Dyskonto czy premia? Rynkowa wycena spółek o zdywersyfikowanej strukturze działalności notowanych na GPW

Transkrypt

1 Dyskonto czy premia? Rynkowa wycena spółek o zdywersyfikowanej strukturze działalności notowanych na GPW Tomasz Jewartowski UNIWERSYTET EKONOMICZNY W POZNANIU tomasz.jewartowski@ue.poznan.pl Streszczenie 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. Mimo, iż większość dotychczasowych badań prowadzonych na rynkach rozwiniętych potwierdza występowanie tzw. dywersyfikacyjnego dyskonta (ang. diversification discount) istnieją przesłanki, by przypuszczać, że m.in. na tzw. rynkach wschodzących, do których wciąż zaliczany jest polski rynek kapitałowy, zależność ta może mieć odwrotny kierunek. Przeprowadzone badania empiryczne pozwalają na konfirmację tak postawionej hipotezy. Niezależnie od przyjętej metodologii począwszy od porównania wskaźników q-tobina, poprzez porównanie bazujących na nich wartości nadwyżkowych, korygowanych o wskaźniki branżowe, aż po wyniki analizy regresji wnioski płynące z badań są jednoznaczne. Spółki zdywersyfikowane, czyli prowadzące działalność w ramach co najmniej dwóch zróżnicowanych branżowo segmentów, wyceniane są na polskim rynku kapitałowym przeciętnie z ponad dwudziestoprocentową premią względem spółek jednosegmentowych. Wysokość tej premii nie jest jednak proporcjonalna do stopnia dywersyfikacji. Co więcej, jej determinanty różnią się dla obydwu grup spółek. Słowa kluczowe: dywersyfikacja działalności przedsiębiorstw, finanse przedsiębiorstw, wartość spółki, wskaźnik q-tobina JEL: G30, G32, G34 1

2 1. Wstęp Ekonomiczne motywy i konsekwencje dywersyfikacji działalności przez spółki stanowią od lat przedmiot wielu dociekań naukowych, w tym również w ramach nauki finansów. Jednakże podręcznikowe ujęcie tematu wydaje się płytkie i niewystarczające według autorów większości podręczników do 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, a wręcz należałoby się spodziewać jej spadku. Znakomita 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, która w ramach strategii dywersyfikacji przejmowała inne podmioty spoza branży stanowiącej ich główny przedmiot działalności, relatywnie szybko ich się następnie pozbywała. Co prawda transakcje sprzedaży nabywanych wcześniej spółek przez podmioty z tej samej branży zdarzały się również, jednak nieporównanie rzadziej. Lang i Stulz (1994) oraz Berger i Ofek (1995) zaproponowali procedury bezpośredniego porównania rynkowej wyceny spółek zdywersyfikowanych i jednosegmentowych w oparciu o takie wskaźniki jak q-tobina czy mnożnik sprzedaży. Procedury te uwzględniały w ramach tzw. wartości nadwyżkowej (ang. excess value) korekty o mediany wskaźników branżowych. Pozwalały zatem na porównanie każdej spółki zdywersyfikowanej do portfela spółek jednosegmentowych, którego skład odzwierciedlał strukturę segmentów spółki zdywersyfikowanej. Realizowane w oparciu o te procedury badania, zapoczątkowane przez samych 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 2

3 dywersyfikacyjnego dyskonta (ang. diversification discount). Należy jednak nadmienić, że wyniki części późniejszych badań, w których zmodyfikowano procedurę pomiaru wartości nadwyżkowej, przyniosły odmienne rezultaty (por. Villalonga 1999; Campa, Kedia 2002), przysparzając 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 teoretycznych należy spodziewać się pozytywnego wpływu dywersyfikacji na wartość spółki, gdyż pomaga ona niwelować niektóre negatywne skutki niedoskonałości rynku kapitałowego (por. Lewellen 1971) oraz stwarza możliwości efektywniejszej alokacji kapitału wewnątrz przedsiębiorstwa, bez konieczności wykorzystania zewnętrznych (mniej efektywnych) mechanizmów rynkowych (por. Weston 1970; Stein 1997). Autorzy alternatywnych koncepcji poddają 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 poszczególnymi segmentami zdywersyfikowanych spółek (ang. Internal Capital Markets Inefficiency) zdominowała bieżącą dyskusję nad konsekwencjami dywersyfikacji. Wyniki większości badań sugerują, że alokacja taka nie jest efektywna, tzn. przepływy kapitału pomiędzy poszczególnymi segmentami zdywersyfikowanych spółek są raczej wynikiem 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 wspierające tezy, 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, wiązanych nie tyle z możliwościami poszczególnych 3

4 podmiotów, co ze stopniem rozwoju rynku nie tylko kapitałowego, ale również szerzej rynku czynników produkcji (Khanna, Palepu 1997; Fauver i inni 2003; Lee i inni 2008). Istnieje pogląd, że wewnętrzy mechanizm transferu zasobów (w tym kapitału) niweluje negatywne konsekwencje zawodności rynku, szczególnie w gospodarkach mniej rozwiniętych, co po części uzasadniałoby funkcjonowanie na takich rynkach grup spółek o wielostopniowych i wielokierunkowych powiązaniach kapitałowych (por. Khanna, Palepu 1997; Khanna, Palepu 2000; Lee i inni (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. Mimo że rezultaty większości dotychczasowych badań prowadzonych na wielu innych rynkach, w tym głównie na rynku amerykańskim, potwierdzają występowanie dyskonta dywersyfikacyjnego (Lang, Stulz 1994; Berger, Ofek 1995; Lins, Servaes 1999; Lins, Servaes 2002), część badań poświęconych tzw. rynkom wschodzącym dokumentuje występującą premię (Kuppuswamy i inni 2012). Pobocznym celem opracowania jest pomiar stopnia dywersyfikacji spółek notowanych na Giełdzie Papierów Wartościowych w Warszawie (GPW) oraz określenie ogólnych tendencji w zakresie dywersyfikacji działalności przez notowane na niej spółki. 2. Próba badawcza i źródła danych empirycznych Badania empiryczne służące realizacji przyjętych celów przeprowadzone zostały na grupie 235 spółek notowanych na GPW w latach Grupę tę tworzą podmioty, które spełniały kryteria, jakie na ogół stawiane są przez innych badaczy zajmujących się problematyką rynkowej wyceny spółek zdywersyfikowanych, gdyż ich przyjęcie umożliwia porównywalność wyników badań. Przede wszystkim chodzi o eliminację spółek prowadzących działalność w sektorze finansowym oraz spółek prowadzących działalność na relatywnie niewielką skalę (z próby badawczej wyeliminowane zostały spółki o średniorocznych przychodach nie przekraczających 10mln USD). 4

