EL EFECTO DE LOS IMPUESTOS SOBRE LA ESTRUCTURA DECAPITAL ĈIPTIMA DE LAS EMPRESAS: REVISIÓN DE LASPRINCIPALES APORTACIONES TEÓRICAS Y EMPÍRICAS

Lucía Boedo VilabellaUniversidad de La Coruña

RESUMEN

La irrelevancia de la estructura de capital sobre el valor de la empresa demostrada por Modigliani y Miller(MM) en su trabajo de 1958 partía de una sería de premisas que hacían que el modelo resultase excesiva-mente alejado de las circunstancias que prevalecen en el mundo real. La posterior relajación de dichas hipóte-sis conforma la denominada teoría de la estructura de capital y constituye uno de los principales temas de in-vestigación en el área de las finanzas empresariales. Algunas de estas hipótesis resultaron ser "no críticas" enel sentido de que su relajación no invalidaba el modelo. Las hipótesis críticas o relevante se pueden agrupar entres grandes categorías: impuestos, costes de quiebra (costes de dificultades financieras) y existencia de asi-metría de información y conflictos de intereses (costes de agencia y efecto señal de las decisiones financieras).Este trabajo pretende ser una síntesis de las principales aportaciones teóricas y empíricas con respecto a laprimera imperfección crítica señalada, centrándose especialmente en un aspecto concreto de ésta: la incerti-dumbre el ahorro

EFECTO DEL IMPUESTO SOBRE LOS BENEFICIOS EMPRESARIALES

Ya en su trabajo de 1958, Modigliani y Miller realizan una primera aproximación de las conse-cuencias que la inclusión del impuesto de sociedades tendría sobre su modelo, afirmando que era posibledemostrar que el proceso de arbitraje no daría lugar a un valor de la empresa proporcional al beneficiogenerado por sus activos, sino proporcional al beneficio de sus activos neto de impuestos, es decir, albeneficio correspondiente a los accionistas después de impuestos más los intereses pagados a los obliga-cionistas. Esta nueva variable, que denotamos por E(BE)t, vendría dada, pues, por la siguiente expresióni:

E(BE) . [E(BE)— Ki • Dl• (1— t c )+ Ki • D

Las proposiciones I y II seguían siendo válidas sin más que sustituir E(BE) y Ko por E(BE) t yKot, donde Kot es la tasa de capitalización aplicada por el mercado a la renta neta de impuestos. Estareformulación daría lugar a la siguiente expresión indicativa de la relación entre el valor de una empresano endeudada y el valor de una empresa con deuda2:

t, • Ki17 =Vu +

s • D (1)

Ko

De la expresión (1) se deduce que por cada ur ŭdad monetaria de capital propio sustituido pordeuda en la estructura de capital de la empresa, el valor de ésta se incrementa en [t e(Ki/Kot)]. Esta nuevaaproximación implica una disminución del coste de capital a medida que la ratio de endeudamiento au-menta. Sin embargo, se trata de una disminución en una proporción muy pequeña y además con la para-dógica conclusión de que la ganancia del accionista como consecuencia de endeudamiento, y por lo tantosu incentivo a utilizar deuda como fuente de financiación, disminuye a medida que lo hace el tipo de inte-rés de la deuda.

Estas afirmaciones fueron radicalmente modificadas en un segundo trabajo publicado en 1963, enel que la proposición de la irrelevancia es sustituida por el postulado que la política financiera óptima esla de máximo endeudamiento. En este trabajo se parte de la base de que el beneficio neto de impuestos

E(BE): esperanza matemática del beneficio de explotación; Ki: tipo de interés de la deuda; D: nivel de deuda de laempresa; tc: tipo de gravamen sobre los beneficios empresariales.2

VI: valor de mercado de una empresa con un volumen de deuda permanente igual a D; Vu: valor de mercado de unaempresa sin deuda.

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está formado por dos flujos, uno cierto y otro incierto, por lo que tendrán que ser capitalizados a tasasdiferentes:

E(BE) t =[E(BE)— Ki Di • (1— tc) + Ki • D = E(BE) • (1— tc) + tc • Ki • D

El primer sumando es una renta incierta, al incluir la variable aleatoria E(BE). Se correspondecon el beneficio neto de impuestos de una empresa sin deuda. La tasa aplicada por el mercado para capi-talizar este tipo de flujo es Ko t El segundo sumando es el ahorro fiscal por período. En efecto, dado quelos intereses pagados a los obligacionistas son gastos fiscalmente deducibles en el impuesto de socieda-des, si la empresa tiene un volumen de deuda permanente igual a D, cada período se ahorrará en el pagode impuestos la cantidad tc•Ki•D. Este ahorro de impuestos es un activo con valor, cuyo descuento tendráque hacerse a una tasa en función de su grado de certeza. Éste, seg ŭn MM, es equivalente al de los intere-ses que lo han generado, por lo que para hallar su valor actual se aplicará la tasa Ki.

