Dyskonto czy premia? Rynkowa wycena spółek o

Ba n k i K r e d y t 4 4 (6 ), 2 0 1 3 , 6 4 7 –6 7 2
www.bankikredyt.nbp.pl
www.bankandcredit.nbp.pl
Dyskonto czy premia? Rynkowa wycena spółek
o zdywersyfikowanej strukturze działalności
notowanych na GPW
Tomasz Jewartowski*
Nadesłany: 21 grudnia 2012 r. Zaakceptowany: 29 maja 2013 r.
Streszczenie
Głównym celem opracowania jest weryfikacja hipotezy, że spółki o zróżnicowanej strukturze działalności są wyceniane na polskim rynku kapitałowym z premią w stosunku do spółek jednosegmentowych. Większość dotychczasowych badań prowadzonych na rynkach rozwiniętych potwierdza występowanie tzw. dywersyfikacyjnego dyskonta (ang. diversification discount). Istnieją jednak przesłanki, by przypuszczać, że zależność ta może mieć odwrotny kierunek między innymi
na tzw. rynkach wschodzących, do których wciąż zaliczany jest polski rynek kapitałowy. Potwierdzają to badania empiryczne. Niezależnie od przyjętej metody – począwszy od porównania wskaźników q Tobina, przez porównanie opartych na nich wartości nadwyżkowych, korygowanych
o wskaźniki branżowe, aż po wyniki analizy regresji – wnioski płynące z badań są jednoznaczne.
Spółki zdywersyfikowane, czyli prowadzące działalność co najmniej w dwóch zróżnicowanych
branżowo segmentach, wyceniane są na polskim rynku kapitałowym przeciętnie z ponaddwudziestoprocentową premią względem spółek jednosegmentowych. Wysokość tej premii nie jest jednak
proporcjonalna do stopnia dywersyfikacji. Co więcej, jej determinanty różnią się w obu grupach
spółek.
Słowa kluczowe: dywersyfikacja działalności przedsiębiorstw, finanse przedsiębiorstw, wartość
spółki, wskaźnik q Tobina
JEL: G30, G32, G34
*Uniwersytet Ekonomiczny w Poznaniu; e-mail: [email protected].
648
T. J e w artow ski
1. Wstęp
Ekonomiczne przyczyny i skutki dywersyfikacji działalności przez spółki od lat stanowią przedmiot wielu dociekań naukowych, w tym również w ramach nauki o finansach. Podręcznikowe
ujęcie tematu wydaje się jednak płytkie i niewystarczające. Według autorów większości podręczników finansów (przedsiębiorstw) dywersyfikacja spółek nie może bowiem przynieść ich akcjonariuszom żadnych dodatkowych korzyści ponad te, które mogą i tak osiągnąć, dywersyfikując
swój własny portfel aktywów (przegląd „podręcznikowego” ujęcia problemu przedstawiają m.in.
Martin i Sayrak (2003)). Na doskonałym i efektywnym rynku kapitałowym dywersyfikacja działalności nie powinna prowadzić do wzrostu wartości spółki; należałoby się wręcz spodziewać jej
spadku. Zdecydowana większość badań (prowadzonych głównie na rynku amerykańskim) zdaje się potwierdzać tę tezę. Pod koniec lat 80., a więc dwie dekady po tzw. erze konglomeratów,
Porter (1987), a krótko po nim Kaplan i Weisbach (1992) udokumentowali ciekawą tendencję: znaczna część spółek, które w ramach strategii dywersyfikacji przejmowały inne podmioty spoza branży
stanowiącej główny przedmiot ich działalności, relatywnie szybko się ich pozbywała. Co prawda,
sprzedaż nabywanych wcześniej spółek przez podmioty z tej samej branży również się zdarzała,
jednak nieporównanie rzadziej.
Lang i Stulz (1994) oraz Berger i Ofek (1995) zaproponowali procedury bezpośredniego porównania rynkowej wyceny spółek zdywersyfikowanych i jednosegmentowych m.in. za pomocą wskaźnika q Tobina czy mnożnika sprzedaży. Procedury te uwzględniały w ramach tzw. wartości nadwyżkowej (ang. excess value) medianę wskaźników branżowych. Pozwalały zatem na porównanie
wyników każdej spółki z wynikiem portfela spółek jednosegmentowych, którego skład odzwierciedlał strukturę segmentów spółki zdywersyfikowanej. Badania prowadzone według tych procedur,
zapoczątkowane przez twórców koncepcji, a następnie kontynuowane przez innych badaczy (Servaes
1996; Lins, Servaes 1999; Graham, Lemmon, Wolf 2002), prowadziły do wniosku, że spółki zdywersyfikowane wyceniane są z kilkunastoprocentowym dyskontem w stosunku do spółek jednosegmentowych. Zależność tę określa się powszechnie mianem dywersyfikacyjnego dyskonta (ang. diversification discount). Należy jednak nadmienić, że wyniki niektórych późniejszych badań, w których
zmodyfikowano procedurę pomiaru wartości nadwyżkowej, przyniosły odmienne rezultaty (por.
Villalonga 2004; Campa, Kedia 2002) i dostarczyły argumentów zwolennikom dywersyfikacji.
W literaturze przedmiotu toczy się dyskusja na temat tego, czy i ewentualnie w jaki sposób
dywersyfikacja przedsiębiorstw może wpływać na ich wartość. Według niektórych koncepcji należy się spodziewać pozytywnego wpływu dywersyfikacji na wartość spółki, gdyż pomaga ona
niwelować niektóre negatywne skutki niedoskonałości rynku kapitałowego (por. Lewellen 1971)
oraz zwiększa efektywność alokacji kapitału wewnątrz przedsiębiorstwa, bez konieczności wykorzystania zewnętrznych (mniej efektywnych) mechanizmów rynkowych (por. Weston 1970; Stein
1997). Autorzy alternatywnych koncepcji podają w wątpliwość to, czy efektywna alokacja kapitału
w zdywersyfikowanym przedsiębiorstwie jest w ogóle możliwa, jeżeli uwzględni się takie czynniki, jak koszty agencji (głównie w zakresie wykorzystania wolnych przepływów pieniężnych) oraz
potencjalne konflikty interesów pomiędzy różnymi grupami interesariuszy firmy (Jensen 1986;
Scharfstein 1998; Scharfstein, Stein 2000).
To właśnie hipoteza o nieefektywnych wewnętrznych transferach kapitału pomiędzy segmentami zdywersyfikowanych spółek (ang. internal capital markets inefficiency) zdominowała bieżącą
Dyskonto czy premia?...
649
dyskusję nad skutkami dywersyfikacji. Z większości badań wynika, że alokacja taka nie jest efektywna, tzn. przepływy kapitału pomiędzy segmentami zdywersyfikowanych spółek są raczej
skutkiem wewnętrznej konkurencji o rzadkie zasoby niż mechanizmu „premiującego” segmenty
charakteryzujące się w danym momencie największym potencjałem inwestycyjnym (Shin, Stulz
1998; Rajan, Servaes, Zingales 2000). Niemniej jednak i w tym obszarze znaleźć można wyniki badań, które potwierdzają, że występujące dyskonto nie jest przejawem nieefektywnej alokacji (por.
Whited 2001; Maksimovic, Phillips 2002).
W ramach przeglądu literatury trzeba również wskazać na nieco odmienne podejście do potencjalnych korzyści z dywersyfikacji, wiążące je nie tyle z możliwościami poszczególnych podmiotów, ile ze stopniem rozwoju rynku – nie tylko kapitałowego, ale również rynku czynników produkcji (Khanna, Palepu 1997; Fauver, Houston, Naranjo 2003; Lee, Peng, Lee 2008). Istnieje pogląd,
że wewnętrzny mechanizm transferu zasobów (w tym kapitału) niweluje skutki zawodności rynku, szczególnie w gospodarkach mniej rozwiniętych. Częściowo uzasadniałoby to funkcjonowanie
na takich rynkach grup spółek o wielostopniowych i wielokierunkowych powiązaniach kapitałowych (por. Khanna, Palepu 1997; Khanna, Palepu 2000; Lee, Peng, Lee 2008; Lins, Servaes 2002).
Głównym celem opracowania jest weryfikacja hipotezy, że spółki o zdywersyfikowanej strukturze działalności są wyceniane na polskim rynku kapitałowym z premią w stosunku do spółek
jednosegmentowych. Wprawdzie rezultaty większości dotychczasowych badań prowadzonych
na wielu innych rynkach, głównie amerykańskim, potwierdzają występowanie dyskonta dywersyfikacyjnego (Lang, Stulz 1994; Berger, Ofek 1995; Lins, Servaes 1999; Lins, Servaes 2002), jednak część badań poświęconych tzw. rynkom wschodzącym dokumentuje występującą premię
(Kuppuswamy, Serafeim, Villalonga 2012).
Dodatkowym celem opracowania jest zmierzenie stopnia dywersyfikacji spółek notowanych
na Giełdzie Papierów Wartościowych w Warszawie (GPW) oraz określenie ogólnych tendencji
w zakresie dywersyfikacji działalności przez te spółki.
2. Próba badawcza i źródła danych empirycznych
Badania empiryczne zostały przeprowadzone na grupie 235 spółek notowanych na GPW w latach
2007−2011. Spełniały one kryteria, które na ogół przyjmują inni badacze zajmujący się problematyką rynkowej wyceny spółek zdywersyfikowanych, gdyż umożliwia to porównywanie wyników
badań. Przede wszystkim chodzi o eliminację spółek prowadzących działalność w sektorze finansowym oraz spółek działających na relatywnie niewielką skalę (z próby badawczej wyeliminowano
spółki o średniorocznych przychodach nieprzekraczających 10 mln USD).