5 Wszelkie dane, w szczególności w zakresie tzw. sprawozdawczości segmentowej spółek, pochodzą z bazy Worldscope firmy Thomson-Reuters - jest to dość powszechnie wykorzystywane źródło informacji w literaturze przedmiotu. Pierwotnym źródłem informacji 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 nowo debiutujące spółki na GPW, dla których niemożliwe jest pozyskanie części informacji z okresów poprzedzających debiut giełdowy. Liczebność próby w poszczególnych latach różnicują także sporadyczne braki, występujące w przypadku pojedynczych spółek w zakresie niezbędnych informacji, dotyczących m.in. sprawozdawczości segmentowej. Warto w tym miejscu nadmienić, że odnoszący się do sprawozdawczości segmentowej spółek standard MSSF8 zastąpił w 2009r. standard MSR14, zmieniając podejście do identyfikacji segmentów i w pewnym sensie rozszerzając ich definicję. Samo określenie segmentu działalności zastąpione zostało segmentem operacyjnym. W myśl nowych zasad, spółki powinny ujawniać, jako odrębne segmenty operacyjne, nie tyle zróżnicowane branżowo rodzaje działalności, co każde segmenty wyodrębnione w ramach sprawozdawczości wewnętrznej na potrzeby zarządu. W tym ujęciu segment operacyjny może stanowić np. wyodrębniona grupa odbiorców. Co ciekawe, w pierwszym roku obowiązywania nowego standardu przeciętna liczba raportowanych segmentów nie uległa znaczącej zmianie wzrosła ona 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 2007r. spośród 222 spółek objętych badaniem aż 152 wyodrębniło w rocznym raporcie finansowym przynajmniej dwa segmenty działalności, co stanowi 68,5% obserwacji. Dla ostatniego roku analizowanego horyzontu odsetek ten wyniósł 70,1% (162 spółki na 231 objętych badaniem). Można uznać, że odsetek spółek raportujących więcej niż jeden segment działalności (operacyjny) 5

6 jest relatywnie stabilny i wynosi ok. 70%. Średnia liczba raportowanych segmentów wynosi 2,84, przy czym w ciągu analizowanego horyzontu wzrastała ona sukcesywnie z 2,63 w 2007r. do 2,95 w 2011r. Należy zauważyć, że wzrost ten nie odzwierciedla zmiany stopnia dywersyfikacji, gdyż liczba raportowanych segmentów może być traktowana jedynie jako przybliżony jego miernik, szczególnie pod regulacjami nowego standardu MSSF8. 3. Alternatywne podejścia do pomiaru dywersyfikacji działalności przedsiębiorstw Na potrzeby niniejszego opracowania przyjęte zostało ekonomiczno-finansowe kryterium definiowania zdywersyfikowanej struktury działalności. Podmiot traktowany jest jako zdywersyfikowany, jeżeli prowadzi działalność w kilku obszarach (segmentach), różniących się względem siebie istotnie zarówno pod względem oczekiwanej rentowności, jak i ryzyka. W praktyce często zdywersyfikowaną strukturą działalności charakteryzują się grupy kapitałowe, a poszczególne segmenty odpowiadają profilom spółek, wchodzących w jej skład. Warto jednak nadmienić, że charakter klasyfikacji tak zdefiniowanych segmentów działalności nie musi odzwierciedlać formalnoprawnego charakteru powiązań kapitałowych w ramach grupy. Ponieważ szacowanie oczekiwanej stopy zwrotu i ryzyka dla poszczególnych segmentów raportowanych przez spółki jest praktycznie niemożliwe, w literaturze przedmiotu przyjmuje się powszechnie rozwiązanie polegające na grupowaniu segmentów według określonego systemu klasyfikacji działalności. Istnieje wiele alternatywnych systemów klasyfikacji działalności (w tym wiele narodowych), jednak w globalnych bazach danych, zawierających informacje finansowe na temat spółek, wykazywane przez nie segmenty klasyfikuje się na ogół według systemu SIC (Standard Industrial Classification). Dane segmentowe, w oparciu o które przeprowadzone zostały badania, pochodzą z bazy Worldscope, w której również obok innych klasyfikacji stosuje się system SIC. W niniejszym opracowaniu poszczególne poziomy tej klasyfikacji zostały wykorzystane jako podstawa grupowania segmentów, a tym samym jako podstawa identyfikacji zdywersyfikowanych podmiotów. 6