Teniendo en cuenta estas nuevas consideraciones, el valor de una empresa vendría dado por lasiguiente expresión:

E(BE)•(1—t ) t •-Ki•D

Ko'171 —

Ki —V + t • D (2)

Tal y como se puede observar en la expresión (2), el valor actual del ahorro fiscal es indepen-diente de la rentabilidad de la deuda e igual al tipo impositivo del impuesto de sociedades por el volumende deuda. De este modo, a medida que éste ŭltimo aumenta, también lo hace el valor de la empresa, por loque la política financiera óptima de la empresa sería endeudarse al máximo. Esta conclusión, absurdadesde la perspectiva de que lo que se trata de explicar es el comportamiento financiero real de las empre-sas, no lo es desde un punto de vista teórico en la construcción de un modelo que, partiendo de la irrele-vancia de la estructura de capital, se introduce un ŭnico factor adicional que sólo proporciona ventajas alendeudamiento. En realidad este trabajo se puede contemplar como una primera aproximación del análisisde los efectos de un sistema impositivo sobre el nivel óptimo de endeudamiento. No obstante, un análisiscompleto de la imperfección impositiva tiene que incluir no sólo el impuesto de sociedades, sino tambiénlos impuestos sobre las rentas que perciben los inversores de la empresa. Además, el ahorro fiscal porperíodo no puede ser considerado una renta cierta, por lo que habrá que investigar su grado de incerti-dumbre y los factores de los que depende. Las investigaciones posteriores al trabajo corrector de MM(1963), basadas en estas dos nuevas consideraciones, clarificaron de forma notable los efectos de la im-perfección impositiva sobre la decisión empresarial de financiación y acercaron los postulados teóricos ala realidad de las empresas.

INTRODUCCIÓN DE LOS IMPUESTOS PERSONALES

La necesidad de ampliar el análisis anterior para dar entrada en el mismo a los efectos de la im-posición personal se plantea cuando se tiene en cuenta que los inversores que act ŭan en el mercado decapitales valoran a la empresa en función, no de los beneficios empresariales netos de impuestos, sino delos rendimientos que obtienen una vez satisfechos los impuestos de sociedades (por la empresa) y la rentade las personas físicas (por ellos mismos).

Con la inclusión de ambos tipos de impuestos, la estructura de capital óptima sería aquella quehaga mínima la porción de beneficios de la empresa destinada al estado o, equivalentemente, que hagamáxima la renta total mínima disponible para accionistas y obligacionistas después de impuestos.

En el contexto del modelo de MM (1958) y en equilibrio de mercado, la renta anual que comoconsecuencia del endeudamiento la empresa ahorra en concepto de impuestos vendrá dada por la diferen-cia entre la renta total neta de impuestos bajo la hipótesis de endeudamiento igual de D, y la renta neta deimpuestos en el caso de endeudamiento nulo3.

3La expresión indicativa del ahorro impositivo de una empresa con deuda frente a una no endeudada es realizada a

partir del análisis de FARRAR y SELWYN (1967) y BRENNAN (1970). Ver AZOFRA y DE MIGUEL (1991, p.114).

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G . [i (1— tc) • (1— tps)1• D (3)

1— tpd

La renta neta de impuestos de una empresa con deuda vendrá dada por4:

[E(BE)— Ki D]• (1— tc)- (1— tps)+ Ki D • (1— tpd)

La renta neta de impuestos de una empresa sin deuda será:

E(BE) • (1— tc)• (1— tps)

La diferencia entre ambas rentas vendrá dada por la expresión:

Ki • D • [(1— tpd)— (1— tc) • (1— tps)]

El valor actual de dicho ahorro impositivo anual, utilizando como tipo de descuento el coste de ladeuda después de impuestos, y dado que se trata de una renta perpetua, vendrá dado por:

G — Ki • D • [(1— tpd)— (1— tc)- (1— tps)]

Ki• (1— tpd)

Pueden darse básicamente tres supuestos respecto a los posibles valores de los tipos impositivosconsiderados:

Si tc = tps tpd = 0 G = 0 y, por tanto, Vu = VI , conclusión obtenida por Modigliani y Milleren 1958.

Si tps = tpd G = tc•D, conclusión obtenida por Modigliani y Miller en 1963.Si tps < tpd G < tc•D, pudiendo incluso llegar a ser negativa.Esta ŭltima suposición es la más cercana al mundo real. El tipo de gravamen sobre los intereses

