Модели экономической прибыли и контроль создания стоимости: исследования и результаты

За последние десять лет в области анализа компании на основе экономической прибыли сформировался пласт эмпирических работ, в которых прослеживается несколько направлений. Наиболее масштабными являются исследования, нацеленные на выявление роли экономической прибыли в объяснении динамики рыночной стоимости компании на основе предположения о наличии информационной эффективности рынка капитала.

Экономическая прибыль как фактор формирования рыночной стоимости компании на развитых рынках капитала

Эмпирические исследования экономической прибыли данного направления делятся на две группы: работы, в которых получены выводы об отсутствии у экономической прибыли более высокой объясняющей способности по сравнению с традиционными бухгалтерскими показателями, и работы с противоположными выводами. Рассмотрим результаты эмпирических исследований сначала по данным развитых рынков капитала.

Ключевые работы первой группы обобщены в приложении АЗ Рассматривая роль экономической прибыли в объяснении изменений стоимости компании, Г. Биддл и его соавторы [Biddle, Bowen, Wallace, 1997] сопоставляют модель EVA® с обычной формой показателя экономической прибыли (residual income, RI), потоком денежных средств от основной деятельности (CFO) и бухгалтерской прибылью до учета чрезвычайных статей (EBEI). Анализ проведен для 773 компаний с 1983 по 1994 г. В качестве зависимой переменной использован показатель доходности акций, скорректированный с учетом рыночного индекса (MktAdjRet). Авторы определяют, в какой мере каждый из четырех показателей способен объяснить изменения доходности акций, и оценивают также, увеличивают ли «эквиваленты собственного капитала», входящие в модель EVA®, ее предсказательную силу. Поэтому независимая переменная EVA® выражена следующим образом:

EVA = CFO + Acer + ATInt - CE x WACC + AcctAdj, (6-11) где CFO — поток денежных средств от основной деятельности; Acer — начисленные расходы; ATInt — расходы на выплату процентов за вычетом экономии на налогах на прибыль; СЕ — инвестированный капитал; WACC — средневзвешенные затраты на капитал; AcctAdj — поправки к данным финансовой отчетности («эквиваленты собственного капитала»).

Исследовательская модель предусматривала два этапа. Во-первых, были построены отдельные регрессии зависимой переменной на каждую независимую переменную (CFO, EBEI, RI, EVA) и сопоставлены полученные нормированные коэффициенты детерминации (Radj )• Авторы получили значения R?ldj для регрессии с EVA® ниже, чем в регрессиях с другими независимыми переменными. Во-вторых, была построена регрессия, включающая лаговые переменные, для выявления наиболее значимых компонентов EVA®:

MkAdjRetjt =b0 + b]CFOjt+b^CFOj t_1+ b$Accural)t+b4Accural? t l+ b5 ATIntit+b(-)AFlntl t_I+b1 CapChgit+ /?8CapChgj t_1 +

(6-12)

b9 AccAdjit+by о AccAdц f l + eit.

При оценке второй регрессии все коэффициенты оказались значимыми на 5%-м уровне. Однако в объяснение динамики рыночной доходности акций компаний из выборки более высокий вклад (по значениям F-статистики) внесли поток денежных средств от основной деятельности (CFO) и начисленные расходы (Accrual). Переменная «затраты на капитал в абсолютном выражении» (CapChg) и поправки, сделанные с учетом эквивалентов собственного капитала (.AcctAdj), внесли наименьший вклад. Таким образом, на примере данной выборки авторы пришли к выводу о том, что компоненты EVA® действительно несут в себе дополнительную информацию для инвесторов и оказывают влияние на формирование рыночной стоимости компании, но их вклад в объяснение доходности акций не превышает вклада прибыли. Тестируя результаты, авторы использовали дополнительные спецификации модели: разбивку данных на подпериоды по два года каждый; оценку для подвыборок компаний, которые объявили о том, что используют модель EVA® в управлении; изменение интервала для расчета доходности; использование рыночной капитализации вместо доходности акций как зависимой переменной. Модель EVA® во всех тестах на данной выборке показывала более низкую объясняющую способность, чем бухгалтерская прибыль.

Среди исследований более позднего периода также есть работы с аналогичными выводами. Например, Д. Спарлин и К. Тевей выявили нулевую зависимость между EVA и рыночной доходностью акций канадских компаний пищевой промышленности в исследовании 2000 г. [The Relationship between Economic Value Added and the Stock Market Performance of Agribusiness Firms, 2000] и в повторном исследовании в 2003 г. [Sparling, Turvey, 2003]. Исследование 2003 г. интересно тем, что в нем вместо регрессионного анализа применена оценка корреляций. Как показано в приложении АЗ, расчет корреляции осуществлен двумя способами. Во-первых, для абсолютных значений EVA на определенный момент времени и рассчитанной на этот же момент времени доходностью акций. При этом рассматривалась средняя доходность за 3-летний, 5-летний и 10-летний периоды. Во-вторых, корреляцию рассчитывали путем соотнесения изменений EVA за определенный промежуток времени с изменениями доходности акций за тот же период. Однако независимо от способа расчета авторы выявили низкие корреляции экономической прибыли и доходности акций.