7 Klasyfikacja SIC zbudowana jest w oparciu o 4-cyfrowy kod. Dwie pierwsze cyfry, określające tzw. główne grupy branżowe (ang. major groups), traktować można w bardzo dużym uproszczeniu jako kod odpowiednika działów gospodarki według PKD. Kolejne poziomy klasyfikacji, czyli kod 3- cyfrowy, określający tzw. grupy branżowe (ang. industry groups) oraz pełen kod 4-cyfrowy, określający branże (ang. industries), odzwierciedlają kolejne podziały wewnątrz tak wyodrębnionych grup. Nie jest jednak łatwo określić, który z poziomów klasyfikacji działalności należy przyjąć, w celu identyfikacji spółek zdywersyfikowanych, w oparciu o kryteria ekonomiczno-finansowe. Panuje powszechna zgoda co do tego, że spółki generujące przychody w ramach segmentów zaklasyfikowanych do różnych działów gospodarki (w nomenklaturze SIC oznacza to przynależność do głównych grup branżowych, różniących się dwoma pierwszymi cyframi kodu) można określić jako zdywersyfikowane, gdyż różnią się one istotnie między sobą pod względem czynników determinujących oczekiwaną rentowność oraz profil ryzyka. Wątpliwości może natomiast budzić traktowanie jako zdywersyfikowanych tych spółek, które raportują dwa bądź większą liczbę segmentów działalności różniących się między sobą 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 przyjęta została dwucyfrowa klasyfikacja SIC jako podstawa identyfikacji zdywersyfikowanej struktury działalności, gdyż w znacznej części dotychczasowych badań stosowano to właśnie podejście. Niemniej jednak, dla celów porównawczych, dodatkowo prezentowane są wyniki badań bazujących na alternatywnym podejściu do identyfikowania spółek zdywersyfikowanych w oparciu o pełen, 4-cyfrowy kod SIC. Tabela 2 przedstawia zestawienie liczebności grupy spółek, sklasyfikowanych jako zdywersyfikowane w oparciu o obydwa alternatywne podejścia, w latach Liczba spółek uznanych za zdywersyfikowane jest znacznie wyższa w przypadku klasyfikacji opartej o 4-cyfrowy kod SIC, gdyż jest to pojemniejsza definicja. W próbie badawczej znajdowało się 7

8 bowiem średnio rocznie ok. 20 podmiotów, które wykazywały segmenty różniące się między sobą jedynie czwartą bądź trzecią cyfrą kodu. Podmioty te były przyporządkowywane do grupy spółek zdywersyfikowanych w oparciu o pełen kod SIC, a jednocześnie klasyfikowane były jako spółki jednosegmentowe w oparciu o kod 2-cyfrowy. Niezależnie jednak od przyjętej definicji, odsetek spółek prowadzących zdywersyfikowaną działalność ulegał w latach systematycznemu spadkowi. Według podejścia opartego o pełen kod SIC uległ on obniżeniu z 46,8% w 2007r. do 38,5% w 2011r., natomiast po przyjęciu węższej definicji zdywersyfikowanej struktury działalności da się zaobserwować spadek z poziomu 38,3% w 2007r. do 29,4% w 2011r. Sam odsetek zdywersyfikowanych spółek może tylko pośrednio sygnalizować tendencje rynkowe w zakresie dywersyfikacji, gdyż zasadniczo nie odnosi się on w ogóle do stopnia dywersyfikacji wewnątrz poszczególnych podmiotów zaklasyfikowanych jako zdywersyfikowane. Takim podmiotem może być bowiem zarówno spółka raportująca dwa różne segmenty działalności, jak również spółka raportująca pięć czy sześć takich segmentów. Lepszym miernikiem rynkowych tendencji w zakresie dywersyfikacji byłaby średnia liczba segmentów w poszczególnych latach. Lepszym, ale również niedoskonałym, gdyż sama liczba segmentów wciąż nie odzwierciedla w sposób nie budzący wątpliwości stopnia dywersyfikacji wewnątrz danego podmiotu. Dwie spółki, wykazujące tę sama liczbę zróżnicowanych segmentów działalności, mogą się wciąż różnić pod względem stopnia dywersyfikacji, jeżeli w jednej ze spółek pojedynczy segment dominowałby nad resztą w udziale w jej łącznych przychodach, a w drugiej spółce udziały poszczególnych segmentów byłyby porównywalne. Miarą, która uwzględnia takie różnice jest indeks Hirschmana Herfindahla (HHI) 1. Zasadniczo charakteryzuje on stopień koncentracji i pierwotnie odnosił się do koncentracji spółek w ramach branż, jednak w literaturze finansowej stosuje się go również jako miarę rozproszenia (np. akcjonariatu), na zasadzie przeciwieństwa im większa koncentracja, tym mniejsze rozproszenie. = (1) 1 Nie jest to jedyna miara przydatna w określaniu stopnia dywersyfikacji. Szerzej patrz Jacquemin, Berry

9 Indeks HHI jest sumą kwadratów udziałów (u) poszczególnych kategorii składających się na pewną całość, np. udziałów w branży poszczególnych spółek, udziałów w głosach poszczególnych akcjonariuszy, czy wreszcie udziałów poszczególnych segmentów w łącznych przychodach danej spółki. Indeks na poziomie 1 oznacza doskonałą koncentrację, a im jest niższy, tym większe rozproszenie. W odniesieniu do zagadnień stanowiących przedmiot niniejszego opracowania przyjmuje się, że im większe rozproszenie (im niższy HHI) tym większy stopień dywersyfikacji. Warto zauważyć, że liczba segmentów działalności i indeks HHI, jako dwie różne miary stopnia dywersyfikacji mogą w praktyce prowadzić do różnych wniosków. Spółka raportująca większą liczbę segmentów nie zawsze będzie miała niższy indeks HHI. Tabela 3 przedstawia średnie poziomy podstawowych miar dywersyfikacji dla próby badawczej w latach Średnia liczba segmentów sklasyfikowanych według 4-cyfrowego kodu SIC systematycznie maleje z poziomu 1,80 w 2007r. do 1,63 w 2011r. Podobna tendencja występuje przy klasyfikacji segmentów wg 2-cyfrowego kodu SIC następuje spadek średniej liczby segmentów z 1,55 do 1,42. Zmiana miary dywersyfikacji na indeks HHI również wskazuje na obniżenie stopnia dywersyfikacji na przestrzeni analizowanego 5-letniego okresu. Indeks ten rośnie, choć wzrost ten jest relatywnie niewielki (z 0,85 w 2007r. do 0,86 w 2011r. wg klasyfikacji opartej o pełen kod SIC oraz z 0,89 w 2007r. do 0,91 w 2011r. wg klasyfikacji opartej o 2-cyfrowy kod SIC). Aby odpowiedzieć na pytanie, czy zaobserwowany spadek ogólnego stopnia dywersyfikacji jest efektem jedynie wzrostu udziału spółek jednosegmentowych, czy też jest przejawem ogólniejszej tendencji, wyznaczono również średnią wartość indeksu HHI wśród spółek 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. Indeks HHI wyznaczony w oparciu o podział segmentów działalności według 4-cyfrowej klasyfikacji SIC spadł bowiem z poziomu 0,69 w 2007r. do 0,65 w 2011r., natomiast indeks wyznaczony według 2-cyfrowej klasyfikacji SIC uległ w analogicznym okresie obniżeniu z poziomu 0,74 do 0,71. 9