de las obligaciones es superior al aplicado sobre la renta de las acciones y, aun suponiendo que fueseniguales, el tipo efectivo sobre la renta de las acciones sería menor, ya que la porción recibida como ganan-cia de capital no es gravada hasta que la acción es vendida. Por tanto, partiendo de esta diferencia en eltipo de gravamen de las rentas percibidas como consecuencia de la inversión en acciones y en obligacio-nes, la ventaja fiscal o incentivo fiscal relativo a la financiación con deuda podría verse sensiblementereducido. Este tercer supuesto es, básicamente, el considerado por uno de los modelos teóricos más intere-santes y también más controvertidos que analizan el efecto conjunto de ambos tipos de impuestos sobre elnivel óptimo de endeudamiento de la empresa, el modelo de MERTON MILLER (1977). Éste se basa enla siguiente normativa fiscal: gravamen del impuesto de sociedades del 46% y gravamen del impuestopersonal sobre los intereses de las obligaciones variando desde un tipo impositivo nulo, el de las institu-ciones fiscalmente exentas, hasta un tipo impositivo del 50%. Partiendo de estas premisas y de una seriede supuestos adicionales: la totalidad de la renta de las acciones se obtiene como ganancias de capital norealizadas, por lo que el gravamen sobre la renta de las acciones es nulo, no existen costes de emisión nide transacción y la deuda es libre de riesgo, el modelo conduce de nuevo a la teoría de la irrelevancia.

El razonamiento de Miller es el siguiente: los inversores eval ŭan los rendimientos netos de im-puestos, por lo que si el impuesto personal sobre la renta de las acciones es sensiblemente menor que elcorrespondiente a los intereses de las obligaciones, el rendimiento antes de impuestos de éstas ŭltimastendrá que ser incrementado para anular la mayor presión fiscal a la que están sometidas. Con el objeto dehacer máximo el valor de los impuestos ahorrados y maximizar, de este modo, la renta total disponiblepara accionistas y obligacionistas, la empresa ofrecerá, en primer lugar, sus obligaciones a institucionesfiscalmente exentas de pagar el impuesto personal sobre la renta. De este modo, los suscriptores se aho-rran el impuesto personal y la empresa el impuesto de sociedades. El impacto inicial del endeudamientosería, por tanto, el de un ahorro en el impuesto de Sociedades. Esta forma de proceder es seguida por lageneralidad de las empresas, ya que el directivo financiero tiene en cuenta ŭnicamente el impuesto desociedades que, como sabemos, supone un fuerte incentivo al endeudamiento empresarial. En el momentoen que el mercado de inversores fiscalmente exentos se halle saturado, las empresas tendrían que persua-dir a inversores sujetos a impuestos para que dejen de suscribir acciones y compren obligaciones a través

4tps: tipo efectivo de gravamen por el impuesto sobre la renta de las personas físicas correspondiente a los rendi-

mientos de las acciones. tpd: tipo efectivo de gravamen por el impuesto de la renta de las personas físicas correspon-diente a los intereses de las obligaciones. tc: tipo de gravamen por el impuesto de sociedades.

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de un incremento en el tipo de interés de éstas ŭltimas que anule su coste fiscal. Dado que el impuestopersonal es progresivo, a medida que aumente la cantidad de deuda en el mercado, tendrá que hacerlotambién el tipo de interés de las obligaciones para inducir su adquisición a inversores con tipos impositi-vos mayores. Este mecanismo persuasor en forma de incremento del rendimiento de las obligaciones po-drá ser realizado mientras que el ahorro fiscal de la empresa por la emisión de una unidad adicional dedeuda sea mayor que el incremento de rendimiento de las obligaciones demandado por el mercado paraadquirir esa unidad adicional de deuda. En el momento en que ambas magnitudes se igualen, esto es,cuando el tipo de gravamen sobre la renta de las obligaciones sea igual al tipo de gravamen del impuestode sociedades, las empresas ya no emitirán más deuda, puesto que ello les supondría un coste. En estepunto el mercado de la deuda y el capital propio se hallarán en equilibrio y ninguna empresa pueda au-mentar su valor a través de variaciones en su ratio de endeudamiento.

La conclusión fundamental del modelo de Miller es que el diferente tratamiento fiscal en el im-puesto sobre la renta de las personas físicas a los rendimientos de las acciones y de las obligaciones, com-pensa la deducibilidad en el impuesto sobre la renta de sociedades de los gastos satisfechos por la empresaen concepto de pago de intereses. Cuando ambos impuestos son integrados en un contexto de equilibrio,el incentivo fiscal a la financiación con deuda desaparece totalmente para cada empresa individual, si bienpara el conjunto del sector empresarial pudiera existir una estructura financiera óptima. El modelo deMiller, por tanto, traslada de nuevo la discusión al punto de partida.

LA INCERTIDUMBRE EN EL AHORRO DE IMPUESTOS

La afirmación que el ahorro fiscal es una renta de carácter cierto está sujeta a dos condiciones:1. Las empresas "siempre" pueden disfrutar de la ventaja fiscal de la deducibilidad de los inte-

reses. Si algŭn año, la empresa obtiene pérdidas, éstas se podrían utilizar para reducir la baseimponible de otros años. En el caso de venta de la empresa, la compariía adquirente puedeutilizar esta deducción.

