La relacion entre la inversion y la «Q de tobin

BANCO DE ESPAÑA
LA RELACION ENTRE LA INVERSION
Y LA «Q DE TOBIN» EN LAS EMPRESAS
INDUSTRIALES ESPAÑOLAS
César Alonso y Samuel Bentolila
SERVICIO DE ESTUDIOS
Documento de Trabajo nº 9203
BANCO DE ESPAÑA
LA RELACION ENTRE LA INVERSION
y LA «Q DE TOBIN» EN LAS EMPRESAS
INDUSTRIALES ESPAÑOLAS
César Alonso y Sarnuel Bentolila
(*)
(*) El primer autor pet1enece a la Universidad Carlos ID de Madrid y al Centro de Estudios Monetarios y
rmancieros (CEMFI) y el segundo al Servicio de Estuclios del Banco de España y al CEMFI.
Una versión revisada de este trabajo aparecerá próximamente en el libro ..:Homenaje a Gonzalo Mato»
(1992). Deseamos agradecer los comentarios de Víctor Aguirregabiria, Manuel Arellano, Olympia
Bover. José Manuel González-Páramo. Jorge Padilla y Rafael Repullo. y del gruJXl de trabajo del Servi­
cio de Estudios del Banco de España. Agradecemos también a José Pérez que nos impulsara a esrudlar
este tema y nos lo recordara periódicamente, a Luis ViUanueva su ayuda en la obtención de los datos y a
Jesús Saurina su colaboración en el cálculo de algunas series y sus comentarios. Ninguno es responsable
de los posibles errores contenidos en el texto.
SERVICIO DE ESTUDIOS
Documento de Trabajo n2 9203
El Banco de España al publicar esta serie pretende facilitar la
difusión de estudios de interés que contribuyan al mejor
conocimiento de la economía española.
Los análisis, opiniones y conclusiones de estas investigaciones
representan las ideas de los autores, con las que no necesariamente
coincide el Banco de España.
ISBN: 84-7793-141-0
Depósito legal: M-4197-1992
Imprenta del Banco de España
1.
Introducción
La
inversión empresarial
en capital
f i jo
es una variable
crucial
t anto para la senda de crecimiento a largo plazo de una economía como
para la generación de los ciclos eco nómico s .
han
desarro l lado
do minante
desde
neo c l ásica
varias
el
teorías
punto
de
con acelerado r " ,
para
vista
en
Po r e l lo ,
explicarla.
empírico
la que
es
los economistas
Entre
la
la tasa de
éstas,
l l amada
la
" teo ría
inversión depende
fundamentalmente del co ste de uso del capital y de l a variación de la
producción.
Esta teo r í a ha sido ,
fundamentación
muy cuest ionada po r su falta de
sin embargo ,
microeconómi ca.
Entre
los
modelos
de
inversión
que
superan esta critica destaca el del ratio q, originalmente apuntado po r
To bin
( 1 969)
y
inter temporal
derivado
po r
fo rmalmente
en
( 1 982).
mo delo
Hayashi
Del
un
marco
de
teórico
optim ización
se
deriva
una
relación unívoca entre la tasa de inversión de l a empresa y e l co ciente
entre e l valor para la empresa de una unidad adicional de capital y su
co ste ' de
repo s i c i ón
superier a la unidad,
marginal),
definida como
de
modo
51
que
d i cho
es óptimo para la empresa invertir.
l a q marginal,
co ndiciones,
media ,
(q
el
que
es
inobservable,
co ciente entre
ratio
es
Bajo ciertas
co incide
la q
co n
la valoración de mercado del
stock de capital f í s ico y su co ste de repo s ición,
que es observable.
Esto permite la contrastación empírica del mo delo , do nde la u t i l ización
de la q media será adecuada en la medida en que no haya un ale jamiento
impo r tante de lo s supuestos de partida.
Tanto la teo r ía neo c lásica como el modelo del ratio q proceden de un
marco
general
presentes
embargo ,
y
el
construcción
incorpora
de optimización
futuros
ratio
la
q
de
futura
t iene
de
del
empresa
el
valoración
explíci tamente
rentab i l idad
la
las
las
valor
bajo
presente
atract ivo
bursát i l
de
determ inado s
del
expectativas
inversiones
de
que,
capital
de
de
los
los
al
de
incluir
la
agentes
ésta.
benef icios
supuesto s .
Lo s
en
Sin
su
empresa,
so bre
la
trabajos
econométrico s que han esti mado ecuaciones de inversión y q co n datos
-3-
macroeconómicos
mucho
éxito.
fracaso
era
(como
un
1982)
Clark.
Inicialmente
problema
se
no
pensó
intrínseco
problema de la agregación:
han
que
tenido,
la
al
razón
tipo
de
a
pesar
de
principal
datos
ello,
de
este
utilizado,
el
la teoría proporciona una relación entre dos
ratios, que difícilmente pueden agregarse lin�almente.
Este
problema,
junto al hecho de
q deberían
calcular
poder
nivel microeconómico,
de
empresas
para
Inglaterra
1990),
(Schaller,
más
variables
fácilmente,
En
Japón
(Blundell
general,
estos
(Hayashi
e
las
ecuaciones
correlacionados,
especificación.
que
lo
para
principio,
et
1991 )
al.,
trabajos
relacionan
que
parece
la
tasa
indicar
de
la
1 99 1 ,
Inoue ,
han
significativa pero con un poder explicativo pequeño,
de
necesarias
en
a
llevó a la estimación de esta relación con datos
individuales,
1989 ) ,
Kashyap,
que las
estimarse
Hoshi
y
Y Estados Unidos
hallado
q
que
es
y que los residuos
inversión
presencia
con
de
q
están
problemas
de
En algún caso se encuentra que dicha correlación podría
ser compatible con el modelo de la q
(Blundell et al .
199 1 ) Y también
.
que parte de ella parece deberse efectivamente a problemas derivados de
la
agregación
de
empresas
A pesar de todo,
empíricos
del
muy
heterogéneos
subsiste un problema fundamental en los resultados
modelo:
variables
cuya
información
en q -fundamentalmente el nivel
incorporada
financieras-
tienen
poder
conjuntamente con ésta.
hacia
la
1990 ) ,
Georgoutsos,
1
explicativo
de
ya
debería
producción
independiente
al
estar
y
variables
ser
incluidas
Estos resultados ha orientado la literatura más
idea
Fazzari et
ejemplo,
comportamientos
1990),
(Schaller,
reciente
con
al.,
de
que
las
restricciones
de
liquidez
(por
1988) Y el poder de mercado (Schiantarelli y
son determinantes fundamentales de las decisiones
de inversión de las empresas
En
con
q
este
españolas
1
Los
trabajo
como
estimamos
regresor
industriales
efectos
del
artículo original
ecuaciones
principal,
y
poder
para
privadas,
de
de Hayashi
que
mercado
( 1 982 ) ,
mayoría de los trabajos empíricos.
-
4-
de
inversión
en
una
muestra
de
cotizan
se
pero
tenían
no se
en
en
han
Bolsa
capital
68
y
cuenta
fijo
empresas
que
ya
están
en
considerado en
el
la
recogidas en la Central de Balances del Banco de España (CeBE) durante
el
periodo
1983-87.
El
aspecto
ya
mencionado
de
incorporar
la
valoración bursát i l es muy pos! tivo para países con mercados de renta
variable bien desarrollados, pero puede no serlo en una economía con un
mercado
bursA til
ecuaciones
( 1 985 ) ,
tan
poco
desarro l l ado
como
el
espa� o l .
Con
esta
l o sorprendente es la e l evada significación de q en las.,
perspectiva,
de
inversión
Espitia
et
est imadas
( 1 988)
al.
y
con
datos
Giner
españoles
( 1 991 ) .
As í ,
por
Esp i t i a
nuestro
primer
objetivo es intentar replicar tales resultados.