10 Przeprowadzone badania pozwalają na stwierdzenie występowania dwóch przeciwnych tendencji: udział spółek jednosegmentowych w latach na GPW zwiększał się systematycznie i to ten wzrost wpływał na spadek średniej łącznej liczby segmentów, a jednocześnie stopień dywersyfikacji spółek pozostających wielosegmentowymi systematycznie wzrastał. 4. Analiza porównawcza wskaźników q-tobina oraz mnożników sprzedaży pomiędzy spółkami różniącymi się pod względem stopnia 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 pod względem stopnia 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). Na potrzeby niniejszego opracowania przyjęto uproszczoną wersję kalkulacji wskaźnika q- Tobina (Q), w której zastępuje się wartość odtworzeniową aktywów ich wartością księgową 2 : = (2) gdzie: MCAP rynkowa kapitalizacja spółki, TA księgowa wartość aktywów ogółem, BV księgowa wartość kapitału własnego. Uproszczony sposób wyznaczania wskaźnika q-tobina wykorzystywany jest dość powszechnie w literaturze przedmiotu (por. Shin, Stulz 1998; Villalonga 2004). Warto nadmienić, że istnieją badania empiryczne, które dają podstawy by przypuszczać, że różnice, wynikające z odmiennych podejść do wyznaczania wskaźnika q-tobina są niewielkie (por. m.in. Chung, Pruitt 1994). Mnożnik sprzedaży (MS) został wyznaczony jako iloraz sumy kapitalizacji (MCAP) i księgowej wartości zadłużenia (TD) do rocznych przychodów ze sprzedaży (S): 2 Wskaźniki konstruowane były w oparciu o wartości średnie wyznaczone na bazie kwartałów danego roku. 10

11 = (3) Wskaźniki dla poszczególnych lat wyznaczone zostały w oparciu o średnioroczną kapitalizację danej spółki oraz wartości jej łącznych aktywów i przychodów ze sprzedaży wykazanych w rocznych sprawozdaniach skonsolidowanych. Tabele 4 oraz 5 przedstawiają zestawienie median obydwu wskaźników w latach w podziale na grupy spółek zróżnicowanych względem liczby segmentów działalności opartych o 2-cyfrowy kod SIC. Analizując mediany wskaźników q-tobina oraz mnożników sprzedaży warto zwrócić uwagę na następujące kwestie: różnice w poziomach tych wskaźników dla spółek jednosegmentowych oraz zdywersyfikowanych, tempo zmian poziomu tych wskaźników w czasie (w obydwu grupach), różnice w poziomie wskaźników w obrębie spółek zdywersyfikowanych, w zależności od stopnia dywersyfikacji (tu: liczby segmentów), poziom tych wskaźników dla szczególnej grupy, jaką tworzą spółki, które sklasyfikowane są jako jednosegmentowe wg 2-cyfrowego kodu SIC, a jednocześnie jako zdywersyfikowane wg 4-cyfrowego kodu SIC (spółki o tzw. dywersyfikacji powiązanej). Mediana wskaźników q-tobina dla spółek jednosegmentowych jest nieznacznie niższa niż dla spółek zdywersyfikowanych we wszystkich latach z wyjątkiem 2007r. Podobną zależność jak w przypadku wskaźników q-tobina zaobserwować można w odniesieniu do mnożników sprzedaży. Należy jednakże 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 dla grupy spółek jednosegmentowych. Amplituda wahań oraz tempo zmian zarówno wskaźników q-tobina, jak i mnożników sprzedaży wydają się być wyższe dla spółek jednosegmentowych. Może to świadczyć o tym, że w okresach hossy wartość spółek jednosegmentowych rośnie szybciej niż zdywersyfikowanych, natomiast w okresach bessy także szybciej spada. Szczególnie wyraźnie widać to na przykładzie mnożników sprzedaży. Mediana mnożnika sprzedaży dla spółek jednosegmentowych w 2007r. (a więc w ostatnim roku 5-letniej hossy, która wyniosła większość indeksów giełdowych na świecie 11

