Взаимосвязь экономической прибыли и рыночной стоимости компании на развивающихся рынках капитала

Модели экономической добавленной стоимости не просто популярны, но и внедрены в целом ряде компаний на развивающихся рынках капитала. Например, в Бразилии в 1995 г. первой ввела систему управления на основе модели EVA® пивоваренная компания AmBev, третий по объемам выпуска производитель пива в мире. В настоящее время в Бразилии эту модель внедрили около 40 компаний, но акции только 11 из них торгуются на бирже, а остальные остаются компаниями закрытого типа. Ключевые исследования роли экономической прибыли в объяснении динамики рыночной стоимости компании обобщены в приложении А5. X. Суза и П. Джэнк-со сравнили доходность акций бразильских компаний, полностью внедривших модель EVA®, с национальным индексом акций Ibovespa и с портфелем акций сравнимых по профилю компаний [Souza, Jancso, 2003]. По выбранным компаниям был построен индекс, взвешенный по их рыночной капитализации (MCW EVA). Показатели доходности сравнивались после коррекции на риск (risk adjusted profitability, RAP). Авторы установили, что значение индекса MCW EVA было выше индекса Ibovespa в среднем на 20% в год. Сопоставление с портфелем аналогичных по профилю компаний также показало, что на протяжении всего периода наблюдений (февраль 1995 — сентябрь 2002 г.) индекс MCW EVA давал более высокие результаты, чем портфель сравнимых компаний. Выводы о более высокой объясняющей способности экономической прибыли получены по бразильским компаниям и О. Де Медейрос [De Medeiros, 2005], использовавшим анализ корреляции изменений цены акции и изменений показателя EVA, взятого с лагом в один год (EVAt_l -EVAt_2). Однако работа построена на малой выборке, поэтому автор считал полученные результаты предварительными.

В отличие от результатов по бразильским компаниям в исследовании по компаниям Индии, выполненном Д. Рамана, не выявлено преимуществ экономической прибыли в объяснении изменений рыночной стоимости компании [Ramana, 2004]. В выборке за 1999—2003 гг. приблизительно 48% компаний имели отрицательные значения EVA и MVA, 20% компаний имели одновременно положительные значения EVA и MVA, а 5% компаний имели положительные значения EVA и отрицательные значения MVA. Оставшиеся 27% компаний имели положительные значения MVA, но отрицательные EVA. Оценка линейных регрессий показала более низкий коэффициент детерминации для независимой переменной «экономическая прибыль», чем для показателя «бухгалтерская прибыль». Однако в спецификациях модели исследования, построенных на регрессии приростных значений независимых переменных, результаты противоположны: изменение экономической прибыли сильнее коррелирует с изменением MVA, чем изменения бухгалтерской прибыли. Как показано в приложении А5, в более позднем исследовании по 1000 крупнейших индийских нефинансовых компаний, котирующихся на Бомбейской фондовой бирже, Л. Ирала получил подтверждение более высокой объясняющей способности экономической прибыли [Irala, 2007]. Тестировались однофакторные модели зависимости рыночной добавленной стоимости компании (MVA) от таких независимых переменных, как: прибыль на акцию (EPS), доходность инвестированного капитала (.ROCE), производительность труда и экономическая прибыль (EVA). На данной выборке выявлено, что традиционные показатели вообще не имели объясняющей силы, а независимая переменная EVA имела коэффициент детерминации 44%.