El
segundo
objetivo
es
contrastar
la
relevancia
de
la
financiera de la empresa para sus decis iones de inversión,
s i tuación
tema en e l
que fue fundamental la aportación d e Gonzalo Mato. S i bien e n España se
han
estimado
neoclásico
con
con
éxito
ecuaciones
acelerador
(por
de
inversión
ejemplo,
Andrés
agregadas
et
al. ,
de
tipo
1989 ) ,
el
artículo p i onero d e Gonzal o Mato reveló que s i además de las variable s
tradicionales de d i cho mode l o , se incorporaban variables que reflejasen
las
restricciones
f inanc ieras
soportadas
poseían poder exp l icativo adicional
por
las
empresas,
éstas
( véase también Hernando y Va llés,
1991 ) . Por e l l o , en este trabajo pretendemos confirmar l a relevancia de
las restricciones financieras con un modelo distinto al neoc lásico.
el
del ratio q.
El trabajo está estructurado de la siguiente forma. En la Sección 2
se presenta un modelo senc i l l o de
la q de Tobin.
En la Sección 3 se
comentan las caracter ísticas de la muestra y el método seguido en e l
cálculo de
la
inversión,
el
stock de
capital
y
el
ratio q .
En
la
Sección 4 se presentan los resultados de la estimación de una ecuación
que
relaciona
la
inversión
en
capital
fijo
con
el
rat i o
q.
Tras
verificar que q aparece como un regresor significativo,
se añade una
medida de la autofinanciación (cash-flow) de la empresa,
comprobándose
que esta variable expl ica un porcentaje de la variación de la tasa de
inversión mucho
significativo.
mayor
que
el
ratio
q,
si
bien
éste
sigue
si endo
También se encuentra que la incorporación como regresar
de las ventas de la empresa no proporciona poder explicativo adicional
al de q y la autofinanciación.
La Sección 5 contiene
-5-
la d i scusión de
los
resultados
variables
y
nuestras
necesarias
es
conc lusiones.
espec ialmente
La
construcc ión
difícil
en
el
de
tema
las
de
la
inversión en capital físico y la q de Tobin,
pero puede ser crucial
para
dedicamos
los
resul tados
empíricos.
Por
ello.
un
apéndice
inusualmente extenso a d i scut i r este aspec to.
2 . Teoria
El
modelo
de
la
q
de
Tobin
es
bien
conoc ido,
continuación se presenta de forma muy breve,
por
lo
que
a
siguiendo la formulación
de Hayashi e Inoue ( 1 987 ) .
Sea una empresa que opera en un medio de competenc ia perfecta y
>
maximiza e l valor actua l esperado de sus flujos de caja presentes y
futuros,
descontados por un factor p (O<p<l ),
Su func ión objetivo es,
por tanto:
sujeto a: K + = ( 1 -6 )
t s
(K + t + I + )
t s
t s-
(s
0, 1 , 2, . . . )
donde F ( . ) es la func ión de producción, que depende sólo del capital a l
inicio d e l periodo,
K.
porque l o s factores d e producc ión variables ya
2
La func ión
han sido sustituidos a través de una maximizaclón previa.
Ce.) representa los costes de ajuste asociados a la inversión bruta.
(que suponemos se realiza al
inicio del periodo ) .
bien que produce la empresa.
Pk e l precio del capi tal .
1
P es e l precio del
6
la tasa de
deprec iación del capital y E ( . ) e l operador de esperanza matemát ica. La
restricción recoge la senda dinámica del stock de capital.
Empleando el principio del máximo.
la func ión de valor asociada al
problema de maximización de la empresa es:
2
Por senc i l lez, e l modelo se desarro l l a con un único bien de capi tal .
En la parte empírica dist inguimos entre cuatro tipos de b ienes de capital.
-6-
(1)
D iferenciando (1) y manteniendo K
t
constante se obtiene:
( 2)
Suponiendo
la
homogeneidad
producc ión (es dec i r ,
de
grado
uno
de
las
func iones
de
rendimientos constantes a escala) y de costes de
ajuste puede demostrarse (Hayash i .
1982) que la "q marginal" es igual a
la " q media" :
( 3)
lo que sustituido en (2) da lugar a :
(4)
Esta
ecuac i6n proporciona
inversión,
estimación
l/K,
y Q.
empírica
una
relación
unívoca
entre
la
tasa
de
La q marginal no es observabl e , por lo que en la
se
emplea
la
q
media.
En
la
espec ificación
econométrica es habl tual postular una func ión cuadrática de costes de
ajuste del tipo:
(5)
donde u
es una perturbación (shock) en los costes de ajuste. Un valor
t
positivo de u implica, ceteris paribus, unos menores costes de ajuste.
Existe además una inversión de equil ibrio, « + u, para la que los costes
de ajuste son nulos. Derivando ( 5 ) y susti tuyendo en ( 4 ) se obtiene:
(6)
-
7-
que puede est imarse d i rectamente.
Además,
diferenc iando
(1)
puede demostrarse que
la
variable
q
es
igual al valor presente de la diferencia entre el producto marginal del
capital y el coste de ajuste margina l .
Las
expresiones
(3)
y
(4)
deben
ser reformuladas
para
tener
cuenta la existenc ia de los impuestos que gravan a la empresa.
en
De las
consideraciones fiscales resulta que:
a ) El prec i o del bien produc ido por la empresa ha de mul t i p l icarse
por
(l-T ),
donde
T
es
el
tipo
impositivo
sobre
los
beneficios
empresariales.
b ) El precio de los b ienes de capital comprados por la empresa ha de
multipl icarse por (l-h-Tz ), donde h es e l porcentaje deduc i b l e sobre la
base
imponible
y
z
es
el
valor
presente
de
las
deducc iones
por
amortización en l a cuota impositiva por peseta invertida.
el A la valoración de mercado de los activos de la empresa hay que
detraer l e e l valor presente de
las deducciones
fiscales futuras por
amortización de los b ienes invertidos en e l pasado y aún no amorti zados
totalmente,
TA,
que
es
irrelevant.e
a
los
efectos
de ·la
inversión
marginal.
Así,
( 3 ) y (4) convenientemente modificadas dan lugar a:
(7)
l o que sustituido en ( 2 ) da lugar a:
(8)
A par t i r de aqu í , e l procedimiento habitual es est imar la regresión
de
la tasa de
para
denotar
invers ión,
las
empresas
I/K,
sobre Q.
0=1 ,
.
.
. , N)
Introduciendo el
Y definiendo
sub índice
i
la
ecuac ión ( 6 ) puede reescribirse como:
(9)
- 8-
donde 71 recoge el componente de los costes de ajuste específico de la
empresa,
invariante en el
perturbación
en
los
el componente residual de la
y v
it
ajuste.
t iempo,
costes
de
3 . La muestra y la construcción de q
Con tamos con una mues tra de 82 empresas privadas
industriales que
coti zaron en Bolsa entre los años 1983 y 1987 Y contestaron todos los
años a la encuesta de la Central de Balances. 3,4
El
principal
asociar
a
las
problema
que
magn itudes
se plantea en
económicas
su
la
de Q es
construcción
correspondiente
concepto
contable y, en especial, estimar el valor de mercado de los componentes
de Q a partir de los valores contables.
están descritos en el Apéndice 1;
Los detalles de este proceso
aquí queremos simplemente destacar
algunos aspectos relevantes . S
Dado que
el
denominador de q en
la
ecuación
(7)
es el
reposición del capital f i j o amorti zable exclusivamen t e ,
del numerador debe recoger el pasivo de la empresa,
mercado del capital f i j o no amortizable,
existencias.
Por otra parte,
es decir,
para calcular
el
coste de
la variable V
neto del valor de
los terrenos y las
valor presente de las
deducciones futuras por depreciación hemos empleado un tipo de interés
propio de cada empresa e igual al coste de sus recursos ajenos.
Con
respecto al denominador,
el
cuatro tipos de bienes (edificios,
capi tal
f i j o viene desglosado
maquinaria,
en
e l ementos de transporte
3
Excluimos las empresas no indus triales y las púb l i cas por considerar
que sus decisiones de inversión en capital f i j o difieren de las propias
de las empresas industriales, y se ajustan menos a las características
de los modelos hab ituales.