Wszelkie dane, w szczególności z zakresu tzw. sprawozdawczości segmentowej spółek, pochodzą z bazy Worldscope firmy Thomson-Reuters. Jest to dość powszechnie wykorzystywane źródło
informacji w literaturze przedmiotu. Pierwotnym źródłem danych były przede wszystkim skonsolidowane sprawozdania finansowe i roczne raporty spółek.
Próba badawcza nie stanowi tzw. panelu zbilansowanego – liczba obserwacji dla poszczególnych lat nieznacznie się różni. Różnice te wynikają przede wszystkim z sukcesywnego uzupełniania próby o spółki debiutujące na GPW, o których nie było części informacji z okresów poprzedzających debiut giełdowy. Na zróżnicowanie liczebności próby w poszczególnych latach wpływa
650
T. J e w artow ski
także sporadyczny brak niezbędnych informacji o pojedynczych spółkach, dotyczących m.in.
sprawozdawczości segmentowej.
Warto nadmienić, że w 2009 r. standard MSSF8, odnoszący się do sprawozdawczości segmentowej spółek, został zastąpiony standardem MSR14. Zmieniło to podejście do identyfikacji segmentów i w pewnym sensie rozszerzyło ich definicję. Samo określenie „segment działalności” zastąpiono „segmentem operacyjnym”. W myśl nowych zasad spółki powinny ujawniać jako odrębne
segmenty operacyjne nie tyle zróżnicowane branżowo rodzaje działalności, ile wszystkie segmenty wyodrębnione w wewnętrznej sprawozdawczości na potrzeby zarządu. W tym ujęciu segmentem operacyjnym może być np. wyodrębniona grupa odbiorców. Co ciekawe, w pierwszym roku
obowiązywania nowego standardu przeciętna liczba raportowanych segmentów nie zmieniła się
istotnie – wzrosła dopiero w kolejnych latach. Tabela 1 zawiera podstawowe informacje o próbie
badawczej z uwzględnieniem liczby i odsetka spółek, które wyodrębniają w swojej sprawozdawczości przynajmniej dwa segmenty, zgodnie z międzynarodowymi standardami sprawozdawczości finansowej.
W 2007 r. spośród 222 spółek objętych badaniem aż 152 wyodrębniły w rocznym raporcie finansowym przynajmniej dwa segmenty działalności, co stanowi 68,5% obserwacji. W ostatnim analizowanym roku odsetek ten wyniósł 70,1% (162 spółki na 231 objętych badaniem). Można uznać, że
odsetek spółek mających więcej niż jeden segment działalności (operacyjny) jest relatywnie stabilny i wynosi około 70%. Średnia liczba segmentów wynosi 2,84, przy czym w analizowanym okresie
sukcesywnie wzrastała: z 2,63 w 2007 r. do 2,95 w 2011 r. Należy zauważyć, że wzrost ten nie odzwierciedla zmiany stopnia dywersyfikacji, gdyż liczba raportowanych segmentów może być traktowana jedynie jako przybliżony miernik, szczególnie po wejściu w życie standardu MSSF8.
3. Alternatywne podejścia do pomiaru dywersyfikacji działalności
przedsiębiorstw
Na potrzeby niniejszego opracowania przyjęto ekonomiczno-finansowe kryterium definiowania
zdywersyfikowanej struktury działalności. Podmiot traktowany jest jako zdywersyfikowany, jeżeli
prowadzi działalność w kilku obszarach (segmentach), istotnie różniących się zarówno pod względem oczekiwanej rentowności, jak i ryzyka. W praktyce zdywersyfikowaną strukturą działalności
często charakteryzują się grupy kapitałowe, a poszczególne segmenty odpowiadają profilom spółek
wchodzących w ich skład. Taka klasyfikacja segmentów nie musi jednak odzwierciedlać formalnoprawnego charakteru powiązań kapitałowych w ramach grupy.
Ponieważ szacowanie oczekiwanej stopy zwrotu i ryzyka dla poszczególnych segmentów jest
praktycznie niemożliwe, w literaturze przedmiotu przyjmuje się rozwiązanie polegające na grupowaniu segmentów według określonego systemu klasyfikacji działalności. Istnieje wiele takich
systemów (w tym wiele narodowych), jednak w globalnych bazach danych segmenty spółek klasyfikuje się na ogół według systemu SIC (Standard Industrial Classification).
Dane segmentowe, na podstawie których przeprowadzono badania, pochodzą z bazy
Worldscope, gdzie również – oprócz innych klasyfikacji – stosuje się system SIC. W niniejszym
opracowaniu klasyfikację tę wykorzystano jako podstawę grupowania segmentów, a tym samym
jako podstawę identyfikacji zdywersyfikowanych podmiotów.
Dyskonto czy premia?...
651
Klasyfikacja SIC opiera się na czterocyfrowym kodzie. Dwie pierwsze cyfry, określające tzw.
główne grupy branżowe (ang. major groups), odpowiadają (w dużym uproszczeniu) działom gospodarki według PKD. Trzecia cyfra kodu określa przynależność do tzw. grup branżowych (ang.
industry groups), a czwarta cyfra kodu oznacza branże (ang. industries).
Nie jest łatwo określić, który z poziomów klasyfikacji działalności należy przyjąć w celu identyfikacji spółek zdywersyfikowanych zgodnie z kryteriami ekonomiczno-finansowymi. Panuje zgoda, że spółki generujące przychody w ramach segmentów zaklasyfikowanych do różnych
działów gospodarki (w nomenklaturze SIC do „głównych grup branżowych”) można określić jako zdywersyfikowane, gdyż istotnie różnią się czynnikami determinującymi oczekiwaną rentowność oraz profil ryzyka. Wątpliwości może natomiast budzić traktowanie jako zdywersyfikowanych tych spółek, które mają dwa segmenty lub więcej, ale różnią się jedynie ostatnią cyfrą
kodu (np. w ramach chemii rolniczej byłyby to produkcja nawozów oraz produkcja pestycydów).
W literaturze przedmiotu takie przypadki określa się mianem dywersyfikacji powiązanej (ang. related
diversification).
W niniejszym opracowaniu do identyfikacji zdywersyfikowanej struktury działalności wykorzystano dwucyfrową klasyfikację SIC, gdyż w znacznej części dotychczasowych badań stosowano
to właśnie podejście. Niemniej jednak dla porównania dodatkowo prezentowane są wyniki badań,
w których do identyfikowania spółek zdywersyfikowanych wykorzystano cały czterocyfrowy kod
SIC. Tabela 2 przedstawia liczebność grup spółek w latach 2007−2011 uznanych za zdywersyfikowane przy zastosowaniu obu podejść.
Liczba spółek uznanych za zdywersyfikowane jest znacznie wyższa w przypadku klasyfikacji
opartej na czterocyfrowym kodzie SIC. W próbie badawczej znajdowało się bowiem średnio rocznie około 20 podmiotów, których segmenty różniły się jedynie czwartą bądź trzecią cyfrą kodu.
Podmioty te zaliczono do zdywersyfikowanych na podstawie pełnego kodu SIC, a jednocześnie do
jednosegmentowych według kodu dwucyfrowego. Niezależnie od przyjętej definicji odsetek spółek
prowadzących zdywersyfikowaną działalność systematycznie spadał w latach 2007−2011. Według
podejścia opartego na pełnym kodzie SIC obniżył się z 46,8% w 2007 r. do 38,5% w 2011 r., natomiast po przyjęciu węższej definicji zdywersyfikowanej działalności obserwujemy spadek z 38,3%
w 2007 r. do 29,4% w 2011 r.
Sam odsetek zdywersyfikowanych spółek może tylko pośrednio sygnalizować tendencje rynkowe w zakresie dywersyfikacji, gdyż nie informuje o stopniu ich dywersyfikacji. Za zdywersyfikowaną można bowiem uznać spółkę mającą dwa różne segmenty działalności, jak również pięć
czy sześć segmentów. Lepszym miernikiem tendencji rynkowych w zakresie dywersyfikacji byłaby średnia liczba segmentów w poszczególnych latach. Nadal byłby to jednak miernik niedoskonały. Dwie spółki o takiej samej liczbie segmentów mogą się różnić stopniem dywersyfikacji, jeżeli
w jednej z nich któryś segment dominowałby pod względem udziału w jej łącznych przychodach,
a w drugiej spółce udziały poszczególnych segmentów byłyby porównywalne. Miarą, która
uwzględnia takie różnice, jest indeks Herfindahla-Hirschmana (HHI)1. Zasadniczo charakteryzuje
on stopień koncentracji i pierwotnie odnosił się do koncentracji spółek w ramach branż. W literaturze finansowej stosuje się go jednak również jako miarę rozproszenia (np. akcjonariatu), tzn. im
większa jest koncentracja, tym mniejsze rozproszenie.
1 Nie
jest to jedyna miara przydatna w określaniu stopnia dywersyfikacji. Szerzej patrz Jacquemin, Berry (1979).
652
T. J e w artow ski
HHI =
ui
∑
i =1
n
2
(1)
MCAP + TA – BV
TA
Indeks HHI jest sumą kwadratów udziałów (u) poszczególnych
kategorii składających się na
Q=
pewną całość, np. udziałów poszczególnych spółek w branży, udziałów głosów poszczególnych
MCAP + TD
akcjonariuszy czy udziałów poszczególnych
w łącznych przychodach danej spółki.
=
MSsegmentów
S
Indeks na poziomie 1 oznacza doskonałą koncentrację; im jest niższy, tym większe rozproszenie.
W niniejszym opracowaniu przyjmuje się, że im większe rozproszenie (im niższy HHI), tym wyżV
V
EV = ln R = ln n R
szy stopień dywersyfikacji.