Метод расчета корреляций был применен и в исследовании П. Фернандеза [Fernandez, 2002] по 582 американским компаниям с использованием данных о EVA, MVA, NOPAT и WACC на основе базы Stern Stewart-1000. Для каждой компании на 10-летнем периоде была рассчитана корреляция между ежегодным увеличением добавленной рыночной стоимости (MVA) и переменными: экономическая добавленная стоимость (EVA), прибыль (NOPAT) и средневзвешенные затраты на капитал (WACC). Для 296 компаний выборки корреляция между ежегодным увеличением MVA и (NOPAT) была выше, чем между MVA и EVA. Для 210 компаний выявлена отрицательная корреляция MVA и EVA. В среднем по выборке корреляция между увеличением MVA и EVA составила 18%, между увеличением MVA и NOPAT — 22,5% и, наконец, между увеличением MVA и WACC — 4,1%. Автором проведен анализ корреляционной связи доходности акций компании и экономической прибыли, рассчитанной также по модели добавленной стоимости потока денежных средств (CVA) за 1994— 1998 гг. по данным 100 компаний мира, обладающих наиболее высокой доходностью акций. Выявлена низкая корреляция между увеличением доходности акций и увеличением CVA. Отдельный этап исследования Фернандеза посвящен испанскому рынку капитала за период 1991—1997 гг. на основе выборки из 28 крупнейших испанских компаний. Рассматривались две модели: упрощенная модель экономической прибыли (RI) и экономическая добавленная стоимость (EVA®). Самая высокая корреляция доходности акций и

RI обнаружена только у четырех компаний, у двух компаний с EVA, а у остальных — с показателем рыночной процентной ставки.

Д. Крамер и Д. Петерс ввели в дискуссию дополнительный ракурс: ими эмпирически оценена взаимосвязь между отраслевой спецификой бизнеса компании и способностью EVA объяснять добавленную рыночную стоимость компании (MVA) на выборке, составленной по базе данных Stern Stewart-1000 за 1978—1996 гг. [Kramer, Peters, 2001]. Авторы сгруппировали всю выборку по 53 отраслям, используя классификационный код S&P. Модель исследования предуматривала оценивание регрессий для экономической прибыли (6-13) и бухгалтерской прибыли (6-14) для каждой компании) в течение года t в рамках отдельной отрасли /:

MVAjt = а + b х EVAjf + еjt; (6-13)

MVAjt<я + b х NOPATjt + Ejf. (6-14)

В качестве критерия суждения о сравнительной объясняющей способности независимых переменных было рассмотрено неравенство R2mva / EVA > R2MVA / NOPAT• Этому критерию отвечали только 11 из 53 отраслей.

Вывод о более низкой объясняющей способности экономической прибыли получен и в исследовании по греческим компаниям в работе Д. Мадитиноса и его соавторов [The Use of Traditional and Modern Value-based Performance Measures, 2005] на основе двухфакторной модели следующего вида:

Returnх = b0 + /?]Х

х:

и

Р:

+ />

+ ?гТ г

(6-15)

i, t-1

где — независимая переменная (поочередно для к переменных — EPS, ROI, ROE, EVA) для /-компании; Returnц — доходность акций за 9 месяцев с момента опубликования официальной финансовой отчетности до конца года.

Вторая группа исследований экономической прибыли по данным с развитых рынков капитала содержит выводы о ее более высокой объясняющей способности (приложение А4). Крамер и Пушнер использовали независимые переменные прибыли (NOPAT) и экономической добавленной стоимости (EVA) для объяснения изменений добавленной рыночной стоимости (MVA) на основе данных из базы консалтинговой компании SternStewart & Со [Kramer, Pushner, 1997]. Регрессионный анализ с дополнительными спецификациями привел авторов к выводу о том, что прибыль объясняет более высокую долю изменений MVA компаний, включенных в индекс Stern Stewart-1000. Этот вывод значим на 1%-м уровне и устойчив в случае использования лаговых переменных. Аналогичный результат получен в спецификации регрессии с независимыми переменными, стандартизированными по размеру капитала компании. На этой основе авторы пришли к выводу об отсутствии влияния размера капитала компании на объясняющую способность бухгалтерской прибыли по сравнению с экономической прибылью. Однако в других спецификациях регрессии авторы получили подтверждение более высокой объясняющей способности экономической прибыли. В одной из дополнительных спецификаций использованы удельные веса перед независимыми переменными, равные величине, обратной вариации MVA. Авторы отметили, что EVA® обладала более высокой объясняющей способностью изменений в MVA в случае, когда компании данной выборки имели стабильные рыночные стоимости. Более высокая объясняющая способность экономической прибыли выявлена и в спецификациях исследовательской модели, построенных для оценки долгосрочного эффекта тестируемых независимых переменных. Средние изменения MVA за 1982—1984 гг. оценивались относительно приведенных стоимостей NOPAT и EVA, взятых за период 1985—1992 гг. Таким образом, Крамер и Пушнер показали, что экономическая прибыль в форме EVA® обладает более высокой объясняющей способностью в толкованиях изменений рыночной стоимости компаний исследуемой выборки в определенных ракурсах анализа.