4 Los cálculos para casar
el valor en Bolsa de cada empresa con sus
datos contables se reali zaron en el seno de la CBBE, para salvaguardar
la confidencial idad.
S Una excelente d i scusión de los problemas que implica la construcción
de q con datos contables puede hallarse en Hoshi y Kashyap ( 1 989 ) .
-9-
e " instalaciones complejas especializadas " ) ,
calculándose el
valor de
mercado de cada uno con tasas de depreciación econ6mica (no contable) y
series de precios propios.
Los
criterios
arbitrarios
y
seguidos
están
en
sujetos
estos
a
cálculos
discusión.
De
son
inevitablemente
hecho,
para
algunas
empresas . s e obtienen valores estimados de los componentes de Q y del
stock de capital que pueden considerarse atípicos.
cuestionar
optando
la
por
validez
real izar
68
de
la
mayor
submuestra
de
adecuados .
Adicionalmente ,
diferencias
en
d ichos
empresas,
los
parte
en
y
criterios
las
con
resultados,
del
que
el
E l l o nos
algunas
análisis
éstos
fin
hemos
para
de
repetido
l l evó a
empresas ,
empírico
son
a
comprobar
el
con
nuestro
una
juicio
si
existen
análisis
para
la
muestra total de 82 empresas .
Los estadísti cos descr iptivos de las estimaciones de q se muestran
en el
obtenido
para
Pensamos que
1982,
1.
Cuadro
afio
Lo primero que
1983,
l lama
especialmente
la atenci6n es
sI
se
compara
el
con
inmediatamente
de
activos )
anterior
de
1983,
a
la
valor
de
1984.
el
la razón estriba en una infravaloraci6n del
(revaluación
alto
capi tal
regular ización
si
bien éste último
6
parece mostrar una cierta infravaloraci6n del capital.
en
contab le
afio
también
A partir de 1984 la media no ponderada de q aumenta monot6nicamente,
así como su desviaci6n típica, esta última en mayor proporci6n.
además
una
ponderadas,
importante
diferencia
entre
las
medias
ponderadas
Existe
y
no
debida a que algunas empresas relativamente grandes t i enen
una valoraci6n de mercado relativamente baja.
Para la mayor ía de las empresas q supera el valor unitar i o en 1986,
s i bien se dan valores muy alejados de éste tanto al alza como a la
baja.
dos
El cuadro tamb ién revela que l a principal d i ferencia entre
muestras
está
en
que
los
valores
máximos
y
mínimos
son
las
menos
extremos en la más pequefia.
6
Dado que nuestra estimación econométr i ca abarca el periodo 1985-87,
el primer aspecto s6lo incide en el conjunto de instrumentos empleado,
mientras que el segundo t i ene un efecto adicional cuando se incluye Q
desfasada como regresor.
-10-
El
Cuadro
1
también contiene
los
momentos
de otras variables.
tasa de inversión presenta una senda decreciente.
evolución de q.
Como pone de relieve e l cuadro.
forma de calcular
valor
contab l e )
d i spar
el
s tock de capital ,
pues
anticipa
las
dificul tades
que
poco acorde con la
esto no se debe a la
la
también es decreciente en e l
inversión bruta
tiempo.
podemos
encontrar
al
Por el contrario,
(no
de
de
autofinanciación
moderadamenf e crecientes a partir de
y
1985.
ventas
(en
Esta evolución
explicar la tasa de inversión mediante q.
ponderadas)
La
intentar
las tasas
muestran
sendas
Todas estas variables
se
representan, para ambas submuestras, en los Gráficos 1 a 6.
4. Resultados de la.estimación
Conviene resaltar que e l objetivo de la estimación empírica está más
cercano a la contrastación de una condición de primer orden, en la que
estudiamos s i Q es un regresor significativo para explicar la inversión
y
si
lo
son
también otras
incorporada en Q ,
inversión.
variables
cuya información debería
estar
que a la estimación de una ecuación estructural de
También
nos
parece
válida,
de
todas
interpretación al ternativa de este t ipo de ejercicios
formas,
la
propuesta por
Abel y B1anchard ( 1986 ) . como una forma de describir las correlaciones
presentes en los datos entre variables de interés.
Para estimar la relación entre inversión y Q u t i l izamos un panel de
empresas.
que perm i te explotar tanto la variación temporal como
7
transversal.
A pesar de d i sponer de cinco cortes transversales,
la
la
construcción de las variables y el empleo de desfases de éstas reducen
el periodo de estimación a sólo tres afios, de 1985 a 1987 .
La
variable
dependiente
es
la
tasa
de
inversión,
es
decir.
la
inversión durante e l año dividida por e l stock de capital al inicio del
mismo.
E l modelo teórico postula una relación contemporánea entre
tasa de
7
inversión y Q,
pero
la periodic idad anual de
Con el programa DPD (Arel lano y Bond,
-
11 -
1988 ) .
los
la
datos de
Cuadro 1: Estadíst icos descriQtivos
1983
1984
1985
1986
1987
0, 96
0, 93
0,40
2,40
0,24
0, 66
0, 84
0, 40
2,51
0,23
0, 74
0, 98
0,60
3,18
0, 20
0, 97
1,32
0,74
3, 38
0,25
0,89
1, 43
0, 96
4, 18
0, 32
-0, 07
0, 43
-0,17
0, 41
-0, 01
0, 60
0, 32
0, 75
0,44
0,99
Inversión bruta
l
52474
Stock de capital
Tasa de inversión:
Media ponderada
Media no ponderada
Tasa de autofinanciaci6n 2
2
Tasa de ventas
7386
89399
10579
101297
5239
107306
5033
110292
0,14
0,13
·0,08
1,38
0, 12
0, 08
0, 07
1,26
0,05
0, 10
0, 08
1,27
Año
l. Muestra de 68 emQresas:
Ratio q
Media ponderada
Media no ponderada
Desviación típica
Máximo
Mínimo
Q ( regresor )
Media no ponderada
Desviación típica
1
0,
0,
0,
1,
05
09
09
27
2. Muestra de 82 eml2resas:
Ratio q
Media ponderada
Media no ponderada
Desviación típica
Máximo
Mínimo
0, 94
0,92
0, 58
3, 90
0, 06
0, 67
0,84
0, 58
4, 00
-0, 06
0, 74
0,98
0, 81
5, 05
-0,17
0, 97
1,39
1, 24
7, 96
-0, 50
0, 90
1,53
1,36
7, 76
0,02
Q (regresar )
Media no ponderada
Desviación típica
-0,07
0, 66
-0, 16
0, 64
-0, 01
0, 82
0,40
1, 30
0, 56
1, 45
6353
77045
8997
87052
4529
92099
4507
94723
0,14
0, 14
0, 08
1, 41
0,12
0,08
0,07
1, 29
0,05
0, 10
0, 08
1, 30
0, 05
0, 10
0,09
1, 33
l
Inversión bruta
l
46109
Stock de capital
Tasa de inversión:
Media ponderada
Media no ponderada
2
Tasa de autofi� anciaclón
Tasa de ventas
En m i l l ones de pesetas corrientes.
2 Medias no ponderadas.
-12-
inversión impide tal especificación empírica.
Por e l l o ,
empleamos como
regresar e l valor de Q al final del año anterior (es decir,
al inicio
del periodo actual, a l a que denominaremos "Q contemporánea" ) , a fin de
reducir
los
prob�emas
de
simul taneidad
que
generar ía
el
empleo
del
criterios
de
valor de Q al final del periodo.
No
obstante,
la
relativa
arbitrariedad
de
los
valoración seguidos en e l cálculo de Q sugiere la presencia de errores
de
medida,
por
est imaciones.
lo
La
que
hemos
estimación
instrumentado
por
la
variables
variable
Q
en
instrumentales
realiza por e l método general i zado de momentos,
el
cual
las
(VI )
se
explota
las
restricciones de ortogonalidad entre las variables y el shock aleatorio
y emplea como instrumentos los desfases de Q (Arel lano y Bond,
La
posible
empresa
se
contrasta
sectoriales.
fln
de
existencia
8
En
inversión
y
costes
parcialmente
de
ajuste
incluyendo
específicos
variables
1991).
de
cada
cuali tativas
También se inc luyen variables cua l i tativas tempora les,
captar
empresas.
de
fenómenos
la
mayoría
en
de
niveles,
los
casos
que
afecten
est imamos
es
la
relación
en
las
entre
No
algunas
correcto
todas
correlación entre Q y posibles efectos individuales no observables.
igualmente
sólo
a
de
presentamos
lo
que
ausencia
obstante,
Q
macroeconómicos
a
estimaciones
en
primeras
diferencias, que no estarían sujetas a este problema.