VI
× VIj jako dwie różne miary stop∑wj HHI,
Warto zauważyć, że liczba segmentów działalności
i indeks
j =1
nia dywersyfikacji, mogą w praktyce prowadzić do odmiennych wniosków. Spółka o większej liczbie segmentów nie zawsze będzie miała niższy indeks HHI. Tabela 3 przedstawia średnie poziomy
EV_Q: g = 0,347
podstawowych miar dywersyfikacji dla próby badawczej w latach 2007−2011.
W okresie objętym analizą średnia liczba segmentów
sklasyfikowanych według czterocyfroEV_MS: g = - 0,501
wego kodu SIC systematycznie malała: z 1,80 w 2007 r. do 1,63 w 2011 r. Podobna tendencja występowała w przypadku klasyfikacji segmentów według2 dwucyfrowego kodu SIC – ich średnia
g ×t
g dywersyfikacji również wskazuliczba spadła z 1,55 do 1,42. Indeks HHI zastosowany
t skor = t + jako miara
+
n
3 × nz 0,85
6 ×w 2007
je na jej obniżenie. Indeks ten wzrósł, choć nieznacznie:
r. do 0,86 w 2011 r. według
klasyfikacji opartej na pełnym kodzie SIC oraz z 0,89 do 0,91 według klasyfikacji opartej na dwucyfrowym kodzie SIC. Aby odpowiedzieć na pytanie, czy zaobserwowany spadek dywersyfikacji
jest skutkiem wzrostu udziału spółek jednosegmentowych czy przejawem ogólniejszej tendencji,
wyznaczono również średnią wartość indeksu HHI w spółkach zdywersyfikowanych. Okazuje się,
że stopień dywersyfikacji spółek wielosegmentowych w analizowanym okresie wzrósł, przy czym
tendencję tę da się zaobserwować niezależnie od przyjętej definicji spółki zdywersyfikowanej.
W spółkach zaklasyfikowanych według czterocyfrowego kodu SIC indeks HHI spadł z 0,69
w 2007 r. do 0,65 w 2011 r., natomiast w przypadku zastosowania dwucyfrowego kodu obniżył
się z 0,74 do 0,71.
Przeprowadzone badania pozwalają na stwierdzenie występowania dwóch przeciwnych tendencji. Z jednej strony udział spółek jednosegmentowych na GPW w latach 2007−2011 systematycznie się zwiększał, co wpływało na spadek średniej łącznej liczby segmentów. Z drugiej strony
stopień dywersyfikacji spółek wielosegmentowych systematycznie wzrastał.
4. Porównanie wskaźników q Tobina oraz mnożników sprzedaży
w spółkach różniących się stopniem dywersyfikacji
Jednym z najprostszych sposobów określenia zależności pomiędzy stopniem dywersyfikacji a wartością spółki jest bezpośrednie porównanie przeciętnych poziomów wskaźników bazujących na
rynkowej wycenie spółek, wyznaczonych dla poszczególnych grup spółek różniących się stopniem
dywersyfikacji. Do najczęściej wykorzystywanych wskaźników w tego typu porównaniach należą: wskaźnik q Tobina oraz mnożnik sprzedaży (por. Lang, Stulz 1994; Berger, Ofek 1994; Lins,
Servaes 1999).
Dyskonto czy premia?...
653
Na potrzeby niniejszego opracowania przyjęto uproszczoną wersję obliczenia wskaźnika
n
HHI = ∑aktywów
ui2
q Tobina (Q), w której wartość odtworzeniową
zastępuje się ich wartością księgową2:
i =1
Q=
MCAP + TA – BV
TA
(2)
MCAP + TD
gdzie:
MS =
MCAP– rynkowa kapitalizacja spółki,
S
TA
– księgowa wartość aktywów ogółem,
V
VR
BV
– księgowa wartość kapitału
EV własnego.
= ln R = ln
∑ wj
n
VI
× VIj
j =1
Uproszczony sposób wyznaczania wskaźnika q Tobina
wykorzystywany jest dość powszechnie w literaturze przedmiotu (por. Shin, Stulz 1998; Villalonga 2004). Warto nadmienić, że wen
EV_Q:
0,347
dług niektórych badań empirycznych
różnice,
z odmiennych podejść do wyznaczania
HHIg== wynikające
ui2
∑
i
=
1
wskaźnika q Tobina, są niewielkie (por. m.in. Chung, Pruitt 1994).
g = - 0,501
Mnożnik sprzedaży (MS ) zostałEV_MS:
wyznaczony
jako
iloraz
sumy kapitalizacji (MCAP) i księgowej
– BV
MCAP
+ TA
Q
=
wartości zadłużenia (TD) do rocznych przychodów
ze sprzedaży (S ):
TA
g × t2
g
t skor = t +
+
+
MCAP
TD
MS = 3 × n 6 × n
(3)
S
V
V
Do wyliczenia wskaźników dla poszczególnych
lat wykorzystano średnioroczną kapitalizację
EV = ln R = ln n R
danej spółki oraz wartość jej łącznych aktywówViI przychodów
wj × ze
VIj sprzedaży wykazaną w rocznych
∑
sprawozdaniach skonsolidowanych. Tabele 4 oraz 5 przedstawiają
zestawienie median obydwu
j =1
wskaźników w latach 2007−2011 w podziale na grupy spółek zdefiniowanych na podstawie dwuEV_Q: g = 0,347
cyfrowego kodu SIC.
Analizując mediany wskaźników q Tobina oraz mnożników sprzedaży, warto zwrócić uwagę
EV_MS: g = - 0,501
na następujące kwestie:
− zróżnicowanie tych wskaźników w spółkach jednosegmentowych oraz zdywersyfikowanych,
− tempo zmian poziomu tych wskaźników w czasie
g × t 2 (w gobydwu grupach),
t
t
+
+
=
− zróżnicowanie wskaźników wskor
spółkach zdywersyfikowanych
w zależności od stopnia
3× n 6× n
dywersyfikacji (tu: liczby segmentów),
− poziom tych wskaźników w spółkach jednosegmentowych zdefiniowanych na podstawie
dwucyfrowego kodu SIC oraz czterocyfrowego kodu SIC (spółki o dywersyfikacji powiązanej).
Mediana wskaźników q Tobina dla spółek jednosegmentowych jest nieznacznie niższa niż dla
spółek zdywersyfikowanych we wszystkich latach z wyjątkiem 2007 r. Podobną zależność można
zaobserwować w odniesieniu do mnożników sprzedaży. Należy jednak podkreślić, że zaobserwowane różnice nie są statystycznie istotne. Co szczególnie ciekawe, badania prowadzone na rynkach
rozwiniętych (por. Lang, Stulz 1994) wykazują wyraźnie wyższe wartości analizowanych wskaźników w spółkach jednosegmentowych.
Amplituda wahań oraz tempo zmian zarówno wskaźników q Tobina, jak i mnożników
sprzedaży wydają się wyższe w spółkach jednosegmentowych. Może to świadczyć, że w okresach
2 Do
budowy wskaźników zastosowano średnie wartości kwartalne.
654
T. J e w artow ski
hossy wartość spółek jednosegmentowych rośnie szybciej niż zdywersyfikowanych, natomiast
w czasie bessy szybciej spada. Szczególnie wyraźnie widać to na przykładzie mnożników sprzedaży. Mediana mnożnika sprzedaży dla spółek jednosegmentowych w 2007 r. (a więc w ostatnim roku
pięcioletniej hossy, podczas której większość indeksów giełdowych na świecie, również w Polsce,
osiągnęła historyczne maksima, wyniosła 1,70. Następnie w latach 2008−2009 (kryzys finansowy
wywołany na rynku kredytów subprime w Stanach Zjednoczonych) spadła do poziomu 0,72. W tym
samym okresie mediana dla spółek zdywersyfikowanych zmniejszyła się z 1,23 do 0,75.
Inną ciekawą zależność można zaobserwować w grupie spółek zdywersyfikowanych. Spółki o wyższym stopniu dywersyfikacji (tu: większej liczbie segmentów) wykazują niższe wartości
wskaźników. Należy podkreślić, że zależność ta charakterystyczna jest również dla rynków rozwiniętych (por. m.in. Lang, Stulz 1994).
Na zakończenie analizy porównawczej wskaźników warto przyjrzeć się spółkom, które prowadzą działalność w kilku segmentach różniących się jedynie ostatnią lub przedostatnią cyfrą kodu klasyfikacji działalności, a więc spółkom o tzw. dywersyfikacji powiązanej. Poziomy wskaźników w tych spółkach (szczególnie mnożnik sprzedaży) są znacznie bliższe poziomów wskaźników
w spółkach jednosegmentowych niż zdywersyfikowanych.
Wnioski płynące z porównania poziomów median wskaźników bazujących na rynkowej wycenie w spółkach jednosegmentowych i zdywersyfikowanych należy formułować bardzo ostrożnie. Porównanie takie nie uwzględnia bowiem specyfiki poszczególnych segmentów działalności
spółek zdywersyfikowanych.
5. Porównanie wartości nadwyżkowych wyznaczonych na podstawie
wskaźnika q Tobina oraz mnożnika sprzedaży
Pełna analiza porównawcza w zakresie rynkowej wyceny spółek zdywersyfikowanych i jednosegmentowych jest możliwa tylko po uwzględnieniu w tej pierwszej grupie przeciętnych branżowych wskaźników dla poszczególnych segmentów działalności. W literaturze przedmiotu, w ślad
za dwoma pionierskimi opracowaniami dotyczącymi wpływu dywersyfikacji na wartość spółki (Lang, Stulz 1994; Berger, Ofek 1995), dokonuje się tego przez odniesienie faktycznej wartości
spółki do jej wartości teoretycznej (hipotetycznej, przypisanej – ang. imputed value). Wartość teoretyczną spółki wyznacza się natomiast na podstawie średniej ważonej wartości teoretycznych
wyznaczonych oddzielnie dla poszczególnych segmentów działalności. Do obliczenia wartości dla
poszczególnych segmentów wykorzystuje się mediany branżowych wskaźników, takich jak mnożnik sprzedaży czy wskaźnik q Tobina, obejmujących tylko spółki jednosegmentowe z danej branży.