12 również w Polsce na historyczne maksima) wyniosła 1,70, by spaść w okresie (kryzys finansowy wywołany na rynku kredytów sub-prime w Stanach Zjednoczonych) do poziomu 0,72. W analogicznym okresie mediana dla spółek zdywersyfikowanych uległa zmniejszeniu z poziomu 1,23 do 0,75. Inną ciekawą zależność można zaobserwować w obrębie grupy 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 się przyjrzeć 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 dla tych spółek (szczególnie mnożnika sprzedaży) są zasadniczo znacznie bardziej zbliżone do poziomów wskaźników spółek jednosegmentowych niż zdywersyfikowanych. Wnioski płynące z porównania poziomów median wskaźników bazujących na rynkowej wycenie dla spółek jednosegmentowych i zdywersyfikowanych należy formułować bardzo ostrożnie. Porównanie takie nie uwzględnia bowiem specyfiki poszczególnych segmentów działalności spółek zdywersyfikowanych. 5. Analiza porównawcza wartości nadwyżkowych wyznaczonych w oparciu o wskaźniki q-tobina oraz mnożniki sprzedaży Pełna analiza porównawcza w zakresie rynkowej wyceny spółek zdywersyfikowanych i jednosegmentowych jest możliwa tylko po uwzględnieniu dla tej pierwszej grupy korekty o przeciętne branżowe wskaźniki 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), korekty takiej dokonuje się poprzez odniesienie faktycznej wartości spółki do jej wartości teoretycznej (hipotetycznej, przypisanej ang. imputed value). Wartość teoretyczną spółki wyznacza się natomiast w oparciu 12

13 o średnią ważoną wartości teoretycznych wyznaczonych oddzielnie na bazie poszczególnych segmentów działalności. Wartości dla poszczególnych segmentów wyznacza się w oparciu o mediany branżowych wskaźników, takich jak mnożnik sprzedaży czy wskaźnik q-tobina, wyliczanych jednakże tylko na bazie spółek jednosegmentowych 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. Znakomita 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 jednakże zaznaczyć, że sam fakt występowania takiej różnicy (dyskonta) nie musi oznaczać, że to dywersyfikacja powoduje spadek wartości s. Spółki w procesie fuzji konglomeratowych, mogą nabywać inne, niedowartościowane w danym momencie podmioty, licząc na przyrost ich wartości. Obserwowane dyskonto może być więc wynikiem tego, że potencjał nabywanych spółek nie jest wykorzystany w ramach struktur spółek zdywersyfikowanych. W celu zestawienia faktycznej wartości spółki i jej wartości teoretycznej wykorzystana została miara zaproponowana przez Bergera i Ofeka (1995), oparta na logarytmie ich ilorazu. Wynik takiego działania określa się w literaturze przedmiotu mianem wartości nadwyżkowej (ang. excess value). Dodatnia jej wartość oznacza premię, a ujemna dyskonto. Na potrzeby niniejszego opracowania została ona wyznaczona dla każdej spółki w oparciu o następujący wzór: = = " (4) #$ gdzie: EV wartość nadwyżkowa, V R rzeczywista wartość spółki, V Ij teoretyczna wartość spółki wyznaczona na podstawie mediany danego wskaźnika (mnożnika) dla branży j-tego segmentu, w j udział j-tego segmentu w łącznych przychodach ze sprzedaży. 13

14 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 2-cyfrowym kodzie SIC. Następnie, dla każdego takiego portfela wyznaczana była grupowa mediana wskaźnika q-tobina oraz mnożnika sprzedaży. Wartości teoretyczne wyznaczane były tylko dla tych segmentów (oraz dla tych spółek jednosegmentowych), których porównawcze portfele składały się z co najmniej dwóch spółek. Takie ograniczenie ma swoje zalety i wady. Z jednej strony eliminuje (lub ogranicza) przypadkowość, ale z drugiej strony mocno ogranicza liczebność spółek, dla których da się w ogóle 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 ok % spółek zdywersyfikowanych ujętych w próbie badawczej wyznaczone zostały wartości nadwyżkowe. W kolejnym etapie szacowana była teoretyczna wartość spółki, jako średnia ważona wartości teoretycznych wyznaczonych oddzielnie dla poszczególnych segmentów, przy uwzględnieniu udziałów przychodów ze sprzedaży generowanych przez te segmenty w łącznych przychodach spółki jako wag. W ostatnim etapie wyznaczano wartości nadwyżkowe, zgodnie z przedstawionym wcześniej wzorem (4). Tabela 6 przedstawia średnie oraz mediany wartości nadwyżkowych wyznaczonych dla spółek zdywersyfikowanych w poszczególnych latach analizowanego okresu. Średnia wartość nadwyżkowa mierzona w oparciu o wskaźniki q-tobina (EV_Q) wahała się w latach w zakresie 0,18-0,37, a jej mediana w zakresie 0,14-0,34. Średnia z wszystkich obserwacji wyniosła 0,28, przy medianie na poziomie 0,23. Oznacza to, że spółki zdywersyfikowane wyceniane były w analizowanym okresie przeciętnie z ponad dwudziestoprocentową premią w stosunku do replikowanych portfeli spółek jednosegmentowych. Wartości nadwyżkowe wyznaczone w oparciu o mnożniki sprzedaży są również dodatnie, jednak zakres ich wahań jest znacznie szerszy. Średnia wahała się 14

15 w poszczególnych latach w przedziale od 0,07 do 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 (wymaganej 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 5-letniego okresu analizy. Testy normalności rozkładu Doornika Hansena (których wyniki zamieszczone są na wykresach) dają podstawy do odrzucenia hipotezy o normalności rozkładu obydwu wartości nadwyżkowych dla spółek zdywersyfikowanych. Niemniej jednak część alternatywnych testów (Lillieforsa oraz Jarque'a Bera) nie daje podstaw do odrzucenia takiej hipotezy dla zmiennej EV_Q. Wyznaczone współczynniki skośności (g), liczone jako iloraz trzeciego momentu centralnego i sześcianu odchylenia standardowego, wynoszą odpowiednio: dla zmiennej EV_Q: g=0,347 przy błędzie standardowym skośności dla n=116 obserwacji równym 0,225; dla zmiennej EV_MS: g=-0,501 przy błędzie standardowym skośności dla n=115 obserwacji równym 0,226. W pierwszym przypadku współczynnik skośności nie przekracza dwukrotności błędu standardowego, zatem można przyjąć, że rozkład nie jest istotnie asymetryczny, jednakże w drugim przypadku (EV_MS) należy założyć, że występuje istotna asymetria. Ponieważ testy normalności rozkładu dla zmiennej EV_Q są niejednoznaczne, a dla zmiennej EV_MS dają podstawy do odrzucenia hipotezy o normalności rozkładu, a poza tym zmienna ta wykazuje istotną asymetrię, uwzględniona została dodatkowo stosowana często w badaniach empirycznych w zakresie finansów (Lyon i inni 1999) korekta statystyki t o skośność (ang. skewness adjusted t-statistics). % &'() = %+ +, (5) 15