4.1. Especificación básica
La
columna
[1]
del
cuadrados ordinarios
Cuadro
(MeO),
2
muestra
la
estimación
donde Q es significativa.
estimado apenas varía al instrumentar Q
por
El
(en l a columna
contamos
inversión,
con
una
medición
de
Q
auténti camente
coeficiente
[2]),
sugiere que los errores de medida no son muy importantes.
lo que
Dado que no
contemporánea
probamos también con Q al final del año
mínimos
de
la
( " Q adelantada " ) ,
que debería incorporar camb ios en otras variables relevantes durante e l
año,
8
además de ser c laramente endógena.
La columna
(3)
Véase la definición de los sectores en el Apéndice 1.
-13-
revela" que el
Cuadro 2: Estimación de la relación entre inversión y: Q
(especificación básica)
Variable dependiente:
Q
Tasa de inversión.
[ 1]
[2]
0,039
0,040
-0,021
(3,77)
(3,29)
(O,3S)
[3]
[4]
[S]
0,040
Q+ 1
(3,87)
Q1
m
m
I
2
0,066
0,043
0,12)
(3,SO)
1,06
1,03
1,28
1,46
1,36
O,9S
1,11
O,S7
1. 64
l,SO
9,12
9,16
9,20
9,17
9,03
W(SG)
40,91
36,97
39,S8
39,07
39,71
W(DS)
22,78
25,51
22,47
28,02
29,17
7,86
8,3S
6,40
6,60
�
es
Nota:
Véanse las "Notas a los cuadros 2 a 7".
2
2
W(SG): � (8)=lS,S. En la columna [4]: � (9)=16,9.
W(DS): l (7)=14,1.
2
2
es: � (S)=11,1. En la columna [4], � (4)=9,49.
-14-
Notas ª los cuadros � ª Z:
1.
Todas las regresiones contienen variables cua l 1 tativas temporales,
salvo aqué llas en primeras diferencias.
2. Bajo los coeficientes est imados aparecen los estadísticos t .
3.
Los W ( . ) son contrastes distribuidos como una X2 con los grados de
l ibertad y valores críticos al 95Y. de confianza que aparecen a su lado:
II(SG)
significación global
11(05)
significación de las variables cua l i tativas sectoriales.
4.
de
la
regresión.
es es e l contraste de Sargan de las restricc i ones de sobreidentlfi­
cación.
5. m
y m
son los estadísticos de correlación de primer y segundo
l
2
orden de los residuos; U' es e l error estándar de la regresión, en
porcentaje.
6.
Instrumentos
constante,
desfasada.
también
empleados
variables
En
AF/K
todas
en
todas
cual i tativas
las
desfasada
la
regresiones
sectoriales
regresiones
(en
las
menos
columna
las
[6]
y
en
nive les:
y
temporales,
del
Cuadro
del
Cuadro
1
se
Q
usa
CF/K
3,
desfasada ) . En l a columna [5] del Cuadro 3 se usa además Y/K desfasada.
En
las
regresiones en diferencias
se usan sólo una constante
desfases de los regresores.
-
15 -
y
los
coeficiente es práct icamente idént ico al anterior.
Cabe
destacar
significación
la
cualitativas sectoriales,
que
heterogeneidad
de
sectorial
implica,
los
conjunta
las
de
variables
en e l contexto del model o ,
costes
de
ajuste,
y
cuya
la
omisión
causaría una estimación inconsistente del coeficiente de Q.
Un primer contraste del modelo consiste en introduci r un desfase de
Q como regresar, el cual no debería ayudar a explicar la inversión una
en presencia de Q contemporánea.
El efect o , mostrado en la columna (41.
es que ninguna de e l las es significativa.
Esto probablemente se deba a
un
pues
problema
de
mu1t icol inealidad,
autocorre1aclón de primer orden de Q es
el
igual
de
coeficiente
a 0,86.
En todo caso,
cuando Q desfasada se incluye sola ( c olumna [51), su coeficiente es muy
similar a los estimados anteriormente.
La obtención de un coefi c i ente
significativo para Q desfasada es un resultado empírico habitua l ,
9
inconsistente con la. teoría.
pero
Un segundo contraste del modelo consiste en incluir en la regresión
otras variables además de Q.
Elegimos una variable que pretende medir
las restricciones de l iquidez a que puede estar sometida la empresa, e l
nivel de cash;,,"f 10\0' o autofinanc iación
por el stock de capital
variable
se
basa
en
(al
que,
(AF)
d e la empresa,
inicio del periodo ) .
por
diversas
reescalado
La elección de esta
razones
(por
ejemplo,
la
asimetría en la información disponible para los gerentes de la empresa
y para
los potenciales acreedores de
financiación or iginan costes distintos,
la de menor coste y, por tanto,
significativa,
mientras
diversas fuentes de
s iendo la financiación propia
la preferida por las empresas. Como se
aprecia en la columna [11 del Cuadro 3,
muy
la misma ) ,
que
se
la tasa de autofinanciación es
reducen
el
coef iciente
y
la
significación de Q.
El
últ imo
resultado
podría
deberse
autofinanc iación contemporánea capte cambios
re levantes
que
la
Q de
inicio
de
periodo
9
simplemente
a
que
la
inesperados en variables
no
puede
incorporar.
La
Fischer (1983) just i f i ca la presencia de Q desfasada en un modelo con
costes de ajuste que dependen de la inversión corriente y la desfasada.
-
16 -
Cuadro � Contrastes del modelo de la Q (especificación bási ca)
Variable dependiente:
[11
Q
{21
Tasa de inversión.
{41
{31
{51
(61
0,021
0,028
0,035
0,025
0,85)
(2,43)
(3,19)
(2,07)
0,021
(2,58)
0,023
Q .
-1
(AF/K)
(2,29)
0,350
(2,89)
0,322
0,425
0,363
(2,57)
(3,85)
(2,73)
0,201
(2,50)
0,200
(2,84)
-0,001
(Y/K)
(0,24)
0,36
0,40
0,48
0,29
0,81
0,44
0,52
0,85
0,27
0,54
0,81
0,89
8,91
9,02
8,93
8,81
9,19
9,02
I/(SG)
49,73
47,63
50,76
50,71
55,29
50,92
1/(05)
24,96
26,68
23,68
25,15
22,18
28,.38
15,83
15,86
12,97
15,38
20,89
15,37
es
Nota: Véanse las "Notas a los cuadros 2 a 7" .
2
2
I/(SG), � (9)=16,9. En la co lumna (51, � (10)a18,3.
2
1/(05), � (7)=14,l.
2
2
es, � (10)=18,3. En la columna {51, � (lS)=2S.
AF/K es
la
tasa
de
autofinanc iación,
CF/K
la
tasa
de
capacidad
autofinanciación e Y/K las ventas divididas por el stock de capital.
-17 -
de
significación
en la columna (2],
10
Tal resul tado se
confirma, sin embargo, el incumplimiento del mode l o .
verifica
de
la
autofinanc iación
adelantada como
11
[3]), pues ambas variables son significativas.
En
igualmente
la
búsqueda
columna
de
únicamente
al
(4]
incluir
desfasada,
Q
presentamos
espec ificación que
minimizar
el
la
ignora
error
regresor
est imac ión
obtenida
el
teórico
estándar
modelo
de
la
(co lumna
tras
y
una
persigue
regresión.
