilele regresori, pe baza
eantionului de observaii anuale, apar în mod aditiv variabilele aleatoa re “eroare” pe baza c ăruia vom efectua
testarea ipotezelor modelului.
 Ipoteza homoscedasticit ăii
Pentru verificarea heteroscedasticit ăii putem folosi testul White:
2 2
12 2
0
:25,…,2,1 :


ii
Hi H
Pe baza modelului de regresie LEV = C(1) + C(2)*ROA + C(3)*LNAT + C(4)*TANG + C(5)*LICHID +
C(6)*GROWSALES, construi m o regresie auxiliar ă:
2 2 2 22 2
GROWSALES* C(6) + LICHID* C(5) + TANG * C(4) + LNAT* C(3) + ROA * C(2) + GROWSALES* C(6) + LICHID* C(5) + TANG * C(4) + LNAT* C(3) + ROA * C(2) + C(1)tr

Conform regresiei de mai sus si utilizand E-Views, va rezulta Tabelul 15 care ne ofera urmatoarele
informatii:
– Testul de semnificaie t pentru fiecare coeficient indic ă faptul că nu putem afirma nimic privind trei dintre
coeficieni : avem P-value =0,43 (pentru termenul liber), P-value =0,25 (pentru ROA), P-value =0,52 (pentru 2ROA ).
În ceea ce privete coeficienii variabilelor TANG i 2TANG , acetia pot fi aproximai cu zero.
– In ceea ce priveste testul F, cu ajutorul acestuia se t esteaza ipoteza conform careia marimile estimate ale
coeficientilor regresiei (exceptand termenul liber) sunt n esemnificative, respective nule, ceea ce implica testarea
semnificatiei ecuatiei de regresie analizate.

68 
 Pe baza datelor de regresie se calculeaza in egala masura statistica testului F73. Daca aceasta valoare
este superioara valorii tabelate a statisticii Fisher, atunci modelul este valid, c onditie indeplinita in cazul
modelului nostru.Test ăm prin urmare ipotezele:
0 :5 4 3 2 1 0 0  H
zero sunt parametriitotiNu H  :1
După cum P-Value este 0,000108 putem s ă afirmăm că facem o eroare de 0,01% dac ă respingem ipoteza nul ă.
Dacă acceptăm acest risc, respingem 0H i accept ăm faptul c ă cel puin un coeficient este diferit de zero. Adic ă,
putem concluziona c ă homoscedasticitatea este violat ă, este prezent ă heteroscedasticitatea
Tabelul nr.15

 Ipoteza privind normalitatea
Pentru a testa dac ă reziduurile sunt normal repartizate, vom apel a la reprezentarea histogramei de normalitate
(vezi graficul 5). Observ ăm că acesta are o form ă asemănătoare cu Clopotul lui Gauss.
Graficul nr.5. Testarea normalit ăii modelului

                                                             
73 Andrei, T., Stancu, S. “Statistica.  Teorie si aplicatii”,  Ed. Economica,  2002

69 
 Pentru testarea dep ărtării de normalitate vom folosi i testul Bera-Jarque care const ă în verificarea simultan ă
a afirmaiilor:
. :; 3 0 :
10
normala estenu repartitia Hnormala repartitie kurtosissi skewness H  
Avem P-Value =0,024767, deci putem afirma c ă reziduurile sunt repartizate normal, ipoteza de normalitate
fiind verificat ă.
 Ipoteza privind independena erorilor
Pentru verificarea autocorel ării între reziduurile modelului i reziduur ile întârziate vom construi corelograma
care va evidenia relaia dintre acestea. (vezi graficul 6)
Graficul nr.6. Dependena între reziduur ile modelului i reziduurile întârziate

Analizând graficul 6, observ ăm o dependen ță “pozitivă” între reziduurile tr și 1tr, element ce ne conduce la
ideea existen ței unei autocorel ări pozitive a erorilor.
De aceea vom analiza ipoteza autocorel ării erorilor folosindu-ne și de un test statistic, numit DW:
.0 :;0 :
10


HH
Pentru aceasta în continuare vom încerca s ă-l estimăm pe din următorul model de regresie:
t t t v e e 1 Rezultatele sunt eviden țiate în Tabelul 16.
Tabelul nr.16

70 
 Valoarea coeficientului de autocore laie este destul de mare (0,598993), P-Value fiind foarte mic ă (0,0%),
ceea ce ne conduce la ideea existenei unei autocorel ări pozitive între erori.
De altfel, 9284,1) 1(2) (
25
2225
22
1





tttt t
rrr
DW, lucru care infirm ă ipoteza necorel ării erorilor.
Reprezentarea grafic ă a reziduurilor (care nu se încadreaz ă în bandă) este o confirmare în plus de existen ă a
autocorelării erorilor. (vezi graficul nr.9 ). De asemenea se poate observa cu uurin ă că valorile ajustate sunt foarte
apropiate de valorile observate.
Graficul nr.9

Anexa 13 Regresie Lithuania
LEV = C(1) + C(2)*ROA + C(3)*LNCA + C(4)*TANG + C(5)*TAXB + C(6)*GROWSALES
LEV = 1.104 – 0.726*ROA – 0.097*LNCA – 0.249*TANG – 0.221*TAXB + 0.093*GROWSALES
 
Anexa 14 Regresie Polonia cu 5 variabile
LEV = C(1) + C(2)*ROA + C(3)*LNCA + C(4)*TAXB + C(5)*TANG + C(6)*GROWSALES
LEV = 0.259 – 0.355*ROA + 0.006*LNCA – 0.260*TAXB + 0.107*TANG + 0.060*GROWSALES

71 
 
 
Anexa 15 Regresie Romania cu 5 variabile

Anexa 16 Prezentarea corelatiilor intre variabilele independete si cele dependente
**acesti factori sunt nesemnificativi in ecuatia de regresie
Variabilele independente
Modelul de regresie Var. dependenta ROA ROE LEV BRAT Rd TAX
3.(LEV=DT/CPR) ROE + – + -** +**
4.(LEV=DT/CPR) ROA + – +** -**
Variabilele independente Modelul de regresie Var. dependenta LNAT LEV TANG GROWSALE LICHID
1.(LEV=DT/AT) ROA + – – + -**
2.(LEV=DT/AT) ROE + – – + -**