Jeżeli faktyczna wartość spółki zdywersyfikowanej przewyższa tak wyznaczoną wartość teoretyczną, oznacza to, że spółka ta jest wyceniana z premią w stosunku do portfela spółek jednosegmentowych, którego skład odzwierciedla strukturę segmentów spółki zdywersyfikowanej.
Zdecydowana większość dotychczas przeprowadzonych badań (głównie na rynku amerykańskim) wskazuje jednak, że spółki zdywersyfikowane wyceniane są poniżej ich teoretycznej wartości (por. Lang, Stulz 1994; Berger, Ofek 1995; Lins, Servaes 1999; Lins, Servaes 2002). Warto jednak
zaznaczyć, że sam fakt występowania takiej różnicy (dyskonta) nie musi oznaczać, iż to dywersyfikacja powoduje spadek wartości. Spółki w procesie fuzji konglomeratowych mogą nabywać
655
Dyskonto czy premia?...
inne, niedowartościowane w danym momencie podmioty, licząc na wzrost ich wartości. Obserwon
wane dyskonto może więc wynikać stąd, że spółki
zdywersyfikowane nie wykorzystują potencjału
HHI = ∑ui2
nabywanych podmiotów.
i =1
W celu zestawienia faktycznej wartości spółki i jej wartości teoretycznej wykorzystano miaMCAP + TA – BV
rę zaproponowaną przez Bergera i Ofeka
Q = (1995), opartą na logarytmie ich ilorazu. Wynik takiego
TA
działania określa się w literaturze przedmiotu mianem
wartości nadwyżkowej (ang. excess value).
Jej dodatnia wartość oznacza premię, a ujemna dyskonto. Na potrzeby niniejszego opracowania
MCAP + TD
= według następującego wzoru:
została ona wyznaczona dla każdej MS
spółki
S
EV = ln
VR
= ln
VI
VR
∑ wj
n
j =1
× VIj
(4)
gdzie:
EV_Q: g = 0,347
EV – wartość nadwyżkowa,
VR – rzeczywista wartość spółki,
EV_MS: g = - 0,501
VIj – teoretyczna wartość spółki wyznaczona na podstawie mediany danego wskaźnika (mnożnika) dla branży j-tego segmentu,
g × t2
g
wj – udział j-tego segmentu wt skor
łącznych
ze sprzedaży.
+
= t + przychodach
3× n 6× n
Pierwszym etapem na drodze do wyznaczenia wartości nadwyżkowej dla każdego segmentu spółki zdywersyfikowanej było utworzenie (odrębnie dla każdego roku) portfela spółek jednosegmentowych o tym samym dwucyfrowym kodzie SIC. Następnie dla każdego takiego portfela
wyznaczono grupową medianę wskaźnika q Tobina oraz mnożnika sprzedaży.
Wartości teoretyczne wyznaczane były tylko w odniesieniu do tych segmentów, których porównawcze portfele składały się co najmniej z dwóch spółek. Takie ograniczenie ma zalety i wady. Z jednej strony eliminuje (lub ogranicza) przypadkowość, ale z drugiej strony mocno ogranicza liczebność
spółek, dla których w ogóle można wyznaczyć wartość nadwyżkową. Ze względu na relatywnie niewielką liczbę spółek tworzących próbę badawczą (a szerzej – spółek notowanych na GPW) ograniczenie to spowodowało, że ostatecznie w każdym roku jedynie dla około 30−35% spółek zdywersyfikowanych ujętych w próbie badawczej wyznaczone zostały wartości nadwyżkowe.
Na kolejnym etapie szacowano teoretyczną wartość spółki jako średnią ważoną wartości teoretycznych wyznaczonych oddzielnie dla poszczególnych segmentów, przy uwzględnieniu udziałów przychodów ze sprzedaży generowanych przez te segmenty w łącznych przychodach spółki.
Na koniec wyznaczono wartości nadwyżkowe, zgodnie ze wzorem (4).
Tabela 6 przedstawia średnie oraz mediany wartości nadwyżkowych w spółkach zdywersyfikowanych w poszczególnych latach analizowanego okresu. Średnia wartość nadwyżkowa mierzona wskaźnikiem q Tobina (EV_Q) wahała się w latach 2007−2011 w zakresie 0,18−0,37, a jej mediana w zakresie 0,14−0,34. Średnia ze wszystkich obserwacji wyniosła 0,28, przy medianie na
poziomie 0,23. Oznacza to, że spółki zdywersyfikowane wyceniane były w analizowanym okresie
przeciętnie z ponaddwudziestoprocentową premią w stosunku do „replikowanych” portfeli spółek
jednosegmentowych. Wartości nadwyżkowe wyznaczone na podstawie mnożników sprzedaży są
również dodatnie, jednak zakres ich wahań jest znacznie większy. Średnia wahała się od 0,07 do
656
T. J e w artow ski
0,50, a mediana od 0,28 aż do 0,73. Średnia wszystkich obserwacji wyniosła 0,24, przy medianie
na poziomie 0,37.
W tabeli 6 prezentowane są również wyniki testów na istotność średniej i mediany wartości
nadwyżkowych: testu t Studenta oraz testu rangowanych znaków Wilcoxona. Zostały one poprzedzone testami normalności rozkładu (wymaganego przy stosowaniu testu t Studenta) oraz analizą
jego symetrii (koniecznej przy stosowaniu testu rangowanych znaków Wilcoxona).
Wykres 1 przedstawia rozkłady częstości uzyskanych wartości nadwyżkowych dla spółek zdywersyfikowanych, wyznaczone na podstawie wskaźników q Tobina (EV_Q) oraz mnożników sprzedaży (EV_MS). Uwzględniają one wszystkie obserwacje z całego okresu analizy. Testy normalności
rozkładu Doornika i Hansena (których wyniki zamieszczono na wykresach) dają podstawy do odrzucenia hipotezy o normalności rozkładu obydwu wartości nadwyżkowych dla spółek zdywersyn
fikowanych. Niemniej jednak część alternatywnych
HHI = ∑ui2 testów (Lillieforsa oraz Jarque’a i Bera) nie daje
podstaw do odrzucenia takiej hipotezy dla zmiennej
EV_Q.
i =1
Wyznaczone współczynniki skośności ( g), liczone jako iloraz trzeciego momentu centralnego
MCAP + TA – BV
i sześcianu odchylenia standardowego,
Q =wynoszą odpowiednio:
TA
− dla zmiennej EV_Q: g = 0,347 przy błędzie standardowym skośności dla n = 116 obserwacji równym 0,225,
MCAP + TD
= błędzie standardowym skośności dla n = 115 obserMSprzy
− dla zmiennej EV_MS: g = -0,501
S
wacji równym 0,226.
W pierwszym przypadku współczynnikVskośności
nie
V przekracza dwukrotności błędu stanEV = ln R = ln n R
dardowego, można zatem przyjąć, że rozkład
nie
jest
istotnie
asymetryczny. W drugim przypadku
VI
wj × VIj
∑
(EV_MS ) należy jednak założyć, że występuje istotnaj =asymetria.
1
Ponieważ testy normalności rozkładu dla zmiennej EV_Q są niejednoznaczne, a w przypadku
zmiennej EV_MS dają podstawy do
odrzucenia
hipotezy o normalności rozkładu, a poza tym
EV_Q:
g = 0,347
zmienna ta wykazuje istotną asymetrię, dodatkowo uwzględniono często stosowaną w badaniach
empirycznych z zakresu finansówEV_MS:
(Lyon, Barber,
Tsai 1999) korektę statystyki t o skośność (ang.
g = - 0,501
skewness adjusted t-statistics).
t skor = t +
g × t2
3× n
+
g
6× n
(5)
Wyniki testów parametrycznych dla obydwu zmiennych, jak również testu rangowanych znaków Wilcoxona dla zmiennej EV_Q dają podstawy do odrzucenia hipotezy, że wartości nadwyżkowe spółek zdywersyfikowanych wyznaczone na podstawie wskaźnika q Tobina są równe zero. W odniesieniu do wartości nadwyżkowych wyznaczanych za pomocą mnożników sprzedaży
przeprowadzone testy parametryczne (istotna asymetria wykluczyła test rangowanych znaków
Wilcoxona) nie dawały podstaw do odrzucenia hipotezy o zerowej średniej i(lub) medianie wartości nadwyżkowych w trzech z pięciu lat analizowanego okresu. Powodem było dość duże rozproszenie wartości nadwyżkowych między poszczególnymi spółkami z próby badawczej.
Warto zwrócić uwagę, że premia w 2008 r. znacznie przekracza przeciętną premię w pozostałych latach. Średnia wartość nadwyżkowa wyznaczona na podstawie mnożników sprzedaży wyniosła wówczas aż 0,73, a mediana 0,50. Warto raz jeszcze przytoczyć dane z tabeli 5. W 2008 r.,
na skutek kryzysu finansowego, rynkowa wartość większości spółek notowanych uległa gwałtow-
Dyskonto czy premia?...
657
nemu obniżeniu. Przecena znacznie silniej dotknęła spółki jednosegmentowe – mediana mnożnika
sprzedaży spółek jednosegmentowych ujętych w próbie badawczej zmniejszyła się z 1,70 w 2007 r.
do 0,85 w 2008 r., podczas gdy mediana dla spółek zdywersyfikowanych spadła z 1,28 do „jedynie”
0,98. Tłumaczy to, dlaczego różnica pomiędzy wartością nadwyżkową w 2008 r. a wartościami
nadwyżkowymi w pozostałych latach jest tak duża.