En
ella
aparecen la Q desfasada y la autofinanciación corriente como variables
más significativas,
responde
retrasos
a
la
en
lo que podría deberse a que,
valoración
la
de
puesta
mercado
en
marcha
del
de
s i bien la inversión
capital,
la
existen
grandes
si endo
inversión,
la
disponibil idad de fondos propios e l determinante de la posibil idad de
realizar aqué l la.
variable
Si las empresas saben que existen tales retrasos,
relevante
para
la
inversión
es
la
expec tativa
de
la
la
Q
corriente y no la Q desfasada, de forma que esta ú l t ima sólo aparecería
12
como predictor de aqué l l a .
Una razón distinta para e l incump l imiento d e l modelo podría ser que
las
empresas
operasen
en
un
medio
de
competenci a
imperfecta.
Schiantar e l l i y Georgoutsos (1990) formulan y est iman un modelo de Q
bajo competenc i a monopo lística.
En é l aparecen como regresores,
de Q contemporánea y adelantada,
la inversión adelantada,
además
el nivel de
deuda de la empresa y las ventas (producción ) . Dado el reduc ido volumen
de datos con que contamos,
no intentamos contrastar la validez de un
modelo de estas características.
Alternat ivamente ,
regresor las ventas de la empresa,
del
p'eriodo,
model o .
El
de
nuevo
resultado,
como
rescaladas por el capital al inicio
un contraste
mostrado
en
hemos incluido como
de
la columna
10
la
(5]
especificación
del
Cuadro
3,
del
es
En l a regresión que incluye tanto la autofinanciación contemporánea
como la desfasada, la segunda no es significativa.
11
la segunda no es
Al incluir Q adelantada y Q contemporánea,
únicamente,
la
con
Q
adelantada
incluimos,
significativa.
Si
la segunda no es
autofinanc iación contemporánea y la desfasada,
significativa.
12
Abel y Blanchard (1986) recalcan esta idea, pero no presentan un
modelo que incorpore estos e lementos.
-18-
sorprendente .
Una vez se
ha
incluido la
autofinanc iación,
exp l i cativo adicional de las ventas es nulo.
el
poder
Este resultado se repite
en todas las especificaciones econométri cas a l ternativas. por lo qu� en
adelante no presentamos ninguna est imación que incluya las ventas como
regresor.
Es posible que
importante,
l a variable de ventas contenga un error de
debido
a
las
distorsiones
contables
producidas
medida
por
la
introducción del impuesto sobre el valor añadido (véase e l Apéndice 1 ) .
No
obstante.
incluye
Q
resultado
dado
pero
que
no se
las
ventas
incluye
la
sí
son
autofinanciación
puede . interpretarse
anterior
significativas
como
como
cuando
se
regreso r ,
el
evidencia
de
que
la
autofinanciación capta adecuadamente las res tricciones de l iquidez que
pueda sufrir la empresa,
de forma que una vez incluida,
las ventas no
proporcionan información adicional.
Las
est imaciones
inconsistentes
correlacionados
en
en
niveles
presencia
con Q .
presentadas
efectos
de
Para evaluar
la
hasta
fijos
importancia de
estimamos también en pr imeras diferencias ,
ahora
serían
inobservables
este
problema
transformac ión que e l imina
el posible sesgo producido por d i chos efectos siempre que éstos sean
invariantes
en
d i ferencias
el
genera
tiempo.
una
La
transformación
estructura
de
media
del
mode l o
móv i l
a
en
suponiendo que éste no está autocorre lacionado en niveles.
la utilización de variables
cons istente.
primeras
el
ruido,
E l l o exige
instrumentales para obtener un est imador
Dada la poca variabil idad de los coeficientes est imados
con respecto a la fecha de Q
( desfasada,
contemporánea o adelantada) ,
est imamos en diferencias con Q adelantada,
l o que nos permite emplear
tres cortes transversales.
La
columna
[ 1]
del
Cuadro
4
contiene
la
est imación en primeras
diferencias. Los coefic ientes son similares -aunque algo mayores- a los
obtenidos en niveles,
s i bien las variables no son significativas.
est imación se realiza con una constante ,
que es s i gnificativa,
imp l ica l a existencia de una tendenc ia en niveles.
Por otra parte,
test de Sargan rechaza l a validez de los instrumentos.
presenta
los
resul tados
empleando
como
-19-':
instrumentos
La columna
las
La
lo que
el
[2]
var iables
Cuadro � Estimación � primeras d i ferencias (especificación básica )
Variable dependiente: Primeras d i ferencias de la tasa de inversión.
[ 1]
�Q +
1
li ( AF/K )
[ 2]
[ 3]
0 , 037
0 , 038
0 , 080
0 , 41 )
0 , 75 )
( 2 , 23)
0 , 372
0 , 29 1
0 , 49 )
(2, 13)
� ( CF/K )
0 , 509
(2,08)
m
I
m
2
-3,42
-3, 41
-2, 93
- 1 , 27
-1 , 29
1 , 25
"
8 , 82
8,81
9 , 05
\/(SG)
3 , 49
7,91
7 , 34
20 , 78
22 , 2 1
16 , 18
es
Nota: Véanse las "Notas a los cuadros 2 a 7".
2
\/(SG), X ( 2 ) = 5 , 99 .
2
2
CS: Co lumna [ 1 ] , x (10 ) = 1 8 , 3 , Co lumnas [2] y (3) , X ( 1 6 ) =26 , 3 .
-20-
desfasadas un sólo periodo, que en principio no es un conjunto válido.
Curiosamente,
ahora
el
estadístico
no
pechaza
el
conjunto
de
instrumentos y las variables pasan a ser s ignificativas. Los parámetros
estimados
son
muy
parecidos,
especialmente
el
de
Q.
La
escasa
s ignificación global de la regresión imp l ica, en todo caso, que hay que
tomar con ciertas reservas esta estimación.
Si el modelo de la Q es correcto, su coeficiente en las estimaciones
en niveles y en primeras diferencias ha de ser idént ico, s i empre que Q
esté
medida
sin
correlacionados
est imadores
individuales
error
con
y
Q.
diferirán,
del
errores de medida
no
Si
pues
término
existan
no
se
sólo
de
efectos
da
la
el
error.
específicos
segunda
segundo
Por
otra
de
empresa
condición,
e l iminará
los
parte,
Q
si
(y estos no están correlacionados ) ,
ambos
efectos
incorpora
el est imador en
13
diferencias estará más prÓXimo a cero que el est imador en ni veles.
Est imadores
der ivados
de
diferentes
inducen diferentes sesgos,
Hausman
transformaciones
de
los
datos
lo que permite -como demuestran Gr i l i ches y
( 1986 ) - recuperar e l valor central" del
parámetro de
interés.
Sin embargo, dado que sólo disponemos de tres cortes transversales para
un reducido número de empresas,
no podemos adop tar
l a estrategia de
estimar utilizando la transformación en diferencias de orden mayor que
uno.
Ello
l imita
nuestro
análisis
de
los
posibles
sesgos
a
los
estimadores en niveles y primeras d i ferencias.
El coeficiente de Q en la regres ión en diferencias es mayor que en
14
a l contrario de lo que cabría esperar si la variable Q
niveles,
estuviese
medida
con error.
Ello
confirma
lo
indicado
reducida d i ferencia entre los est imadores por MeO y VI,
indicio
favorable
a
la
empresa no observables.
existencia
En tal caso,
de
el
efectos
f i j os
acerca
de
la
Y supone una
espec íficos
de
menor valor del estimador en
niveles sugiere una correlación negativa entre e l efecto
individua l ,
13
L a razón es que e l sesgo ocasionado por e l error d e medida depende
del cociente entre las varianzas de d i cho error y del regresar, y en e l
caso del estimador en diferencias este cociente aumenta.
14 Hoshi y Kashyap (1989) obtienen e l mismo resultado en su estimación
con datos de Japón.
-21-
'l ' Y la variable Q · La razón es la siguiente: a l aumentar Q
la
i
it
it
inversión debe incrementarse; pero si 'l es menor -es decir, los costes
i
de ajuste son mayores-. la respuesta a los aume� tos de Q
será menor
it
o , lo que es l o mismo, el � est imado será menor.