Из приложения А5 следует, что, как и в случае с выводами, полученными по компаниям с развитых рынков капитала, в исследованиях по растущим рынкам также получены результаты, опровергающие гипотезу о более высокой объясняющей способности экономической прибыли. К таким исследованиям можно отнести работы по тайваньским компаниям, за разные периоды ([Liang, Yao, 2005]; [Huang, Wang, 2008] и по компаниям ЮАР ([Wet, 2005]; [DeVilliers, Auret, 1997]). Например, по данным 89 публичных промышленных компаний ЮАР за 1995—2004 гг. Д. де Вет выявил, что наиболее высокую объясняющую способность изменений MVA имеют показатели потока денежных средств (коэффициент детерминации 38%), доходности совокупного капитала (коэффициент детерминации 15%), а не экономическая прибыль [Wet, 2005]. На другой выборке нефинансовых компаний ЮАР. Д. де Вильер и С. Орэ [DeVilliers, Auret, 1997] показали, что прибыль на акцию (EPS) имеет более высокую объясняющую способность для изменений курсов акций, чем EVA. Однако в исследовании для более раннего периода (1987 —1996 гг.). Д. Холл на выборке из 200 промышленных компаний ЮАР, котирующихся на фондой бирже Иоганнесбурга, получил противоположные результаты [Hall, 1998]. Рассматривая зависимость между MVA и показателями ROA, ROE, EPS, EVA он пришел к выводу о том, что MVA имеет очень слабую зависимость от всех использованных независимых переменных, кроме EVA. В дополнительной спецификации модели (по аналогии с подходом Гранта) для 50 крупнейших компаний с положительными EVA и для 50 крупнейших компаний с отрицательными EVA результаты были подтверждены.

С. Хуанг и М. Вонг на выборке из 37 компаний из индекса тайваньской фондовой биржи (TSEC Taiwan 50 index) за 2001—2003 гг. построили модель зависимости цены акции (Р) от ее балансовой стоимости (.BV) и от таких факторов, как EVA и EPS [Huang, Wang, 2008]:

Pit - bo + b x BVEft + ?>2 x X# + ?д. (6-16)

д-

B модели в качестве Хц попеременно выступают EVA и EPS. Результаты тестирования показали, что объясняющая сила модели выше в том случае, когда в качестве независимой переменной Хц используется показатель EPS. Добавление в модель прокси-переменных интеллектуального капитала позволило увеличить объясняющую способность моделей. Однако вариант с независимой переменной EPS по-прежнему давал более высокий коэффициент детерминации, чем модель с экономической прибылью.

Роль экономической прибыли в объяснении рыночной стоимости российских компаний постепенно становится предметом анализа в отечественной финансово-экономической литературе. Исследованию зависимости фундаментальной и рыночных оценок акций российских компаний посвящены работы А.В. Бухвалова и Д.Л. Волкова, выполненные на выборке из 47 нефинансовых компаний за 2000—2002 гг., и Д.Л. Волкова и И.В. Березинец по данным 31 российской компании за 2000—2005 гг. ([Бухвалов, Волков, 2005]; [Березинец, Волков, 2006]). В последней работе на основе двухфакторной регрессионной модели получен вывод о том, что рыночная стоимость акций на российском рынке в компаниях выборки определялась на 60% показателями результатов деятельности в виде балансовой стоимости собственного капитала и экономической прибыли для владельцев акций[1]. Полученный в результате оценивания регрессии коэффициент при экономической прибыли существенно ниже, чем при независимой переменной собственного капитала. Авторы отмечают, что такой результат может быть вызван тем, что в изучаемый период у значительной части компаний в выборке экономическая прибыль была отрицательна. Существенные особенности подхода в двух названных исследованиях связаны с тем, что, во-первых, использованы данные неконсолидированной отчетности, что может искажать как показатели собственного капитала, так и прибыли. И, во-вторых, авторы в расчетах экономической прибыли вместо ставки затрат на собственный капитал, определенной на основе экономической модели, использовали единую для всех компаний выборки и для всех лет (2000—2005 гг.) наблюдений ставку в 30%.

Еще один вариант — использование в качестве зависимой переменной показателя совокупной доходности акций (total shareholder return, TSR) [Кукина, Романов, 2008]. На основе анализа панельных данных авторы пришли к выводу о том, что экономическая прибыль изучаемой выборки российских компаний имеет низкую объяснящую способность.

  • [1] Авторы рассчитывают его путем вычитания из чистой прибыли абсолютной величины затрат на собственный капитал, полученных умножением ставки затрат на собственный капитал на величину балансовой стоимости собственного капитала.
 
< Пред   СОДЕРЖАНИЕ     След >