Uzyskane wyniki w zakresie wartości nadwyżkowych pozwalają na potwierdzenie wstępnych
wniosków sformułowanych po prostym porównaniu wskaźników q Tobina oraz mnożników sprzedaży spółek o różnym stopniu dywersyfikacji. Spośród podmiotów notowanych na GPW w Warszawie spółki zdywersyfikowane wyceniane były w latach 2007−2011 wyżej niż spółki jednosegmentowe, przy czym premia była relatywnie wysoka − wynosiła ponad 20%. Wyniki te zdecydowanie
różnią się od większości rezultatów dotychczasowych badań, prowadzonych głównie na rynku
amerykańskim, które na ogół wykazują kilkunastoprocentowe dyskonto.
6. Dywersyfikacja działalności a wartość nadwyżkowa – analiza regresji
ze zmiennymi kontrolnymi
Istnieje wiele czynników, które mogą wpływać na wysokość wartości nadwyżkowej – część
spółek jednosegmentowych również jest wyceniana znacznie powyżej branżowych median.
Spółki zdywersyfikowane mogą być pod pewnymi względami podobne do tych ponadprzeciętnie
wycenianych spółek jednosegmentowych, a wykazany efekt może być wynikiem pewnych
wspólnych cech. Warto zatem określić determinanty wartości nadwyżkowej, wykorzystując modele
regresji i uwzględniając w nich oprócz przynależności danej spółki do spółek zdywersyfikowanych
także dodatkowe zmienne kontrolne.
Literatura przedmiotu dostarcza licznych dowodów na istnienie zależności pomiędzy wskaźnikami q Tobina a skalą działalności, wielkością nakładów na badania i rozwój, względną skalą łącznych nakładów inwestycyjnych czy rentownością działalności (por. Lins, Servaes 1999).
W niniejszym opracowaniu uwzględnienie w modelach regresji nakładów na badania i rozwój nie
było możliwe ze względu na brak dostatecznych informacji. Pozostałe wymienione cechy zostały
wprowadzone do modelu regresji jako zmienne kontrolne.
Skalę działalności opisują dwie alternatywne zmienne: logarytm naturalny aktywów ogółem
(LN_A) oraz logarytm naturalny przychodów ze sprzedaży (LN_S ). Względną skalę łącznych nakładów inwestycyjnych wyznaczono jako ich relację do aktywów ogółem (CAPEX/A) oraz, alternatywnie, do przychodów ze sprzedaży (CAPEX/S). Rentowność operacyjną zdefiniowano natomiast jako
relację zysku przed odsetkami i podatkiem dochodowym do aktywów (EBIT/A) oraz, alternatywnie, do przychodów ze sprzedaży (EBIT/S). Panel danych, na podstawie których wyznaczane były
modele regresji, składa się ze 155 jednostek obserwacji (spółek zarówno zdywersyfikowanych, jak
i jednosegmentowych) w horyzoncie pięcioletnim, dla których możliwe było wyznaczenie wartości nadwyżkowych. Nie jest to jednak panel zbilansowany.
Tabela 7 prezentuje wartości średnie oraz mediany zmiennych kontrolnych w podziale na
spółki zdywersyfikowane oraz jednosegmentowe. W zestawieniu ujęto statystyki po wcześniejszym wyeliminowaniu w obydwu grupach jednego procenta wartości skrajnych dla każdego roku
(punktami odcięcia były pierwszy i 99. percentyl). Dodatkowo zastosowane zostały testy istotno-
658
T. J e w artow ski
ści różnic pomiędzy spółkami zdywersyfikowanymi a jednosegmentowymi w zakresie poszczególnych zmiennych (test t Studenta dla średnich oraz test mediany, przy hipotezach zerowych
zakładających ich równość w obydwu grupach spółek).
Skala działalności spółek zdywersyfikowanych jest większa niż spółek jednosegmentowych.
Mimo porównywalnej średniej wartości aktywów (około 1,07 mld zł dla spółek zdywersyfikowanych i 1,05 mld zł dla jednosegmentowych) oraz średniej wartości przychodów ze sprzedaży (odpowiednio 1,13 mld zł oraz 0,94 mld zł) ich mediany znacznie się różnią – są ponaddwukrotnie
wyższe w spółkach zdywersyfikowanych. Mediana księgowej wartości aktywów spółek zdywersyfikowanych wynosi 382,9 mln zł, a w spółkach jednosegmentowych 171,4 mln zł. Z kolei mediana
rocznych przychodów ze sprzedaży wynosi w tych grupach, odpowiednio, 391,7 mln zł oraz 172,8
mln zł. Oznacza to, że wśród spółek jednosegmentowych znajdują się podmioty o zdecydowanie
ponadprzeciętnej skali działalności, jednak ich zdecydowana większość prowadzi działalność na
mniejszą skalę niż typowa spółka zdywersyfikowana.
Spółki zdywersyfikowane charakteryzują się również wyższą rentownością operacyjną –
zarówno średnie, jak i mediany wskaźników rentowności operacyjnej są o około 1 pkt proc. wyższe
od wskaźników w spółkach jednosegmentowych. Test mediany rentowności operacyjnej aktywów
nie dał jednak podstaw do odrzucenia hipotezy, że w obu grupach są one równe.
Nie ma żadnych istotnych różnic pomiędzy grupami spółek pod względem skali nakładów
inwestycyjnych (odnoszonych zarówno do aktywów, jak i przychodów ze sprzedaży).
Wyniki analizy regresji wielorakiej z parametrami szacowanymi na podstawie estymacji metodą
najmniejszych kwadratów dla danych panelowych przedstawia tabela 8 (dla zmiennej EV_Q) oraz tabela 9 (dla zmiennej EV_MS). We wszystkich modelach regresji oszacowane błędy standardowe są odporne na heteroskedastyczność3. Tabela 8 zawiera modele regresji, w których zmienną objaśnianą jest wartość nadwyżkowa, wyznaczana za pomocą wskaźników q Tobina (EV_Q). Aby nie zawyżać sztucznie
istotności poszczególnych zmiennych kontrolnych, odniesiono je do przychodów ze sprzedaży, a nie
do wartości aktywów, która wpływa na wartość zmiennej objaśnianej. Wyniki regresji dla wartości nadwyżkowej opartej na mnożnikach sprzedaży (EV_MS) ujęte są w tabeli 9. Zmienne kontrolne bazują
w niej na wielkości aktywów, gdyż przychody ze sprzedaży wpływają na wielkość zmiennej objaśnianej.
W obydwu tabelach przedstawiono pięć modeli regresji. Dwa pierwsze różnią się jedynie sposobem pomiaru dywersyfikacji. W modelu (1) zastosowano zmienną dualną (DIV_0/1), przyjmującą
wartość 1, gdy w spółce w danym roku są co najmniej dwa segmenty różniące się dwucyfrowym
kodem SIC, oraz wartość 0 w przeciwnym wypadku. W modelu (2) zastąpioną ją zmienną ciągłą,
bazującą na indeksie Herfindahla-Hirschmana (DIV_HHI). Indeks ten został wyznaczony dla każdej spółki w poszczególnych latach analizowanego okresu na podstawie udziałów przychodów
ze sprzedaży generowanych przez poszczególne segmenty danej spółki (różniące się dwucyfrowym
kodem SIC) w łącznych przychodach generowanych przez tę spółkę w danym roku. W kolejnych
trzech modelach wykorzystano zmienne interakcyjne, łączące każdą z trzech zmiennych kontrolnych ze zmienną dualną odnoszącą się do dywersyfikacji.
Analiza korelacji zmiennych ujmowanych jednocześnie w poszczególnych modelach regresji
wskazuje, że nie występuje między nimi problem współliniowości. Zmienne objaśniające występujące w poszczególnych modelach regresji nie są ze sobą skorelowane. Największą korelacją charakteryzuje się para zmiennych EBIT/A oraz CAPEX/A – współczynnik korelacji liniowej wynosi 0,18.
3 Zastosowano
metodę Arellano (2003) wobec danych panelowych.
Dyskonto czy premia?...
659
Wyniki regresji zawarte w tabeli 8 oraz w tabeli 9 potwierdzają uzyskane wcześniej rezultaty.
Po uwzględnieniu zmiennych kontrolnych dywersyfikacja wciąż stanowi istotny czynnik różnicujący wartość nadwyżkową spółek wyznaczoną za pomocą obydwu wskaźników: q Tobina i mnożnika sprzedaży.
Parametry zmiennych dualnych charakteryzujących dywersyfikację są statystycznie istotne i wynoszą: 0,239 dla wartości nadwyżkowej wyznaczonej za pomocą wskaźników q Tobina
(tabela 8) oraz 0,217 dla wartości szacowanej z wykorzystaniem mnożników sprzedaży (tabela 9).
Obydwa rezultaty wskazują, że wycena spółek zdywersyfikowanych jest o ponad 20% wyższa niż
wycena spółek jednosegmentowych, po uwzględnieniu zmiennych kontrolnych.
Wyniki analizy regresji zawarte w tabeli 8 wskazują również, że zmiana sposobu pomiaru
dywersyfikacji ze zmiennej dualnej na zmienną ciągłą (indeks HHI) zasadniczo nie zmienia wnioskowania. Parametr przy indeksie Herfindahla-Hirschmana jest ujemny, co wskazuje na ujemną
zależność pomiędzy stopniem koncentracji działalności a wartością nadwyżkową. To z kolei oznacza dodatnią zależność pomiędzy tą wartością a stopniem dywersyfikacji.