2. La deuda es constante y perpetua y el tipo de gravamen del impuesto de sociedades perma-nece constante.

Estas condiciones no se cumplen en el mundo real. Los cambios que se pueden producir en elvolumen de deuda, en la tasa impositiva, así como la probabilidad de que el resultado de la empresa seainferior a las obligaciones de la deuda y que, o bien por razón de la legislación fiscal o bien por la cuantíade los resultados negativos, no es posible compensar pérdidas de ejercicios anteriores con beneficios deejercicios posteriores, son tres factores que hacen que el ahorro fiscal por período tenga que ser contem-plado como una renta incierta. Entre los primeros trabajos que serialan la necesidad de contemplar estaincertidumbre se pueden mencionar los de WRIGHTSAM (1978) y BIERMANN y OLDFIELD (1979).Posteriormente trabajos como los de MILES y EZZEL (1980,1985) y MODIGLIANI (1988) proponenque como consecuencia de esta incertidumbre es necesario modificar la tasa de descuento a aplicar alahorro fiscal por período para hallar su valor actual, con respecto a la tasa Ki propuesta por Modigliani yMiller en su trabajo de 1963. Así, MODIGLIANI (1988) seriala que la validez de la corrección realizadajunto a Miller en 1963 depende críticamente de la hipótesis de que el flujo del ahorro impositivo (teli.D)sea constante, perpetuo y cierto, de manera similar al de las obligaciones libres de riesgo. Los cambios enlas tasas impositivas o la probabilidad de que el resultado de la empresa sea inferior a las obligaciones dela deuda son algunas de las objeciones planteadas a la consideración del ahorro fiscal como una rentacierta. La objeción fundamental, sin embargo, radica en la idea de que las empresas, una vez decidida suestructura de capital, mantienen constante su nivel de deuda. Esta conjetura no parece admisible en unmundo en el que, como se acepta generalmente, las fluctuaciones del beneficio esperado y el tamario de laempresa siguen recorridos aleatorios. Resulta más razonable suponer que la empresa fija su política definanciación de acuerdo con el tamaño de la empresa. Si se identifica la variable de tamaño con el benefi-cio neto de impuestos de la empresa, se llega a la conclusión de que la obtención de la renta derivada delahorro fiscal goza de un nivel de riesgo similar al de estos resultados, por lo que la tasa de descuento aaplicar a ahorro fiscal por período sería Kot . Realizando esta corrección se obtendría la siguiente expre-sión:

VL=Vu+[tc•Kil

(4)

En suma, desde esta nueva perspectiva, el valor actual del ahorro fiscal sería de una magnitudconsiderablemente inferior al tipo impositivo legal del impuesto de sociedades. En concreto,

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MODIGLIANI (1988) cifra el valor del ahorro fiscal ajustada a una tasa arriesgada igual a aproximada-mente 1/3 del valor actualizado a la tasa libre de riesgo.

La nueva aproximación de Modigliani (1988) proporciona el mismo valor del ahorro impositivoque derivaron Modigliani y Miller en el trabajo original de 1958 [ver ecuación (1)]. No obstante, como elpropio señala Modigliani reconoce, la forma en que esta conclusión se estableció en 1958 no era la co-rrecta. Además, esta nueva expresión obtenida en 1988 (o mejor dicho, esta nueva forma de establecer oderivar la expresión de 1958), atañe ŭnicamente al efecto del impuesto de sociedades sobre las decisionesde financiación empresarial, al margen de los efectos de la imposición personal y de la consideración deotros mecanismos de ahorro impositivo distintos de la deducción de intereses de la deuda.

Como el propio Modigliani señala, Ko t no es la tasa adecuada para descontar el ahorro impositi-vo derivado del endeudamiento en todas las circunstancias y bajo cualquier sistema fiscal. Diversas consi-deraciones sugieren que el ahorro impositivo pudiera ser más incierto incluso que el flujo ordinario debeneficios, debido a los posibles cambios en los tipos de interés, política de endeudamiento, fiscalidad,etc. Estas eventuales circunstancias aconsejan generalizar la fórmula básica de valoración en los términossiguientes:

V L = Vu + (1).tc-Ki-D

En donde es el inverso de la tasa de descuento a aplicar a tc . Ki . D, pudiendo oscilar entre Ki yKot o incluso en mayor valor.

El tipo impositivo a aplicar para estimar la ventaja fiscal de la deuda es, por tanto, considerable-mente inferior al tipo impositivo legal del impuesto de sociedades y dependerá de las características parti-culares de cada sistema fiscal, en concreto de tres aspectos de éste:

1. El tipo impositivo del impuesto de sociedades, que puede ser fijo o variable en función delbeneficio gravable.

2. La legislación relativa a la los diferentes motivos de deducción permitidos, además del de losintereses de la deuda.

3. La legislación fiscal con relación a la posibilidad de traslado a ejercicios anteriores o poste-riores de las deducciones fiscales inutilizadas, en el caso de que el beneficio gravable sea in-ferior a la cifra total en concepto de deducciones.

Estas consideraciones no sólo dan lugar a la obtención de una ventaja fiscal de la deuda notable-mente inferior al tipo impositivo legal, sino también, de una magnitud diferente para cada empresa depen-diendo de su nivel de deuda y de los motivos de deducción que puede aplicar en función, principalmente,de las características de su estructura de inversión o composición de su activo.