16 Wyniki testów parametrycznych dla obydwu zmiennych, jak również testu rangowanych znaków Wilcoxona dla zmiennej EV_Q dają zasadniczo podstawy do odrzucenia hipotezy, że wartości nadwyżkowe wyznaczone dla spółek zdywersyfikowanych w oparciu o wskaźnik q-tobina są równe zero. W odniesieniu do wartości nadwyżkowych wyznaczanych w oparciu o mnożniki 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 spośród pięciu lat analizowanego okresu, ze względu na dość duże rozproszenie wartości nadwyżkowych pomiędzy poszczególnymi spółkami z próby badawczej. Warto zwrócić uwagę, że premia w 2008r. znacznie przekracza przeciętną premię dla pozostałych lat. Średnia wartość nadwyżkowa wyznaczona na bazie mnożników sprzedaży wyniosła wówczas aż 0,73, a mediana 0,50. Warto w tym miejscu raz jeszcze przytoczyć prezentowane już wcześniej dane z tabeli 5. W 2008r., na skutek kryzysu finansowego, rynkowa wartość większości spółek notowanych uległa gwałtownemu obniżeniu. Przecena w znacznie większym stopniu dotknęła spółek jednosegmentowych mediana mnożnika sprzedaży dla spółek jednosegmentowych ujętych w próbie badawczej uległa obniżeniu z 1,70 w 2007r. do 0,85 w 2008r., podczas gdy mediana dla spółek zdywersyfikowanych spadła z 1,28 do jedynie 0,98. Tłumaczy to tak dużą różnicę pomiędzy wartością nadwyżkową dla 2008r., a wartościami nadwyżkowymi dla pozostałych lat. Uzyskane wyniki w zakresie wartości nadwyżkowych potwierdzają wstępne wnioski płynące po prostym porównaniu wskaźników q-tobina oraz mnożników sprzedaży pomiędzy grupami spółek zróżnicowanych względem stopnia dywersyfikacji. Spośród podmiotów notowanych na GPW w Warszawie spółki zdywersyfikowane wyceniane były w latach wyżej niż spółki jednosegmentowe, przy czym premia była relatywnie wysoka - wynosiła ponad dwadzieścia procent. Wyniki te różnią się zdecydowanie od większości rezultatów dotychczasowych badań, prowadzonych głównie na rynku amerykańskim, które na ogół wykazują kilkunastoprocentowe dyskonto. 16

17 kontrolnymi 6. Dywersyfikacja działalności a wartość nadwyżkowa analiza regresji ze zmiennymi Istnieje wiele czynników, które mogą wpływać na wysokość wartości nadwyżkowej część spółek jednosegmentowych również wyceniana jest 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 w oparciu o modele regresji, uwzględniając w nich oprócz zmiennej dualnej, określającej przynależność danej spółki do grupy 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), natomiast rentowność operacyjną zdefiniowano 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 tworzy 155 jednostek obserwacji (spółek zarówno zdywersyfikowanych jak i jednosegmentowych) w horyzoncie 5-letnim, 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 grupy spółek zdywersyfikowanych oraz jednosegmentowych. W zestawieniu ujęte zostały statystyki 17

18 po wcześniejszym wyeliminowaniu w obydwu grupach jednego procenta wartości skrajnych dla każdego roku (punktami odcięcia były pierwszy i 99 percentyl). Dodatkowo zastosowane zostały testy istotności różnic pomiędzy grupą spółek zdywersyfikowanych oraz jednosegmentowych w zakresie poszczególnych zmiennych (test t-studenta dla średnich oraz test mediany, przy hipotezach zerowych o ich równości w obydwu grupach spółek). Skala działalności spółek zdywersyfikowanych jest większa od spółek jednosegmentowych. Mimo porównywalnej średniej wartości aktywów (ok. 1,07mld zł dla spółek zdywersyfikowanych i 1,05mld zł dla jednosegmentowych) oraz średniej wartości przychodów ze sprzedaży (odpowiednio 1,13mld zł oraz 0,94mld zł), ich mediany różnią się znacząco są ponad dwukrotnie wyższe dla spółek zdywersyfikowanych. Mediana księgowej wartości aktywów dla spółek zdywersyfikowanych wynosi 382,9mln zł, a dla spółek jednosegmentowych 171,4mln zł, natomiast mediana rocznych przychodów ze sprzedaży wynosi dla tych grup odpowiednio 391,7mln zł oraz 172,8mln zł. Oznacza to, że wśród spółek jednosegmentowych znajdują się pojedyncze przypadki podmiotów o zdecydowanie ponadprzeciętnej skali działalności, jednak znakomita większość spółek prowadzi działalność w skali mniejszej niż typowa spółka zdywersyfikowana. Spółki zdywersyfikowane charakteryzują się również wyższą rentownością operacyjną zarówno średnie, jak i mediany wskaźników rentowności operacyjnej są o ok. 1 punkt procentowy wyższe od wskaźników wyznaczonych dla spółek jednosegmentowych (jednak test mediany dla rentowności operacyjnej aktywów nie dał podstaw do odrzucenia hipotezy o ich równości w obydwu grupach). Nie ma natomiast żadnych istotnych różnić pomiędzy obydwoma grupami spółek w zakresie skali nakładów inwestycyjnych (odnoszonych zarówno do aktywów, jak i przychodów ze sprzedaży). Wyniki analizy regresji wielorakiej z parametrami szacowanymi w oparciu o estymację metodą najmniejszych kwadratów dla danych panelowych przedstawiają tabela 8 (dla zmiennej EV_Q) oraz tabela 9 (dla zmiennej EV_MS). We wszystkich modelach regresji oszacowane błędy standardowe są 18