Spośród trzech zmiennych kontrolnych jedynie w przypadku rentowności operacyjnej
(EBIT/S) można zaobserwować istotny (dodatni) wpływ na wartość nadwyżkową. Parametry przy
zmiennych charakteryzujących skalę działalności (LN_S) oraz skalę nakładów inwestycyjnych
w relacji do przychodów (CAPEX/S) nie są statystycznie istotne.
Modele uwzględniające zmienne interakcyjne nie wskazują na to, by spółki zdywersyfikowane różniące się skalą działalności różniły się też wartością nadwyżkową bardziej niż spółki jednosegmentowe. Analiza modelu (4), uwzględniającego w ramach zmiennej interakcyjnej spółki
zdywersyfikowane o różnej rentowności operacyjnej, prowadzi do wniosku, że związek pomiędzy
rentownością operacyjną a wartością nadwyżkową jest silniejszy w spółkach jednosegmentowych.
Model (5) wskazuje z kolei na istotną dodatnią zależność pomiędzy skalą nakładów inwestycyjnych spółek zdywersyfikowanych a wartością nadwyżkową. Zależność ta nie jest istotna
w spółkach jednosegmentowych. Można zatem stwierdzić, że spółki zdywersyfikowane wyceniane
są z premią w stosunku do spółek jednosegmentowych, przy czym premia ta jest tym wyższa, im
wyższe są ich nakłady inwestycyjne w relacji do przychodów ze sprzedaży.
Tabela 9 zawiera wyniki regresji wartości nadwyżkowej, do której wyznaczenia wykorzystano mnożniki sprzedaży (EV_MS). Uwzględnia również efekty stałe w okresach (latach) pominięte w regresji zmiennej EV_Q ze względu na ich łączną nieistotność potwierdzoną testem F.
Wyniki analizy regresji dla wartości nadwyżkowej bazującej na mnożnikach sprzedaży są zasadniczo zbieżne z wynikami regresji dla wartości nadwyżkowej wyznaczanej za pomocą wskaźników
q Tobina, jednak występuje między nimi kilka różnic.
Zmiana metody pomiaru stopnia dywersyfikacji na ciągły (indeks HHI) powoduje przede
wszystkim, że zmienna ta przestaje być istotna. Uzyskane wyniki świadczą zatem, że spółki zdywersyfikowane notowane na GPW są przeciętnie wyceniane z premią w porównaniu ze spółkami
jednosegmentowymi, jednak nie ma istotnej zależności pomiędzy wielkością tej premii a stopniem
dywersyfikacji mierzonej indeksem Herfindahla-Hirschmana.
Inną różnicą jest zaobserwowana dodatnia pozytywna zależność pomiędzy wartością nadwyżkową a skalą nakładów inwestycyjnych. Oznacza to, że spółki, które więcej inwestują (w relacji do aktywów), są wyżej wyceniane. Zależności takiej nie dało się zaobserwować w odniesieniu
do ogółu spółek w przypadku wartości nadwyżkowej liczonej za pomocą wskaźników q Tobina
660
T. J e w artow ski
zestawianej z nakładami inwestycyjnymi w relacji do przychodów ze sprzedaży (charakteryzowała
ona jedynie spółki zdywersyfikowane).
Ostatnia wyraźna różnica dotyczy skali działalności spółek zdywersyfikowanych. Wyniki badań wskazują, że wpływa ona negatywnie na wartość nadwyżkową: „większe” spółki zdywersyfikowane charakteryzują się znacznie niższymi wartościami nadwyżkowymi, liczonymi za pomocą
mnożników sprzedaży, podczas gdy spółki jednosegmentowe cechuje zależność odwrotna.
Opisane modele regresji poddano testom diagnostycznym (m.in. testowi Breuscha i Pagana
oraz Hausmana), które wskazały na zasadność uzupełnienia modeli efektami indywidualnymi (test Hausmana wykazał, że we wszystkich modelach powinny być zastosowane efekty stałe). Po ich uwzględnieniu zmienna dualna odnosząca się do dywersyfikacji okazała się statystycznie nieistotna (dla efektów losowych wskazania są niejednoznaczne). Należy jednak
ostrożnie wyciągać wnioski z analizy danych panelowych z efektami stałymi w analizowanej grupie spółek. Wykazany brak istotności zmiennej odnoszącej się do stopnia dywersyfikacji wynika
prawdopodobnie z faktu, że spółki bardzo rzadko zmieniają przynależność do omawianych tu grup:
spółek zdywersyfikowanych oraz jednosegmentowych. Spośród analizowanych 235 spółek
w latach 2007−2011 jedynie 14 zmieniło status ze zdywersyfikowanej na jednosegmentową lub odwrotnie. Niestety dla części z nich nie udało się wyznaczyć wartości nadwyżkowych ze względu
na brak grupy odniesienia (brak notowanych spółek jednosegmentowych reprezentujących branże,
w jakich działały zdywersyfikowane spółki). Jedynie dla 157 spółek możliwe było wyznaczenie wartości nadwyżkowych. Spośród nich tylko osiem zmieniło w analizowanym okresie status pod względem dywersyfikacji, jednak tylko dla dwóch z nich można było prześledzić zmiany wartości nadwyżkowej w roku dokonania zmiany, jak również w roku bezpośrednio go poprzedzającym. Obie
spółki stały się jednosegmentowe. Wcześniej działały w dwóch segmentach, z tym że w przypadku
jednej spółki zmianie tej towarzyszył wzrost wartości nadwyżkowej, a w drugiej − spadek.
W modelach regresji z losowymi efektami indywidualnymi wnioski są niejednoznaczne.
Jedynie w części z nich (m.in. z uwzględnieniem opóźnionej zmiennej dualnej dla dywersyfikacji)
dywersyfikacja istotnie dodatnio wpływa na wartość nadwyżkową (EV).
Na zakończenie warto przytoczyć wyniki analizy regresji przeprowadzonej odrębnie dla każdego roku. Wykazała ona istotny wpływ dywersyfikacji na wartość nadwyżkową wyznaczoną
za pomocą wskaźnika q Tobina (z wyjątkiem ostatniego roku analizy). Współczynniki zmiennej
dualnej w przypadku dywersyfikacji wahały się od 0,22 do 0,34. We wszystkich modelach zastosowano odporne estymatory błędów standardowych. Należy nadmienić, że modele regresji zmiennej
EV_MS jedynie w dwóch spośród pięciu lat wskazały na istotność dywersyfikacji.
7. Podsumowanie i wnioski
Badania empiryczne prowadzone od połowy lat 90. na rynku amerykańskim oraz na innych rynkach (m.in. niemieckim, brytyjskim oraz na wielu rynkach azjatyckich) wskazują na ogół, że
notowane spółki o zdywersyfikowanej działalności wyceniane są z kilkunastoprocentowym dyskontem w stosunku do spółek jednosegmentowych. Zaprezentowane w niniejszym opracowaniu
wyniki badań spółek notowanych na GPW są skrajnie odmienne. Wynika z nich, że spółki takie
wyceniane są na rynku z ponaddwudziestoprocentową premią.
Dyskonto czy premia?...
661
Już proste porównanie median wskaźników q Tobina oraz mnożników sprzedaży wyznaczonych odrębnie dla obydwu grup spółek w latach 2007−2011 potwierdza istnienie premii,
choć należy zaznaczyć, że testy nieparametryczne wskazują na nieistotność uzyskanych wyników. Poza tym takie proste porównanie nie uwzględnia zróżnicowania branżowego analizowanych podmiotów. Szczegółowa analiza wykazała również, że w okresach hossy wskaźniki q Tobina oraz mnożniki sprzedaży rosną o wiele bardziej w spółkach jednosegmentowych.
Z kolei rynkowa dekoniunktura powoduje, że znacznie gwałtowniejsze są spadki wskaźników
ich wyceny.
W kolejnej fazie badań faktyczne wskaźniki q Tobina oraz mnożniki sprzedaży spółek zdywersyfikowanych zostały skorygowane o mediany branżowe, do których obliczenia wykorzystano
spółki jednosegmentowe. Tak wyznaczone wartości, czyli tzw. wartości nadwyżkowe, pozwalały
na porównanie wyników każdej spółki zdywersyfikowanej z wynikami portfela spółek jednosegmentowych, którego skład odzwierciedlał strukturę segmentów spółki zdywersyfikowanej. Wyniki tych badań nie pozostawiają wątpliwości: w każdym roku analizowanego okresu zaobserwowano dodatnie wartości nadwyżkowe dla spółek zdywersyfikowanych, przekraczające 20%. Oznacza
to istnienie ponaddwudziestoprocentowej premii w rynkowej wycenie spółek zdywersyfikowanych w porównaniu z wyceną spółek jednosegmentowych. Zastosowane testy parametryczne
i nieparametryczne pozwalają uznać uzyskane wyniki za statystycznie istotne.
Najpełniejszy obraz obserwowanych premii, jak również wpływających na nie czynników
otrzymano dzięki analizie regresji, którą przeprowadzono metodą najmniejszych kwadratów dla
danych panelowych (w próbie przekrojowo-czasowej) z uwzględnieniem efektów stałych dla okresów. Potwierdziła ona występowanie ponaddwudziestoprocentowej premii w wycenie spółek
zdywersyfikowanych względem spółek jednosegmentowych. Uzyskane wyniki można uznać za
istotne, gdyż do wyznaczenia błędów standardowych parametrów modeli regresji użyto metod
uwzględniających heteroskedastyczność.
Zastosowanie zmiennych interakcyjnych w modelach regresji pozwoliło również na zaobserwowanie dodatkowych zależności, charakterystycznych tylko dla spółek zdywersyfikowanych.