El efecto del punto segundo es el eje central de uno de los trabajos más importantes relativos alefecto de los impuestos sobre el valor de la empresa. Nos referimos al trabajo de DeANGELO yMASULIS (1980) (que denotaremos por modelo DM (1980)), en el que utilizando el marco teórico de losmodelos preferencia tiempo- estado y partiendo de las mismas hipótesis que las del trabajo de MILLER(1977), demuestran que dicho modelo no se mantiene si se incluye como supuesto adicional de partida laexistencia de otros tipos de deducciones alternativas a los intereses de la deuda, tales como las cantidadesdestinadas a amortización y las deducciones por inversión. En este modelo, la decisión de endeudamientose muestra como relevante para cada empresa individual en el sentido de que una variación en la ratio deendeudamiento, manteniendo la inversión constante, afectará al valor de la empresa. Considerando tantolos impuestos personales como empresariales, y aun sin tener en cuenta los costes de quiebra y de agencia,existe una estructura de capital óptima para cada empresa porque mientras que la desventaja fiscal perso-nal esperada del inversor marginal en deuda es constante, el beneficio fiscal esperado de la empresa por laemisión de una unidad adicional de deuda disminuye a medida que el "leverage" aumenta por la existenciade deducciones altemativas a los intereses de la deuda. De este modelo se deriva una importante hipótesiscon respecto a los factores que determinan la estructura de capital óptima de las empresas: la existencia deuna relación negativa entre el nivel de deducciones fiscales altemativas a los intereses de la deuda (quedenotaremos por DFAID) y el grado de endeudamiento de una empresa. Esta hipótesis, conocida comohipótesis de las deducciones fiscales o del ahorro fiscal ("Tax-shield hypothesis") fue objeto de numero-sos estudios empíricos. Entre los estudios generales que contrastan empíricamente los principales factoresdeterminantes del nivel de endeudamiento óptimo propuestos en la extensa literatura sobre este tema sepueden mencionar los siguientes: BRADLEY, JARRELL y KIM (1984) [BJK(1984)], KIM ySORENSEN (1986) [KS (1986)],TITMAN y WESSELS (1988) [TW (1988], CHANG y RHEE (1990)[CR (1990)], MATO (1990), KALE, NOE y RAMÍREZ (1991) [KNR (1991)] y HOMAFAIR, ZIETZ yBENKATO (1994) [HZB (1994)1. Unicamente en el de KS (1986) se encuentra la relación pronosticadapor DM (1980) entre las DFAID y el nivel de deuda. En el resto de los trabajos, dicha hipótesis es recha-zada, ya que obtienen una relación no significativa o incluso positiva y significativa.

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Por otro lado, se realizaron numerosos trabajos centrados exclusivamente en esta hipótesis:BOWEN, DALEY y HUBER (1982) [BDH (1982)], BOQUIST y MOORE (1984) [BM (1984)], SENER(1989), PILOTTE (1990), MANUEL y PILOTTE (1992) [MP (1992)], DOWNS (1993) y MERIC,BYRD y MERIC (1997) [MBM (1997)]. Con excepción de BDH (1982) y PILOTTE (1990), los resulta-dos obtenidos en el resto no proporcionan apoyo empírico a la existencia de una relación negativa entre elnivel de deuda en la estructura de capital y el nivel de DFAID. Es mas, en muchos casos se encuentra unarelación positiva significativa entre ambas variables. Existe por tanto, una fuerte contradicción entre elpostulado teórico y los resultados empíricos. A continuación se describen someramente estos trabajos5.

El estudio de BOWEN, DALEY y HUBER (1982) es realizado con datos medios sectoriales y esel ŭnico de los mencionados que encuentra una relación negativa significativa entre el ratio de endeuda-miento construido como [L 1 = deuda total/AT] y el nivel de DFAID medido como [RDFAID I (deduc-ción por amortización + deducción por inversión + DITPP)/ FT].

En el estudio de BOQUIS y MOORE (1984) se cuestiona la validez del trabajo de BDH (1982).Utilizando la misma muestra pero diferentes medidas operativas de las variables y realizando el estudiotanto en el ámbito sectorial como de empresa individual, obtienen unos resultados sustancialmente distin-tos. En primer lugar proponen que en la construcción de la ratio de endeudamiento, el numerador debeincluir ŭnicamente la deuda generadora de intereses [L 2 deuda generadora de intereses/AT], ya que elmodelo DM (1980) compara explícitamente la deducibilidad fiscal de los intereses con otras no relacio-nadas con la deuda. En segundo lugar, estandarizan el nivel de DFAID con el beneficio de explotación[RDFAID2= (deducCión por amortización + deducción por inversión + DITPP)/I3E], tal y como se propo-ne en el modelo DM (1980). Los resultados obtenidos son: si se utilizan las medidas operativas de BDH(1982): L i y RDFAID 1 , la mayoría de los coeficientes de correlación son negativos y significativos. Si seutiliza L i y RDFAID2, los resultados no son estadísticamente significativos. El deterioro de los resultadosaumenta si se utiliza L2, ya que varios de los coeficientes pasan a ser positivos. Por ŭltimo, en el análisisde la correlación por rangos al nivel de empresa individual, independientemente de la utilización de L 1 oL2, el coeficiente de correlación con RDFAID 2 es positivo o no significativamente diferente de cero.