19 odporne na heteroskedastyczność 3. Tabela 8 zawiera modele regresji, w których zmienną objaśnianą jest wartość nadwyżkowa, wyznaczana w oparciu o wskaźniki q-tobina (EV_Q). Aby sztucznie nie zawyżać 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 wyznaczonej w oparciu o mnożniki sprzedaży (EV_MS) ujęte są w tabeli 9, w której, z tych samych względów, zmienne kontrolne bazują z kolei na wielkości aktywów, gdyż przychody ze sprzedaży wpływają na wielkość zmiennej objaśnianej. W obydwu tabelach przedstawiono pięć modeli regresji. Dwa pierwsze różnią się między sobą jedynie sposobem pomiaru dywersyfikacji. W modelu (1) zastosowano zmienną dualną (DIV_0/1), przyjmującą wartość 1, gdy spółka w danym roku wykazuje min. dwa segmenty różniące się 2- cyfrowym kodem SIC, oraz wartość 0 w przeciwnym wypadku. W modelu (2) zastąpioną ją zmienną ciągłą, bazującą na indeksie Hirschmana Herfindahla (DIV_HHI). Indeks ten wyznaczony został dla każdej spółki w poszczególnych latach analizowanego okresu na podstawie udziałów przychodów ze sprzedaży generowanych przez poszczególne segmenty danej spółki (różniące się 2-cyfrowym 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. 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 w oparciu obydwa wskaźniki: q-tobina i mnożnik sprzedaży. 3 Zastosowana została metoda Arellano (2003) dla danych panelowych. 19

20 Parametry dla zmiennych dualnych charakteryzujących dywersyfikację są statystycznie istotne i wynoszą odpowiednio: 0,239 dla wartości nadwyżkowej wyznaczonej na bazie wskaźników q-tobina (tabela 8) oraz 0,217 dla wartości szacowanej w oparciu o mnożniki sprzedaży (tabela 9). Obydwa rezultaty wskazują na ponad dwudziestoprocentową premię w wycenie spółek zdywersyfikowanych względem spółek jednosegmentowych, po uwzględnieniu zmiennych kontrolnych. Szczegółowa analiza wyników analizy regresji zawartych w tabeli 8 wskazuje również, że zmiana sposobu pomiaru dywersyfikacji ze zmiennej dualnej na ciągłą (indeks HHI) zasadniczo nie zmienia wnioskowania. Parametr przy indeksie Hirschmana Herfindahla jest ujemny, co wskazuje na negatywną zależność pomiędzy stopniem koncentracji działalności a wartością nadwyżkową, co oznacza z kolei pozytywną zależność pomiędzy tą wartością a stopniem dywersyfikacji. Spośród trzech zmiennych kontrolnych jedynie w przypadku rentowności operacyjnej (EBIT/S) można zaobserwować istotny (pozytywny) 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 uwzgledniające zmienne interakcyjne nie wskazują na to, by spółki zdywersyfikowane różniące się między sobą pod względem skali działalności różniły się jednocześnie pod względem wartości nadwyżkowej bardziej niż 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 dla spółek jednosegmentowych. Model (5) wskazuje z kolei na istotną, pozytywną zależność pomiędzy skalą nakładów inwestycyjnych spółek zdywersyfikowanych a wartością nadwyżkową. Zależność ta nie jest istotna dla spółek 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 nakłady inwestycyjne ponoszą te spółki w relacji do przychodów ze sprzedaży. 20

21 Tabela 9 zawiera wyniki regresji wartości nadwyżkowej wyznaczonej na bazie mnożników sprzedaży (EV_MS). Uwzględnia ona również efekty stałe dla okresów (lat), które zostały 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 w oparciu o wskaźniki q-tobina, jednak występuje między nimi kilka różnic. Przede wszystkim zmiana metody pomiaru stopnia dywersyfikacji na ciągły (indeks HHI) powoduje, że zmienna ta przestaje być istotna. Uzyskane wyniki świadczą zatem o tym, że o ile spółki zdywersyfikowane notowane na GPW są przeciętnie wyceniane z premią w stosunku do spółek jednosegmentowych, to jednak nie ma istotnej zależności pomiędzy wielkością tej premii a stopniem dywersyfikacji mierzonej indeksem Hirschmana Herfindahla. Inną, różnicą jest zaobserwowana istotna 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 dla ogółu spółek w przypadku wartości nadwyżkowej liczonej w oparciu o wskaźniki q-tobina 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 istotnie niższymi poziomami wartości nadwyżkowych, liczonych na bazie mnożników sprzedaży, podczas gdy spółki jednosegmentowe charakteryzuje zależność odwrotna. Opisane modele regresji poddane zostały testom diagnostycznym (m.in. testowi Breuscha Pagana oraz Hausmana), które wskazały na zasadność uzupełnienia modeli o efekty indywidualne (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 21