Istotnie wyższą wycenę otrzymywały spółki zdywersyfikowane o ponadprzeciętnej relacji nakładów inwestycyjnych do sprzedaży (czynnik ten w spółkach jednosegmentowych okazuje się nieistotny). Z kolei niższe premie w wycenie uzyskały spółki zdywersyfikowane o ponadprzeciętnej
skali działalności mierzonej wartością księgową aktywów (w tym przypadku zależność dla spółek
jednosegmentowych jest odwrotna).
Poza wymienionymi rezultatami, odnoszącymi się bezpośrednio do głównego celu opracowania, przeprowadzone badania pozwalają również na określenie pewnych tendencji w zakresie stopnia dywersyfikacji działalności. Przede wszystkim warto podkreślić, że udział spółek zdywersyfikowanych w analizowanym okresie systematycznie malał – część podmiotów funkcjonujących
w dwóch segmentach koncentrowała się na podstawowej działalności. Szczególnie interesujące
wydaje się jednak to, że spółki, które w całym analizowanym okresie prowadziły działalność zdywersyfikowaną, istotnie zwiększyły stopień tej dywersyfikacji. Świadczy o tym wyraźny, systematyczny spadek przeciętnego indeksu HHI wyznaczonego odrębnie dla tej grupy.
Wyniki badań skłaniają do postawienia wielu dalszych pytań. Jednym z nich jest pytanie,
dlaczego zdywersyfikowane spółki notowane na GPW wyceniane są przez rynek z premią w stosunku do spółek jednosegmentowych, podczas gdy na giełdach amerykańskich czy na giełdzie
662
T. J e w artow ski
londyńskiej cechuje je wyraźne dyskonto, oszacowane za pomocą tych samych metod (por. Lang,
Stulz 1994; Berger, Ofek 1995; Lins, Servaes 1999).
Wydaje się, że kluczem do rozwiązania tej zagadki jest analiza korzyści i kosztów dywersyfikacji działalności w odniesieniu do zewnętrznego rynku kapitałowego, na którym spółka może pozyskiwać kapitał na realizację projektów inwestycyjnych. Jeśli przepływy operacyjne danego segmentu nie wystarczają w stosunku do potrzeb kapitałowych, dywersyfikacja pozwala na alokowanie
kapitału pomiędzy poszczególnymi segmentami działalności bez konieczności każdorazowego
angażowania zewnętrznego kapitału na warunkach rynkowych. Przypuszczalnie mechanizm
rynkowy lepiej sprawdza się w gospodarkach o rozwiniętym rynku kapitałowym (stąd dyskonto cechujące spółki zdywersyfikowane), natomiast w gospodarkach o słabiej rozwiniętym rynku
kapitałowym zastępują go wewnętrzne procedury korporacyjne. Byłoby to zbieżne z przywołaną wcześniej hipotezą (Khanna, Palepu 2000; Lins, Servaes 2002), że dywersyfikacja działalności odgrywa szczególną rolę na rynkach wschodzących. Weryfikacja tej hipotezy wymaga jednak
pogłębionych badań, prowadzonych jednocześnie na wielu rynkach.
Bibliografia
Arellano M. (2003), Panel data econometrics, Oxford University Press, New York.
Berger P., Ofek E. (1995), Diversification’s effect on firm value, Journal of Financial Economics, 37,
39−66.
Campa J.M., Kedia S. (2002), Explaining the diversification discount, Journal of Finance, 57,
1731–1762.
Chung K.H., Pruitt S.W. (1994), A simple approximation of Tobin’s Q, Financial Management, 23(3),
70−74.
Fauver L., Houston J., Naranjo A. (2003), Capital market development, international integration,
legal systems, and the value of corporate diversification: a cross-country analysis, Journal
of Financial and Qantitative Analysis, 38(1), 135−157.
Graham J.R., Lemmon M., Wolf J. (2002), Does corporate diversification destroy value?, Journal
of Finance, 57, 695–720.
Jacquemin A.P., Berry C.H. (1979), Entropy measure of diversification and corporate growth,
Journal of Industrial Economics, 27, 359–369.
Kaplan S.N., Weisbach M.N. (1992), The success of aquisitions: evidence from divestitures, Journal
of Finance, 47, 107−138.
Khanna T., Palepu K. (1997), Why focused strategies may be wrong for emerging markets, Harvard
Business Review, July-August, 41−51.
Khanna T., Palepu K. (2000), Is group affiliation profitable in emerging markets? An analysis
of diversified Indian business groups, Journal of Finance, 55, 867−891.
Kuppuswamy V., Serafeim G., Villalonga B. (2012), The effect of institutional factors on the value
of corporate diversification, Harvard Business School Working Paper, 13-022.
Lang L., Stulz R. (1994), Tobin’s q, corporate diversification, and firm performance, Journal
of Political Economy, 102, 1248−1280.
Dyskonto czy premia?...
663
Lee K., Peng M.W., Lee K. (2008), From diversification premium to diversification discount during
institutional transitions, Journal of World Business, 43, 47−65.
Lewellen W. (1971), A pure financial rationale for the conglomerate merger, Journal of Finance, 26,
521−537.
Lins K.V., Servaes H. (1999), International evidence on the value of corporate diversification,
Journal of Finance, 42, 2215–2240.
Lins K.V., Servaes H. (2002), Is corporate diversification beneficial in emerging markets?, Financial
Management, 31, 5–31.
Lyon J.D., Barber B.M., Tsai C.L. (1999), Improved methods for tests of long-run abnormal stock
returns, Journal of Finance, 54, 165−201.
Maksimovic V., Phillips G. (2002), Do conglomerate firms allocate resources inefficiently?, Journal
of Finance, 57, 721–767.
Martin J.D., Sayrak A. (2003), Corporate diversification and shareholder value: a survey of recent
literature, Journal of Corporate Finance, 9, 37–57.
Porter M. (1987), From competitive advantage to corporate strategy, Harvard Business Review, 65,
43−55.
Rajan R., Servaes H., Zingales L. (2000), The cost of diversity. The diversification discount and
inefficient investment, Journal of Finance, 55, 35−80.
Scharfstein D. (1998), The dark side of internal capital markets II: evidence from diversified
conglomerates, NBER Working Paper, 6352, Cambridge.
Scharfstein D., Stein J.C. (2000), The dark side of internal capital markets. Divisional rent-seeking
and inefficient investment, Journal of Finance, 55, 2537−2564.
Servaes H. (1996), The value of diversification during the conglomerate merger wave, Journal
of Finance, 51, 1201–1225.
Shin H., Stulz R. (1998), Are internal capital markets efficient? Quarterly Journal of Economics, 113,
531–552.
Stein J. (1997), Internal capital markets and the competition for corporate resources, Journal
of Finance, 52, 111–133.
Villalonga B. (2004), Does diversification cause the “diversification discount”?, Financial
Management, 33(2), 5−27.
Weston J.F. (1970), The nature and significance of conglomerate firms, St. John’s Law Review, 44,
66–80.
Whited T.M. (2001), Is it inefficient investment that causes the diversification discount?, Journal
of Finance, 56, 1667–1691.
Podziękowania
Pragnę podziękować anonimowym recenzentom za cenne uwagi. Artykuł powstał w wyniku
realizacji projektu badawczego finansowanego przez Narodowe Centrum Nauki.
664
T. J e w artow ski
Aneks
Tabela 1
Ogólna charakterystyka próby badawczej w latach 2007−2011
Liczba spółek (obserwacji)
2007
2008
2009
2010
2011
2007–2011
222
230
234
233
231
1 150
152
160
161
164
162
799
Spółki mające więcej niż
1 segment
− liczba
− udział (%)
68,5
Średnia liczba segmentów
2,63
69,6
2,80
68,8
2,83
70,4
2,97
70,1
2,95
69,5
2,84
Tabela 2
Liczba i udział spółek uznawanych za zdywersyfikowane wg różnych definicji dywersyfikacji w latach
2007−2011
2007
2008
2009
2010
2011
2007–2011
Podział segmentów działalności wg czterocyfrowej klasyfikacji SIC
Spółki zdywersyfikowane
(mające więcej niż 1 segment)
− liczba
104
− udział (%)
46,8
103
44,8
99
93
89
42,3
39,9
38,5
488
42,4
Podział segmentów działalności wg dwucyfrowej klasyfikacji SIC
Spółki zdywersyfikowane
(mające więcej niż 1 segment)
− liczba
85
83
79
72
68
− udział (%)
38,3
36,1
33,8
30,9
29,4
387
33,7
665
Dyskonto czy premia?...