4. 2 . Análisis de sensibil idad
En este epígrafe presentamos brevemente
los resul tados de diversas
variantes orientadas a comproba r la sens ibil idad de las est imaciones de
la
especificación básica.
autof inanciación,
la
variable de
del stock de capital y de la propia Q ,
modificando
la
medición de
a s í como e l
tamaño d e l a muestra.
En
primer
lugar
modificamos
restricciones de l iquidez.
la
definición
de
La variable a l terna t iva.
" capacidad d e autofinanciación"
(CF).
s e construye
la
variable
de
15
que denominamos
sustrayendo de
la
autofinanciación los impuestos sobre beneficios y los dividendos. Estas
son dos aplicaciones de los fondos generados por la empresa , por l o que
no pueden dedicarse a financiar inversiones. Sin emba rgo. puede también
argumentarse
que
la
empresa
t iene
formas
de
afectar
tanto
a
su
desembolso f i scal (a través, por ejemp l o , de las amortizaciones y otras
deducciones) como a su pago de div idendos ,
más genuinamente que
CF
el
grado de
por l o que AF incorporaría
restricción
de
fondos
propios
sufrido por la empresa .
La
estimación proporciona ,
en
la
columna
[6]
resultados muy similares a los obtenidos con AF,
del
Cuadro
3,
unos
y en particular.
que
la capacidad de autofinanciación desfasada es significativa, si bien su
inclusión causa una ligera reducción del coeficiente estimado de Q y de
su significación. Por otra parte.
la est imación en diferencias (columna
[3] del Cuadro 4) arroja valores muy superiores de los coef icientes.
lo
que parece indicar que el problema de correlación de los efectos fijos
no observados con Q es más grave al emplear CF que AF.
En
15
segundo
lugar
variamos
la
medición
del
stock de
capi ta l .
En la terminología usada por la propia Centra l de Balances.
-22-
La
Cuadro � Estimación 2Qn � medida alternativa del stock de capi tal
Variable dependiente: Tasa de inversión.
[1]
Q
[2)
[3)
0,051
-0,164
0,046
(3,89)
0,16)
(3,42)
Q+
l
0,032
0,150
(3,58)
(2,97)
0,319
1,041
(2,20)
(2,91)
0,57)
(AF/K)
m
I
m
2
O'
[5)
0,238
Q-l
(AF/K)
[4)
0,177
-1
0,47)
0,83
0,56
-2,72
0,76
0,31
9,04
8,90
-1,23
1,25
0,40
0,96
1,78
9,14
10,21
W(SG)
38,82
35,51
43,86
50,68
W(OS)
27,61
22,51
26,87
25,48
6,31
3,36
6,86
14,55
es
Nota: Véanse las " Notas a los cuadros 2 a 7".
W(SG), /(9)=16,9. W(OS) , /(7)=14,1. es, /(0)=18,3.
-23-
9,45
11,35
14,98
Cuadro
.§.: Estimación con Yn! medida alternativa de Q
Variable dependiente: Tasa de inversión.
Q
[1]
[2]
[3]
0,027
0,017
0,022
(1,97)
(1,39)
0,64)
Q+
1
0,38
(AFIlO
(AFIK)
m
I
m
2
"
(3,28)
[4]
[5]
0,022
0,190
(2,70
(3,27)
0,346
1,063
(3,01)
(3,94)
0,228
-1
(2,78)
1,43
0,42
0,47
0,47
-2,32
1,25
0,43
0,84
0,24
-1,39
9,30
9,00
9,00
8,94
10,04
18,65
W(SG)
28,71
44,45
38,53
46,64
W(OS)
23,20
21,04
21,83
23,39
9,61
16,18
16,48
11,34
es
Nota:
Véanse las "Notas a los cuadros 2 a 7".
W ( SG ) : /(9)=16,9. W ( O S ) : /(7)=14,1. CS: /(0)=18,3.
-24-
11,70
Cuadro 1: Est imación QQD la mues tra de 82 empresas
Variable dependiente: Tasa de invers ión.
[1 I
Q
Q+
[21
[31
0,015
0,004
0,013
(2,08 )
(0,49)
(2,24)
1
(AF/K)
(AF/K)
m
I
m
2
[41
[SI
0,01 3
-0,050
(2,28)
0 , 78 )
0,420
0,253
0,176
[3,18)
(2,111
[1,14)
0,187
-1
(2,53)
0,36
0,14
0,04
0,05
-3,05
0,59
0,32
0,50
0,44
-1,32
C1'
10,70
10,70
10,40
10,10
W(SG)
39,17
46,56
52,87
54,75
3,36
W(DSI
23,46
19,08
25,70
20,27
3,52
12,92
16,50
13,92
es
lO, SO
Nota: Véanse las " Notas a los cuadros 2 a 7".
W(SGI, i(9)=16,9.
W(DS) , ;,:'(7)=14,1.
Para la co lumna [11, i(81=15,S.
es, i(10)=18,3.
-25-
23,00
legislación española permitió en 1983 una revalorización contable,
coste fiscal, de los activos de las empresas.
sin
Por eHo, en el cálculo
del valor de mercado del capital empleado hasta ahora hemos tomado los
valores contables de dicho año como valores de mercado.
Sin embargo,
es
sabido que esta revalorización fue insuficiente, por lo que esta medida
del s t ock de capital estaría infravalorada. Por ello hemos realizado un
cálculo alternativo del valor de mercado del capital teniendo en cuenta
la
evolución
Apéndice
de
La
1).
los
precios
estimación
de
estos
bienes
econométrica
con
y
su
esta
está en el Cuadro 5.
En
este
caso,
significativo,
el
tanto
coeficiente
cuando
sólo
autofinanciación
(columnas
periodo
incorporar·
parece
[1]
de
es
Q
aparece
y
como
toda
la
(véase
si
la
el
alternativa
16
elevado
más
A demás,
[2]).
ahora
Q
edad
medida
se
y
más
incluye
la
inicio
de
sobre
la
Q de
información
autofinanciación desfasada, pues esta última deja de ser significativa
(columna [3]).
La comparación de las especificaciones con
en niveles y diferencias (columnas
mucho
más
elevados
en
la
(4)
segunda,
y
[5))
Q adelantada
revela de nuevo valores
destacando
el
valor
ligeramente
superior a la unidad del coeficiente de la autofinanciación.
Nuestra tercera estimación alternativa se relaciona con el conjunto
de información que manejan los inversores en Bolsa.
de
En la construcción
Q hemos considerado la mayoría de las reservas contables como deuda.
Una postura alternativa es considerarlas parte del capital, y por lo
tanto ignorarlas, pues deberían estar entonces contenidas en el valor
bursátil
de
contraste
mercado,
la
débil
con
la
empresa.
de
la
Este
ejercicio
hipótesis
hipótesis
de
mantenida
puede
interpretarse
eficiencia
de
que
el
como
informacional
modelo
de
la
un
del
Q es
correcto.
Dada
la
heterogeneidad de
las
distintas
reservas,
hemos
deducido
sólo aquellas reservas que con mayor probabilidad el mercado no debería
considerar como deuda (véase el Apéndice 1 ) .
estimaciones.
16
El Cuadro 6
muestra las
El principal resultado es que, salvo en el caso de la
La razón es que esta medida alternativa induce un valor de
-
26 -
Q menor.
Q
adelantada, Q deja de ser significativa, 10 que aporta una evidencia
débil
en
segundo
contra
de
1 ugar,
la
la
hipótesis
estimación
de
en
la
eficiencia
diferencias
del
mercado.
vuelve
a
En
mostrar
coeficientes mucho más elevados.
Por último, realizamos también la estimación con la muestra de 82
empresas, es decir, incluyendo 14 empresas para las que sospechamos que
los criterios elegidos en la construcción de Q no son adecuados.
resultados,
contenidos
en
presunción.
Si
sigue
bien
Q
el
Cuadro
7,
siendo
parecen
confirmar
significativa
(salvo
Los
nuestra
cuando
incluye la autofinanciación contemporánea), el modelo . tiene
un
explicativo (medido por su error estándar) sistemáticamente menor,
que
cabía
empresas.
esperar
a
la
vista
de
la
mayor
dispersión
de
Q
se
poder
algo
entre
Incluso se obtiene un signo negativo (no significativo) en la
regresión en primeras diferencias (columna [5]).