22 z analizy danych panelowych z efektami stałymi dla analizowanej grupy spółek. Wykazany brak istotności zmiennej odnoszącej się do stopnia dywersyfikacji wynika prawdopodobnie z faktu, że spółki bardzo rzadko zmieniają przynależność do dwóch konfrontowanych w niniejszym artykule grup: spółek zdywersyfikowanych oraz jednosegmentowych. Wśród analizowanych przeze mnie 235 spółek jedynie 14 zmieniło status spółki ze zdywersyfikowanej na jednosegmentową lub odwrotnie w latach 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 działalność prowadziły te zdywersyfikowane spółki). Jedynie dla 157 spółek możliwe było wyznaczenie wartości nadwyżkowych (tej informacji zabrakło w pierwotnej wersji artykułu zostało to uzupełnione). Spośród tej grupy spółek tylko osiem zmieniło w analizowanym okresie status pod względem dywersyfikacji, jednak tylko dla dwóch spośród tych ośmiu spółek możliwe było śledzenie zmian wartości nadwyżkowej, która wyznaczona była zarówno w roku dokonania zmiany, jak również w roku bezpośrednio go poprzedzającym. Obie spółki stały się spółkami jednosegmentowymi, po wcześniejszym okresie raportowania dwóch segmentów działalności, z tym, że zmianie tej w przypadku jednej spółki towarzyszył wzrost wartości nadwyżkowej, a w przypadku drugiej spadek. W przypadku modeli regresji z losowymi efektami indywidualnymi wnioski są niejednoznaczne. Jedynie w części z nich (m.in. z uwzględnieniem opóźnionej zmiennej dualnej dla dywersyfikacji) dywersyfikacja okazuje się istotnie pozytywnie wpływać na wartość nadwyżkową (EV). Na zakończenie warto przytoczyć wyniki analizy regresji, przeprowadzonej odrębnie dla każdego roku, która zasadniczo wykazała istotny wpływ dywersyfikacji na wartość nadwyżkową wyznaczoną na bazie wskaźnika q-tobina (wyjątek stanowił ostatni rok analizy). Współczynniki dla zmiennej dualnej dla dywersyfikacji wahały się w przedziale od 0,22 do 0,34. We wszystkich modelach zastosowane zostały odporne estymatory błędów standardowych. Należy nadmienić, że modele regresji zmiennej EV_MS jedynie w dwóch spośród pięciu lat wskazały na istotność dywersyfikacji. 22

23 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 nad spółkami notowanymi na GPW są skrajnie odmienne wskazują, że spółki takie wyceniane są na rynku z ponad dwudziestoprocentową premią w odniesieniu do spółek, które nie dywersyfikują swojej działalności. Już proste porównanie median wskaźników q-tobina oraz mnożników sprzedaży wyznaczonych odrębnie dla obydwu grup spółek dla okresu wskazuje na istniejącą premię, 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 znacznie bardziej w grupie spółek jednosegmentowych, z kolei rynkowa dekoniunktura powoduje u tych spółek znacznie gwałtowniejsze spadki wskaźników wyceny. W kolejnej fazie badań faktyczne wskaźniki q-tobina oraz mnożniki sprzedaży spółek zdywersyfikowanych skorygowane zostały o mediany branżowe wyznaczone tylko na bazie spółek jednosegmentowych. Tak wyznaczone wartości, czyli tzw. wartości nadwyżkowe, pozwalały na porównanie każdej spółki zdywersyfikowanej do portfela spółek jednosegmentowych, którego skład odzwierciedlał strukturę segmentów spółki zdywersyfikowanej. Wyniki tych badań nie pozostawiają żadnych wątpliwości: w każdym roku analizowanego okresu zaobserwowano dodatnie wartości nadwyżkowe dla spółek zdywersyfikowanych, o przeciętnej wysokości przekraczającej dwadzieścia procent, co oznacza istnienie ponad dwudziestoprocentowej premii w rynkowej wycenie spółek zdywersyfikowanych względem jednosegmentowych. Zastosowane testy parametryczne, jak i nieparametryczne, pozwalają uznać uzyskane wyniki za statystycznie istotne. 23

24 Najpełniejszy obraz zarówno skali, jak również czynników wpływających na obserwowane premie, dostarczyła jednak analiza regresji, której estymacji dokonano metodą najmniejszych kwadratów dla danych panelowych (dla próby przekrojowo-czasowej) z uwzględnieniem efektów stałych dla okresów. Potwierdziła ona występowanie ponad dwudziestoprocentowej premii w wycenie spółek zdywersyfikowanych względem spółek jednosegmentowych. Uzyskane wyniki można uznać za istotne, gdyż błędy standardowe parametrów modeli regresji wyznaczane były z użyciem metod uwzględniających heteroskedastyczność. Zastosowanie zmiennych interakcyjnych w modelach regresji pozwoliło również na zaobserwowanie dodatkowych zależności, charakterystycznych tylko dla spółek zdywersyfikowanych. Istotnie wyższe premie charakteryzowały spółki zdywersyfikowane o ponadprzeciętnej relacji nakładów inwestycyjnych do sprzedaży (czynnik ten dla spółek jednosegmentowych okazuje się nieistotny). Z kolei niższe premie w wycenie uzyskują 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 samego stopnia dywersyfikacji działalności. Przede wszystkim warto podkreślić, że udział spółek zdywersyfikowanych w analizowanym okresie systematycznie malał część spółek prowadzących działalność w ramach dwóch segmentów stosowała strategię koncentracji na podstawowej działalności. Jednakże co wydaje się szczególnie interesujące spółki, które w całym analizowanym okresie prowadziły działalność zdywersyfikowaną zwiększyły istotnie stopień tej dywersyfikacji, o czym świadczy wyraźny systematyczny spadek przeciętnego indeksu HHI wyznaczonego odrębnie dla tej grupy. Wyniki przeprowadzonych badań skłaniają do postawienia wielu dalszych pytań. Jednym z nich jest pytanie, dlaczego zdywersyfikowane spółki notowane na GPW charakteryzuje premia w rynkowej wycenie w stosunku do spółek jednosegmentowych, podczas gdy zdywersyfikowane spółki notowane 24