El estudio de SENER (1989) contrasta la hipótesis de ahorro fiscal considerando explícitamenteel efecto de la infiación sobre el comportamiento financiero de la empresa. Divide el período total consi-derado en tres subperíodos: 1970-75 (período de inflación moderada), 1976-81 (período de infiación alta)y 1983-86 (período de inflación baja). Las variables operativas son: [L =deuda total/(deuda a largo plazo+ valor de mercado de las acciones)] y la medida de las DFAID propuesta por BM (1984) [RDFAID2].Las variables se construyen como medias para cada uno de los períodos de infiación. Los coeficientes decorrelación son positivos en los tres períodos por lo que la hipótesis DM (1980) es rechazada.

El estudio de DOWNS (1993) parte de la base de que para estudiar la relación entre L y el nivelde DFAID, se han de tener en cuenta otros factores determinantes de L, porque sino podría aparecer unproblema de variables omitidas. Utiliza un modelo de regresión lineal en el que los factores teóricos de-tenninantes de la ratio de endeudamiento elegidos son los propuestos por TITMAN y WESSELS (1988):nivel de DFAID, oportunidades de crecimiento, unicidad del activo, valor garantía del activo, tamaño,rentabilidad, volatilidad y sector. La medida operativa de la variable explicada es: [L = valor de mercadode la deuda/(valor de mercado de la deuda + valor de mercado de las acciones)]. Propone cuatro indicado-res de la variable explicada nivel de DFAID: [RDFAID I = valor actualizado del fiujo esperado de deduc-ciones por amortización / valor actualizado del beneficio antes de amortizaciones, intereses e impuestos];[RDFAID2 valor actualizado del flujo esperado de deducciones por amortización/ AT]; [RDFAID 3 =deducción anual por amortización/AT] y [RDFAID4 = deducción anual por amortización/beneficio antesde amortizaciones, intereses e impuestos]. Considera que los dos primeros indicadores son más adecuadosya que no se puede asociar una decisión de endeudamiento a largo plazo con medidas de las DFAID refe-ridas a un sólo año. Utilizando una serie temporal de 17 años (1969-85), especifica una recta de regresiónpor sector para diez sectores intensivos en capital. Los resultados son: los coeficientes de regresión deRDFAID I y RDFAID2 son positivos en nueve de los diez sectores considerados, siendo significativosocho de ellos si se utiliza RDFAID, y siete de ellos si se utiliza RDFAID 2.. Los coeficientes de regresiónde RDFAID3 son en general negativos aunque sólo significativos en tres sectores y en general positivos sise utiliza RDFAID 4, aunque también sólo en tres de los sectores el coeficiente de regresión de esta varia-ble es significativo.

En la descripción de las medidas operativas de las variables se utilizan las siguientes notaciones: AT: activo total;BE: beneficio de explotación; DITPP: deducciones inutilizadas trasladadas a períodos posteriores; FT: facturacióntotal; RDFAID: ratio de deducciones fiscales altemativas a los intereses de la deuda; RDFRD: ratio de deduccionesfiscales relacionadas con la deuda.

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El trabajo de MERIC, BYRD y MERIC (1997) se centra en el efecto que tiene la utilización dediferentes medidas operativas sobre los resultados obtenidos. Contrasta la hipótesis de la existencia de unarelación negativa entre las deducciones fiscales relacionadas con la deuda (DFRD) y las deduccionesfiscales alternativas a los intereses de la deuda (DFAID) tanto a nivel de empresa individual como a nivelmedio sectorial. Utiliza cuatro medidas operativas de cada una de estas dos variables: [RDFRD I = deudatotal/AT], medida de BDH(1980), [RDFRD2 = deuda generadora de intereses /AT], medida deBM(1984); [RDFRID3 =intereses deuda /FT], ya que un mismo nivel de deuda puede implicar cuantíasmuy diferentes de pago de intereses; [RDFAID4 = intereses deuda/BE]. [RDFAID .(deducción poramortización + deducción por inversión + DITPP) / FT], medida de BDH (1980); [RDFAID 2 .(deducciónpor amortización + deducción por inversión + DITPP)/ BE], medida de BM (1984); [RDFAID3=(deducción por amortización + (deducción por inversión/(1-Tc)) + DITPP / FT], basándose en que unaunidad monetaria de deducción por amortización y de deducciones fiscales inutilizadas trasladadas tienenmenos valor como ahorro fiscal que una unidad monetaria de deducción por inversión, engrosan éstadividiéndola entre (1-Tc); [DFAID 4 =(deducción por amortización + (deducción por inversión/(1-Tc)) +DITPP)/ BE]. Realiza un análisis de correlación por rangos, en la que la mayoría de los coeficientes decorrelación, tanto en el estudio a nivel de empresa individual como sectorial son positivos y estadística-mente significativos.