4 . 3 . Comparación internacional
En
el
obtenidos
Cuadro
8
presentamos
una
comparación
con
los
resultados
por
otros autores. Como se aprecia, la · elasticidad de la
17
es significativamente menor que la estimada
inversión con respecto a Q
para otros países. Pensamos que esto es razonable, dado el menor grado
de desarrollo del mercado de valores en España.
Para el caso español existe una estimación de la elasticidad de 1,32
obtenida
por
Esp1tia
et
al.
individuales de 71 empresas.
(1989)
con
una
agregación
de
datos
Este valor atípico no se confirma en el
·
trabajo de Giner (1991), que emplea los mismos datos en forma
de panel.
obteniendo una elasticidad mucho menor.
La elasticidad que ·obtenemos es
incluso menor que la de este último, s1 bien ambas no son estr¡ctamente
comparables,
pues entre otras cosas el trabajo
de G1ner
incluye
las
existencias en el stock de capital.
Cabe señalar que para otros países también se produce una reducción
17
Es decir, (d(JI KJ/dQ)
medios muestrales.
Q (JIK J
-l
, donde Q y (I/KJ
-27-
son los
valores
Cuadro .fu.... COffiQaración internacional de resultados
Autores
País
Periodo
Schaller (1990 )
EE . W .
1951-85
188
EE. W.
1970-84
334
Fazzari
et a l . 0988 )
Sólo Q
Q y cash-flow
Blundell
et a l . (991)
Sólo Q
Q y cash-flow
Espitia
et a l .
0989 )
Giner 0991)
Alonso y
Bento l i la
Sólo Q
Q y cash-flow
R. U.
1975-86
Número
empresas
532
España
1965-84
España
1963-88
76
España
1985-87
68
Agregado
Método
MCG
0 , 06
MCO
VI
0 . 06
0 . 03
� . VI
� . VI
0 . 09
0 . 07
MCO
1 . 32
IG
0 . 05
VI
VI
� . VI
Abreviaturas:
�.
Estimador
en
primeras
diferencias;
MCO .
mínimos
ordinarios;
mínimos
MeG,
cuadrados
generalizados;
VI.
instrumentC!-les; IG. estimador intragrupos.
- 28 -
Elasticidad
estimada
0 . 02
0 01
0 . 02
•.
cuadrados
variables
en
el
coef i c i ente
de
cuando
Q
se
añade
como
regresar
la
autofinanciación.
Por último, es interesante comparar los costes de ajuste implícitos
esti mados.
De la ecuación ( 5 ) del modelo se desprende que éstos pueden
hallarse dividi endo entre dos la inversa del coefici ente de Q esti mado
y
multipli cándolo
por
el
cuadrado
de
la
d i ferencia
de
la
inversión con respecto a l a tasa de equilibrio (es decir.
no comporta costes). Supongamos, s i gui endo a Giner.
18
e s d e l 5 Y. .
países.
de
aquélla que
que esta diferenc i a
Nuestro máximo valor esti mado implica unos costes d e ajuste
marginales del 6Y.,
valores
tasa
parecen
mientras en el trabajo de Giner son del 2Y..
mucho. más
razonables
que
los
esti mados
Estos
para
otros
lo q4e se debe a que nuestro coefici ente esti mado es más alto.
Por ejemplo.
la estimación de Hoshi y Kashyap (989) de
de Q igual a 0 . 0 1 .
empírica
un
coeficiente
que es la más alta de las obtenidas en la l i teratura
inter�acional
con datos de panel
que
conocemos.
supone unos
costes de ajuste margin� les del 1 1 Y..
5. Discusión de resultados y conc lusiones
Nuestros
resultados
empíricos
indican
variable signi ficativa para explicar el
que
la
Q
de
Tobin
comportamiento de
es
una
la tasa de
inversión de un conjunto de 68 empresas industriales españolas durante
eí periodo 1985-81. No se cumple, s i n embargo, la predicción más fuerte
del
modelo,
inversión.
a
saber,
En
que
concreto.
Q
es
una
un
estadístico
variable
que
suficiente
pretende
para
captar
la
las
restricciones financieras sufridas por las empresas (autofinanciación o
cash-f10100')
es muy s i gnificativa, y exp l i c a un porcentaje mayor de l a
tasa d e inversión que Q .
¿Podemos interpretar este resultado como una refutación d e l a teoría
de
la
Q de Tobin para el caso español? Pensamos que la respuesta es
afirmativa,
18
pero
hemos
de
ser
prudentes
Es decir, que el coste de ajuste es de:
- 29 -
al
respecto.
0/2,6)
2
( 0 , 05 ) .
debido
a
los
problemas que a continuación discutimos.
En primer lugar, la variable indicada por el modelo es la denominada
Q marginal, mi entras que nosotros hemos usado la Q media.
de
supuestos
darse
necesarios
en la realidad.
ayuden
a
explicar
la
para
que
ambas
coincidan
lo que da
pie
a
inversión.
Sin
embargo,
que
El conjunto
difícilmente
variables
puede
disti ntas
el único
de Q
artículo
que
conocemos que construye una medida aproximada de la Q marginal (Abel y
Blanchard, 1986 )
obtiene resultados muy similares a los obtenidos con
la Q me�ia, s i bien con datos agregados.
En segundo lugar, el cálculo de la Q media exige estimar valores de
mercado
a
partir
valoración
de
valores
inevitablemente
contables,
lo
arbitrarios.
que
Por
implica
ello.
criterios
hemos
de
presentado
algunos anál isis de sensibilidad, cambiando la variable de cash-f lo"",,
la
medida
del
empresas.
stock
Estos
de
capital,
ejercicios
la
revelan
medida
que
de
los
y
Q
la
muestra
principales
de
resultados
cualitativos de nuestra estimación preferida se mantienen, si
bien los
coefici entes estimados varían.
En tercer lugar, contamos con datos sobre cuatro tipos de bienes de
capital
y
hemos
aplicado
distintos
amortización para cada uno.
índices
de
precios
y
tasas
de
Sin embargo, hemos calculado el stock de
capital como la suma s i mple de los niveles de dichos tipos de bienes.
La
teoría
(Wildasin,
de
la
1984)
inversión
que
supuesto muy fuerte:
distintos bienes.
debe
la
con
validez
varios
de
tipos
esta
de
capital
aproximación
demuestra
depende
de
un
la separabilidad de los costes de ajuste para los
En ausencia de este supuesto, la tasa de
medirse por la tasa de variación de
un
índice
inversión
agregado
de
los
stocks de los distintos bienes de capital.
No obstante, la puesta en
práctica
de
Hayashi
de
e
este
rnoue
método
( 1 991 ) ,
para
no
una
muestra
genera
empresas
resultados
muy
japonesas,
distintos
de
en
los
obtenidos con el procedimiento habitual.
En
cuarto
lugar,
en
nuestra
medida
del
valor
de
mercado
de
la
empresa se emplea la valoración bursátil de un sólo día -el de cierre
del eJercicio-, la cual podría contener un nivel elevado de "ruido " .
creemos,
a
pesar
de
ello,
que
una
medida
-30 -
de
Q
con
una
No
valoración
bursát i l media pudiera al terar nuestros resul tados de forma radical,
pues otros autores que han puesto en práctica este procedimiento han
obtenido para otros países resul tados similares a los nuestros.
Por último,
1987
(es
las est imaciones en que empleamos l a Q de final del año
decir,
en
las
distorsionadas por el
que
se
crash de
usamos
Q
adelantada)
pueden
estar
la Bolsa de octubre de dicho año.
teoría no especifica qué comportamiento deben seguir
La
las empresas
si
piensan que la cotización bursátil se aleja de l o justificado por las
"variables
fundamentales " ,
" burbujas " .
Si
deciden
debido
ignorar
por
ejemplo
aqué l l a
en
a
favor
la
de
presencia
estas
de
ú l t imas,
esperaríamos que se redujese e l coeficiente de Q en periodos de alzas
" injustificadas"
de
la
Bolsa
(Hoshi
y
resul tados en este sentido para Japón) .