Г. Фелтхэм, И. Грант и их соавторы [Perhaps EVA Does Beat Earning-Revisiting Previous Evidence, 2004] провели повторное исследование на данных американских компаний, напрямую полемизируя с работой Г. Биддла и его соавторов. Повторное исследование охватывает несколько более широкую выборку и другой, более продолжительный период (1983—1999гг.). Проведено три этапа исследований, которые отражены в приложении А4. Первый этап касался того же периода, что и работа Г. Биддла и соавторов. Однако Фелтхэм с соавторами получил противоположные результаты: по критерию нормированного коэффициента детерминации (Rpidj ) наиболее высокую объясняющую способность имела EVA, далее экономическая прибыль в упрощенной форме (RI), затем бухгалтерская прибыль и поток денежных средств от основной деятельности. Выводы проверены в дополнительных спецификациях, аналогично примененным в работе Биддла и соавторов. Второй этап исследования, проведенный по данным за более поздний период, подтвердил, что экономическая прибыль имеет более высокую объясняющую способность (в форме RI), но уровень значимости парных различий оказался ниже. Дополнительный, третий этап — это исследование по канадским компаниям, в которых финансовый учет существенно отличается от стандартов US GAAP, что делает поправки к данным отчетности, вводимые в модели EVA®, более значимыми. Результаты этого этапа авторы рассматривают лишь как индикативные, так как выборка была существенно меньше. Тем не менее объясняющая способность экономической прибыли в форме EVA® оказалась выше [Perhaps EVA Does Beat Earning-Revisiting Previous Evidence, 2004].

Полемике с исследованиями Г. Биддла и его соавторов посвящены и работы С. О’Бирна ([O’Byrne, 1996]; [O’Byrne, 1999]). О’Бирн намеренно исследует похожую выборку компаний и похожий период, но им введены дополнительные спецификации регрессионной модели. Во-первых, он применяет нулевое среднее для того, чтобы более аккуратно оценить влияние бухгалтерской прибыли и исключить скрытое влияние капитала в регрессии, построенной для независимой переменной прибыли (NOPAT). Во-вторых, положительные и отрицательные значения EVA используются раздельно. В-третьих, в модель включается логарифмированная переменная инвестированного капитала (In Capital), чтобы точнее отразить создание стоимости (изменения зависимой переменной в виде коэффициента рыночной капитализации к инвестированному капиталу) при уже достигнутом крупном размере капитала. Независимая переменная EVA в исследовании данной выборки обладает более высоким коэффициентом детерминации во всех спецификациях модели. В модели с нулевым средним объясняющая способность бухгалтерской прибыли резко снизилась, поскольку, как показывает О’Бирн, удалось исключить скрытое влияние капитала.

Более высокую объясняющую способность EVA по данным 110 крупнейших публичных компаний нефинансового сектора Австралии за 1992—1998 гг. выявили Э. Уорсигтон и Т. Уэст [Worthigton, West, 2004]. Ими использована двухэтапная модель, похожая на подход Биддла и соавторов. Отличия состояли в отказе от лаговых независимых переменных и в нормализации независимых переменных с помощью показателя количества акций в обращении, а не на основе инвестированного капитала. Объясняющая способность EVA в зависимости от спецификации модели колеблется от 25^до 38% {Radj)> в то время как у переменной RI — от 18 до 23% (R-adj)> бухгалтерской прибыли — от 14 до 17%, а потока денежных средств — от 13 до 17%. Оценивая влияние «эквивалентов собственного капитала», Уорсигтон и Уэст выявили, что они являются наиболее значимыми компонентами в объяснении изменений EVA, и поэтому существенны с точки зрения влияния на рыночную доходность акций. Отличия собственных результатов от тех, что были получены в первой группе работ, авторы объясняют не только различиями в стандартах учета (для таких статей как репутация, переоценка активов, отложенных налогов и пенсий) между GAAP Австралии и США, но и спецификациями модели.

В исследовании Р. Фергюсона и соавторов на трехлетней панели данных по 39 португальским компаниям, представленным на Лиссабонской фондовой бирже, подтверждена гипотеза о наличии между добавленной рыночной стоимостью (MVA) и EVA более сильной прямой зависимости, чем между MVA и показателями бухгалтерской прибыли [Ferguson, Rentzler, Yu, 2005]. В спецификации исследовательской модели для двух подвыборок, разделенных по критерию рыночной капитализации, EVA оказывается единственной статистически значимой независимой переменной с высокой объясняющей способностью (= 80%) как в однофакторных, так и в многофакторных регрессиях.

Таким образом, имеющиеся по компаниям с развитых рынков капитала результаты неоднозначны и свидетельствуют как в поддержку, так и против экономической прибыли как показателя, объясняющего изменения рыночной стоимости компании в противовес традиционным бухгалтерским измерителям результатов деятельности.

 
< Пред   СОДЕРЖАНИЕ     След >