En suma, la mayoría de los trabajos que contrastan la hipótesis DM (1980) obtienen como resul-tado el rechazo de ésta. Es más, en general la relación encontrada entre ambas variables (ratio de endeu-damiento y nivel de deducciones fiscales alternativas a los intereses de la deuda) es positiva. Esto generanuevas investigaciones sobre este tema en los que se trata de encontrar una explicación a esta contradic-ción entre los postulados teóricos y la evidencia empírica. En esta línea de investigación se puede men-cionar el trabajo de MOORE(1986) que consiste en una extensión del modelo DM (1980) pero incluyen-do expresamente los costes de quiebra. Así, las empresas con una mayor proporción de activo fijo, dis-frutarán de mayores niveles de deducciones relacionadas con la inversión por lo que de acuerdo con elmodelo DM (1980) su ratio de endeudamiento óptimo será menor. No obstante, de acuerdo con la imper-fección relativa a la existencia de costes de quiebra, su ratio de endeudamiento será mayor, ya que el en-deudamiento es menos arriesgado y la capacidad de endeudamiento de la empresa es mayor. Existe por lotanto una fuente de interacción entre las DFAID y otros factores determinantes de la ratio de endeuda-miento óptimo, en concreto con aquellos relacionados con la composición y naturaleza de los activos de laempresa. Si se introduce tal interacción en el modelo, los resultados obtenidos con respecto a la relacióntransversal entre las DFAID y el "leverage" son ambiguos. En consecuencia, las relaciones positivasobservadas en la mayoría de los estudios empíricos del modelo DM (1980) no se deben interpretar comouna refutación del mismo.

En un trabajo posterior, DAMMON y SENBET (1988) realizan una extensión del modelo DM(1980) endogeneizando la decisión de inversión. Si se analiza el efecto de los impuestos personales sobrelas decisiones de inversión y financiación, permitiendo no sólo el ajuste óptimo del nivel de deuda, sinotambién del volumen de inversión, se demuestra que un aumento de deducciones fiscales alternativas a losintereses de la deuda (DFAID) no tiene que estar asociado obligatoriamente a una disminución del "leve-rage". El efecto neto de un aumento de las deducciones fiscales relacionadas con la inversión sobre elnivel de deuda óptimo es indeterminado y viene dado por el intercambio entre el efecto sustitución de DMy el efecto ingreso derivado de un aumento del volumen de inversión óptimo. Es decir, por un lado, unaumento de las deducciones relacionadas con la inversión, permaneciendo todo lo demás constante, redu-cirá el nivel de endeudamiento óptimo, ya que dará lugar a un aumento de la probabilidad de que la de-ducción por deuda sea total o parcialmente redundante. Este efecto, denominado efecto sustitución, esclaramente negativo. Por otro lado, un aumento de las deducciones relacionadas con la inversión darálugar a un aumento del nivel óptimo del volumen de inversión y, por lo tanto, de la producción e ingresosesperados. Este aumento del beneficio gravable hace más valiosa la deducción por intereses. Este efecto,denominado efecto ingreso, es claramente positivo. El efecto neto de un aumento de las deducciones rela-cionadas con la inversión es ambiguo y dependerá de la magnitud relativa de estos dos efectos. Dará lugara un incremento del nivel de deuda óptimo si el efecto ingreso es superior al efecto sustitución y a undecremento en el nivel óptimo de deuda en el caso contrario. Las implicaciones empíricas de este modeloson, por tanto, diferentes a las del modelo DM (1980), ya que la relación negativa entre deducciones aso-ciadas con la inversión (normalizadas) y el nivel de endeudamiento sólo será negativo para empresas conla misma tecnología productiva. Por el contrario, en las empresas pertenecientes a diferentes sectores ypor tanto con tecnologías productivas diferentes, la relación entre las dos variables mencionadas no tieneporque ser negativa, ya que en la muestra habrá empresas con mayores posibilidades de aumentar su in-versión y sus ganancias esperadas para las cuales la deducción por intereses seguirá siendo igual o más

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valiosa como aminoración del beneficio gravable. El ajuste óptimo de la inversión será diferente y, por lotanto, también será diferente el valor, como ahorro fiscal, de la deducción por intereses.