Tabela 3
Wartości średnie poszczególnych miar dywersyfikacji działalności w latach 2007−2011
2007
2008
2009
2010
2011
2007−2011
Podział segmentów działalności wg czterocyfrowej klasyfikacji SIC
Liczba segmentów
1,80
1,79
1,71
1,72
1,63
1,73
HHI
0,85
0,85
0,85
0,85
0,86
0,85
HHI dla spółek
zdywersyfikowanych
0,69
0,69
0,66
0,65
0,65
0,67
Podział segmentów działalności wg dwucyfrowej klasyfikacji SIC
Średnia liczba segmentów
1,55
1,54
1,48
1,47
1,42
1,49
HHI
0,89
0,90
0,90
0,91
0,91
0,90
HHI dla spółek
zdywersyfikowanych
0,74
0,73
0,71
0,70
0,71
0,72
Tabela 4
Mediany wskaźników q Tobina w spółkach zdywersyfikowanych wyodrębnionych na podstawie
dwucyfrowego kodu SIC w latach 2007−2011
Grupy spółek
2007
2008
2009
2010
2011
2007−2011
1 segment
1,58
0,96
0,74
0,86
0,79
0,89
2 segmenty
1,52
0,99
0,77
0,93
0,87
0,95
3 segmenty i więcej
1,48
0,93
0,73
0,84
0,74
0,91
Razem spółki
zdywersyfikowane
(mające więcej niż
1 segment)
1,52
0,98
0,76
0,91
0,83
0,94
Spółki o dywersyfikacji
powiązanej
1,33
0,85
0,71
0,93
0,84
0,88
666
T. J e w artow ski
Tabela 5
Mediany mnożników sprzedaży w spółkach zdywersyfikowanych wyodrębnionych na podstawie
dwucyfrowego kodu SIC w latach 2007−2011
Grupy spółek
2007
2008
2009
2010
2011
2007−2011
1 segment
1,70
0,85
0,72
0,87
0,81
0,93
2 segmenty
1,20
1,24
0,81
1,09
1,05
1,06
3 segmenty i więcej
1,35
0,91
0,64
0,81
0,66
0,89
Razem spółki
zdywersyfikowane (mające
więcej niż 1 segment)
1,23
0,98
0,75
0,96
0,74
0,97
Spółki o dywersyfikacji
powiązanej
1,86
0,82
0,71
0,87
0,71
0,83
Tabela 6
Przeciętne miary wartości nadwyżkowych dla spółek zdywersyfikowanych oszacowane na podstawie
wskaźników q Tobina oraz mnożników sprzedaży w latach 2007−2011
2007
2008
2009
2010
2011
2007−2011
Wartość nadwyżkowa wyznaczona na podstawie wskaźnika q Tobina
Mediana
0,24
0,34
0,16
0,33
0,14
0,23
Średnia
0,34
0,37
0,26
0,22
0,18
0,28
23
26
21
25
21
116
Liczba spółek
Test t Studenta (p-value)
(0,011)
(0,004)
(0,044)
(0,037)
(0,115)
(< 0,001)
Test t Studentaa
(p-value)
(0,010)
(0,003)
(0,028)
(0,027)
(0,099)
(< 0,001)
Test Wilcoxona (p-value)
(0,027)
(0,007)
(0,071)
(0,043)
(0,144)
(< 0,001)
Wartość nadwyżkowa wyznaczona na podstawie mnożnika sprzedaży
Mediana
0,41
0,73
0,31
0,32
0,28
0,37
Średnia
0,07
0,50
0,16
0,32
0,13
0,24
23
25
21
25
21
115
(0,717)
(< 0,001)
(0,293)
(0,038)
(0,473)
(< 0,001)
(0,725)
(0,003)
(0,365)
(0,059)
(0,467)
(0,001)
Liczba spółek
Test t Studenta (p-value)
Test t
a
Studentaa
(p-value)
Test t Studenta z uwzględnieniem skośności.
667
Dyskonto czy premia?...
Tabela 7
Wartości średnie oraz mediany zmiennych kontrolnych w spółkach zdywersyfikowanych
i jednosegmentowych w latach 2007−2011
Zmienne
Spółki
Spółki
zdywersyfikowane jednosegmentowe
Istotność różnic
(p-value)
Wartości średnie
Aktywa (w mln zł)
1 071,24
1 055,00
(0,929)
Przychody ze sprzedaży (w mln zł)
1 127,93
936,44
(0,206)
Rentowność operacyjna aktywów (w %)
6,73
5,22
(0,011)
Rentowność operacyjna sprzedaży (w %)
6,44
5,59
(0,428)
Nakłady inwestycyjne do aktywów (w %)
5,67
6,02
(0,319)
Nakłady inwestycyjne do sprzedaży (w %)
6,67
7,72
(0,115)
Mediany
Aktywa (w mln zł)
382,87
171,45
(< 0,001)
Przychody ze sprzedaży (w mln zł)
391,73
172,80
(< 0,001)
Rentowność operacyjna aktywów (w %)
6,74
5,89
(0,134)
Rentowność operacyjna sprzedaży (w %)
6,23
5,00
(0,005)
Nakłady inwestycyjne do aktywów (w %)
3,86
4,06
(0,419)
Nakłady inwestycyjne do sprzedaży (w %)
3,64
3,97
(0,564)
668
T. J e w artow ski
Tabela 8
Wyniki estymacji parametrów modelu regresji panelowej z efektami stałymi w okresach, w których
zmienną objaśnianą jest wartość nadwyżkowa wyznaczona na podstawie wskaźników q Tobina
Modele regresji
Zmienne
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
Przecięcie
0,087
(0,138)
0,569**
(0,260)
0,087
(0,147)
0,089
(0,138)
0,089
(0,135)
Skala działalności
-0,026
(0,029)
-0,021
(0,030)
-0,026
(0,031)
-0,027
(0,029)
-0,023
(0,029)
Rentowność operacyjna
0,874***
(0,294)
0,920***
(0,296)
0,874***
(0,293)
0,961***
(0,340)
0,828***
(0,287)
Nakłady inwestycyjne
do przychodów
0,113
(0,282)
0,094
(0,283)
0,114
(0,282)
0,112
(0,284)
-0,055
(0,276)
Dywersyfikacja – zmienna dualna
0,239***
(0,088)
0,243
(0,309)
0,280***
(0,095)
0,109
(0,097)
-0,485**
(0,217)
Dywersyfikacja – zmienna ciągła
Dywersyfikacja × skala
działalności
-0,001
(0,062)
Dywersyfikacja × rentowność
operacyjna
-0,464
(0,597)
Dywersyfikacja × nakłady
inwestycyjne do przychodów
2,184***
(0,709)
Efekty stałe dla okresów (lat)
Liczba obserwacji
Skorygowany
R2
Nie
557
0,079
Nie
557
0,064
Nie
557
0,077
Nie
557
Nie
557
0,074
Uwagi:
W nawiasach podano wartości odpornych błędów standardowych szacowanych metodą Arellano (2003).
Gwiazdki oznaczają istotność statystyczną na poziomie 0,05 (**) oraz 0,01 (***).
0,090
669
Dyskonto czy premia?...
Tabela 9
Wyniki estymacji parametrów modelu regresji panelowej z efektami stałymi w okresach, w których
zmienną objaśnianą jest wartość nadwyżkowa wyznaczona na podstawie mnożników sprzedaży
Modele regresji
Zmienne
(1)
(3)
(4)
(5)
-0,273
(0,405)
-0,729***
-0,601***
(0,217)
-0,596***
(0,217)
0,045
(0,039)
0,051
(0,039)
0,076*
(0,042)
0,045
(0,039)
0,046
(0,039)
Rentowność operacyjna
1,468***
(0,391)
1,563***
(0,403)
1,433***
(0,384)
1,367***
(0,418)
1,420***
(0,388)
Nakłady inwestycyjne
do aktywów
2,386***
(0,726)
2,298***
(0,725)
2,332***
(0,715)
2,367***
(0,725)
2,147***
(0,760)
Dywersyfikacja – zmienna
dualna
0,217*
(0,120)
1,044***
(0,383)
0,162
(0,168)
0,111
(0,162)
-0,602***
(0,217)
Skala działalności
Przecięcie
(2)
(0,227)
-0,319
(0,369)
Dywersyfikacja – zmienna ciągła
-0,166**
(0,084)
Dywersyfikacja × skala
działalności
Dywersyfikacja × rentowność
operacyjna
0,642
(0,978)
Dywersyfikacja × nakłady
inwestycyjne do aktywów
1,916
(1,681)
Efekty stałe dla okresów (lat)
Liczba obserwacji
Skorygowany
R2
Tak
540
0,091
Tak
540
0,081
Tak
540
0,103
Tak
540
Tak
540
0,090
Uwagi:
W nawiasach podano wartości odpornych błędów standardowych szacowanych metodą Arellano (2003).
Gwiazdki oznaczają istotność statystyczną na poziomie 0,1 (*), 0,05 (**) oraz 0,01 (***).
0,092
670
T. J e w artow ski
Wykres 1
Histogramy wartości nadwyżkowych spółek zdywersyfikowanych wyznaczonych za pomocą wskaźników
q Tobina (EV_Q) oraz mnożników sprzedaży (EV_MS)
Histogram wartości nadwyżkowej EV_Q
14
12
0,80
Test Doornika-Hansena:
Chi-kwadrat = 6,77[0,0338]
0,70
N (0,2757; 0,5471)
0,60
10
0,50
8
0,40
6
0,30
4
0,20
2
0,10
0
-1,50
-1,00
-0,50
0,00
0,50
1,00
1,50
2,00
0,00
Histogram wartości nadwyżkowej EV_MS
14
12
0,60
Test Doornika-Hansena:
Chi-kwadrat = 8,31[0,0157]
0,50
N (0,2440; 0,7473)
10
0,40
8
0,30
6
0,20
4
0,10
2
0
-2,25
-1,50
-0,75
0,00
0,75
1,35
1,95
2,55
0,00
Dyskonto czy premia?...
671
Discount or premium? The market value of diversified companies
– the evidence from Warsaw Stock Exchange
Abstract
The paper empirically tests the hypothesis that public companies on Polish capital market
experience a diversification premium. Many theories suggest that corporate diversification destroys
value. Substantial body of empirical research documents the diversification discount on developed
markets. The paper provides strong evidence of a diversification premium instead of a discount
on Polish capital market. Irrespective of the method used (simple comparison of Tobin’s q between
diversified and single-segment companies, more complex comparison of their excess values, and
the panel data regression analysis) conclusions remain unchanged: diversified companies are
valued on WSE at a premium over single-segment firms, exceeding on average twenty per cent.
One possible explanation for the observed premium may be a relatively low level of financial
development of Polish market. The study also reveals that the premium is not proportional to the
level of companies’ diversification. Moreover, the determinants of the excess value differ between
diversified and single-segment firms.
Keywords: corporate diversification, corporate finance, firm value, Tobin’s q