El estudio empírico de PILOTTE (1990) utiliza un nuevo enfoque a través del cual se puedecomprobar la hipótesis DM (1980) de un modo que evita este problema de interacción. Esto se realiza através de un estudio temporal que examina la variación en el "leverage" desde el período pre-ERTA hastael período post-ERTA. El ERTA (Economic Recovery Tax Act) promulgado en 1981, es un cambio en lalegislación fiscal norteamericana que supuso un aumento de la deducción anual permitida por amortiza-ción, de otras deducciones relacionadas con la inversión y un alargamiento del período de traslado a otrosejercicios de las deducciones fiscales inutilizadas. En suma, dado que las características del ERTA supu-sieron un importante aumento de las DFAID, segŭn la hipótesis tercera de DM (1980), dicho cambio de lalegislación fiscal incentivaría a las empresas a disminuir su ratio de endeudamiento

La variable explicada es la variación del "leverage" medio bianual desde el período pre-ERTA(1978-79) hasta el período post-ERTA (1982-83). Utiliza cuatro medidas operativas del "leverage": [L 1 =Valor contable de la deuda generadora de intereses/(valor cont. deuda generadora de intereses + valorcont. acciones preferentes + valor mercado de acciones comunes)]; [L2 = valor contable deuda generadorade intereses/ AT]; [L3= intereses deuda/ BE]; [L 4= intereses deuda/AT].

Las variables explicativas son cinco. Las dos primeras aproximan los beneficios del ERTA. Lasotras tres controlan el efecto sobre la variación del "leverage" de otros factores no relacionados con elnivel de DFAID. Las dos variables aproximativas de los beneficios del ERTA son:

- [X ] = activos amortizables/AT]. A medida que mayor valor tome X I , mayor será el aumentode las DFAID.

- [X2= variable representativa de la duración de los activos depreciables]. Esta variable es re-sultado de dividir la muestra en dos grupos, una con activos depreciables de mayor duracióny otra de menor duración. Como el ERTA permitió una aceleración de la amortización a cin-co años, se espera un mayor ajuste del "leverage" en aquellas empresas con activos depre-ciables de mayor duración.

Estas dos variables presentan una alta correlación positiva, por lo que se incorporan en regresio-nes separadas para evitar un problema de multicolinealidad. Se especifican en total ocho rectas de regre-sión, dos para cada una de las variables explicadas (una incorporando X I y otra X2). Se obtiene comoresultado una relación negativa entre la variación del "leverage" y la magnitud de los beneficios relativosa las DFAID que introduce el ERTA ya que, sea cual sea la variable explicada utilizada, los coeficientesde regresión de las variables aproximativas del ERTA son negativos. Esto supone, al contrario que lostrabajos anteriores, un apoyo empírico a la hipótesis DM (1980).

El nuevo planteamiento del trabajo empírico de PILOTTE (1990) supone tres importantes ven-tajas con respecto a los trabajos empíricos anteriores: en primer lugar, el diseño de la muestra se centra enla explicación de la reacción de las empresas ante un cambio exógeno en su nivel de DFAID, lo que esmás representativo de la naturaleza "ceteris paribus" de la hipótesis DM que si esta hipótesis se contrastaa través de la explicación de las diferencias en el "leverage" entre empresas, tal y como se venía haciendohasta el momento. En segundo lugar, al tratarse de un estudio temporal y no transversal evita el problemade la interacción con otras variables que en los estudios anteriores impedían detectar una relación negativaentre la ratio de endeudamiento y el nivel de DFAID. En tercer lugar, este tipo de estudio no requiere unamedida del nivel de DFAID, aspecto que se mostró problemático en los estudios empíricos previos.

Posteriormente, MANUEL y PILOTTE (1992) realizan un trabajo en el que contrastan empíri-camente las conclusiones teóricas obtenidas por DAMMON y SENBET (1988). En primer lugar exami-nan si existe una relación negativa entre el "leverage" y el nivel de DFAID en empresas con la mismatecnología productiva, obteniendo como resultado que aquellos pares de empresas con altos (bajos) coefi-cientes de correlación entre sus beneficios antes de amortizaciones, intereses e impuestos [variable pro-puesta por el propio DAMMON y SENBET (1988)1, tienen pequeñas (grandes) diferencias en su "leve-rage". Posteriormente, realizan un modelo de regresión lineal utilizando sólo empresas con la misma tec-nología productiva (pares de empresas con un coeficiente de correlación entre sus beneficios antes deamortizaciones, intereses e impuestos superior a 0,95). Las variables son construidas como la diferenciapara cada par entre el valor de la variable considerada. La variable explicada es el "leverage". Utiliza tresmedidas diferentes del mismo: [L i =intereses de la deuda/beneficio antes de amortizaciones, intereses eimpuestos]; [L2= deuda generadora de intereses/(valor contable de la deuda + valor contable de las accio-nes)]; [L3= deuda generadora de intereses/AT]. Las variables explicativas recogen, además de otros facto-res determinantes de la ratio de endeudamiento de las empresas, el nivel de DFAID, construído como:[RDFAID (deducción por amortización + DFITPP + (deducción por inversión/tipo impositi-vo))/beneficio antes de amortizaciones, intereses e impuestos]. Los coeficientes de regresión de estavariable son, en las nueve rectas especificadas, positivos, lo que indica que a ŭn en empresas con la misma

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tecnología productiva, la relación entre las DFAID y L es positiva. El efecto sustitución de DEANGELOy MASULIS (1980) es dominado por el efecto de mayor capacidad de endeudamiento que implica unamaydr proporción del activo fijo señalada por MOORE (1986) o el efecto ingreso señalado porDAMMON y SENBET (1988).

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