Kashyap,
1989,
En nuestro caso,
obti enen
sin embargo,
no se detectan grandes diferencias entre los parámetros est imados con Q
de inicio y de final de periodo.
Ciertamente no hemos intentado
bursát i l e s
hay
"burbujas" ,
contrastar
pero
si
pensamos
en
que
las valoraciones
el
escaso
poder
explicativo de Q se debe no tanto a esto sino esencialmente al escaso
desarro l lo del mercado bursá t i l español, que hace pensar que en él no
se emplea eficientemente toda la información relevante. Para contrastar
esta
conjetura
hemos
al ternativa de Q,
que deberían estar
considerarse
est imaciones
con
una
medición
que excluye algunas partidas de reservas contables
incorporadas por
valor de l a empresa.
puede
realizado
los
inversores en su medida del
Esta medición de Q no es significativa,
como
un
resul tado
contrario
a . la
l o que
hipótesis
de
eficiencia del mercado (conjuntamente con las hipótesis del modelo de
la Q ) .
Esto concuerda con
quien halla evidencia de
los resultados empíricos de Rubio
(991 ) ,
sobrerreacción en las Bolsas españo las,
en
contradicción con la hipótesis de eficiencia informacional del mercado.
En
resumen,
trabajo
son
pensamos
tres.
En
que
primer
las
principales
lugar,
aportaciones
hallamos
que
el
de
ratio
este
Q
es
parcialmente significativo para explicar la inversión en capital fijo
de las empresas industriales españolas,
previos de otros autores
(Espitia,
1985,
-31 -
l o que confirma los resul tados
y Glner,
1991 ) .
Sin embargo.
su
significación
inversión
también
ante
es
pequeña,
variaciones
reducida.
Esta
dando
en
la
última
lugar
a
una
valoración
es
elasticidad
bursátil
de
significativamente
la
de
la
empresa
menor
que
la
hallada para otros países (véase el Cuadro 8), lo que es consistente
con el menor grado de desarrollo de los mercados financieros en España
y
con
el
resultado
de
ineficiencia
informacional
mencionado
en
el
párrafo anterior.
Nuestra segunda aportación es haber encontrado
más
simple
del
modelo
de
la
q de
Tobin
significación de variables financieras.
es
que
la formulación
rechazada,
debido
Este último aspecto
para España los resultados obtenidos para otros países
Blundell et al . ,
los
a
confirma
(como
los
1991, para el Reino Unido o los · de Fazzari et a l .
Estados Unido s )
así
investigadores para el
como
los
obtenidos
anteriormente
caso español, con modelos · de
tipo
la
por
de
para
otros
neoclásico,
como los ya citados de Mato (1988) o de Hernando y Vallés (1991).
El creciente
que
las
conjunto
variables
de
artículos que encuentra sistemáticamentE
financieras
tienen
una
g�an
importancia
en
la�
decisiones de inversión en capital fijo de las empresas sugiere -aun er
ausencia
de
españolas
un
marco
sufren
teórico
restricciones
más
de
estructurado-,
liquidez.
que
Ello
las
hace
empresal
pensar
qUE
existen imperfecciones en los mercados financieros que restringen la:
decisiones de carácter real de las empresas. De nuevo, es plausible qu,
estas restricciones tengan un carácter más vinculante en un país, com
España,
con mercados financieros
insuficientemente
· desarrollados,
Por último, a diferencia de lo hallado para . otros. países, no hemo
encontrado
ningun
poder
explicativo
adicional
en
empresa, una vez incluidas Q y la autofinanciación.
las
ventas
de
1
En principio, est
resultado habría de interpretarse como indicativo de la cercanía de le
mercados industriales españoles a la competencia perfecta.
somos
reacios
a
esta
interpretación
por
dos
motivos:
Sin embaré
los· posible
problemas de medición de la variable de ventas empleada (causados p<
la introducción del IVA en 1986) y por no haber estimado estrictamenl
la
ecuación
que
se
deriva
de
los
modelos
de
la
Q
con
competenc:
imperfecta (por ejemplo, el de Schiantarelli y Georgoutsos, 1990 ) , PUl
-
32 -
éstos
impl ican
la
introducción no
sólo de
variables en las ecuaciones de inversión.
las
ventas
sino
de
otras
Este es uno de los aspectos
que requie�e una investigaci6n ulterior.
Finalmente,
creemos
anál i s i s provienen del
que
las
reducido número de
empresas con que contamos.
limi taciones
cortes
de
nuestro
transversales y de
El primero mediatiza nuestros resul tados en
la medida en que el valor de
fuertemente
principales
los parámetros est imados puede depender
las perturbaciones agregadas ocurridas durante e l
19
periodo muestral.
La importancia de este problema sólo puede reducirse
si
se
de
d i spone
de
un
periodo
muestral
largo,
que
permita
recoger
adecuadamente el efecto de las perturbaciones macroeconómicas. Por otro
lado,
el reducido número de empresas,
así como las características de
éstas, hacen que nuestra muestra no sea representativa de la mayoría de
las empresas
industriales españo las,
que en general no d i sfrutan del
acceso a l mercado bursá t i l como fuente de captación de recursos. Ambos
aspectos sólo podrán ser subsanados con el paso del t iempo.
19
Como demuestra Oeaton (1991, cap. S ) para las
condiciones de primer orden en la teoría del consumo.
-33 -
estimaciones
de
Apéndice � Explicación del cálculo de Q
Este
apéndice
describe
el
proceso
de
cálculo
del
q de Tobin
ratio
para una muestra de 82 empresas españolas que cotizan en Bolsa y están
recogidas en la Central de Balances del Banco de España de 199�· a 1987.
Se define la q media fiscalmente corregida como:
donde V es el valor de mercado de la empresa,
20
es decir,
la suma de la
deuda neta más el capital social menos los terrenos y las existencias,
todos medidos en valores de mercado.
el
texto.
adelante
capital,
El
super índice
emplearemos
z,
K y Pk se han definido en
J denota los tipos de bienes de capital.
notación
KM
para
el
valor
de
mercado
.
empleada en las regresiones
es una transformación de q,
que la normaliza y la expresa en términos de los precios de
de la empresa,
donde
P,
producción
es decir:
son
los
En
del
el equivalente de Pk K.
es decir,
La variable
la
h,
T,
ponderaciones
cuya
construcción
se
más
explica
adelante.
A
continuación
construcción
relacionado
capital.
Q.
de
con
describimos
la
Antes
de
valoración
los
ello
a
criterios
es
precios
empleados
necesario
de
mercado
aclarar
de
Inicialmente contábamos con datos desde 1982.
1983 tuvo lugar una regularización de balances a la que,
Moreno
(1991)
se
acogió
la
mayoría
de
las
empresas.
los
para
un
la
tema
bienes
de
Sin embargo,
en
según Martín y
Por
tanto,
el
criterio habitual de revaluar a precios de mercado el valor contable en
1982 daría lugar a problemas de valoración en los años sucesivo� si las
20
En este apéndice omitimos,
por sencillez,
-35-
el subíndice i de .empresa.
empresas
ya
han
procedido
criterio preferido,
mercado,
a
revaluar
sus
activos.
Por
tomamos e l valor contable en 1983
ello,
como
como valor de
aplicando la revalorización procedente en los afias sucesivos.
A l ternativamente,
también hemos est imado los valores de mercado de los
activos de capital suponiendo que en 1983 no hubo regularización,
como
se explica más abajo.
1 . Valor de mercado de las acciones:
Es
el
bursát i l
capital
en
Oficiales
la
de
social
últ ima
las
nominal
sesión
Bolsas
de
del
multiplicado
año
Madr id,
por
anterior.
Barcelona
la
cotización
(Fuente:
y
Bilbao,
Bolet ines
y
Agenda
Financiera del Banco de Bilbao. )
2.
Deuda neta:
Es la diferencia entre la deuda bruta y los activos financ ieros. La
deuda bruta es la contra ida a cualquier plazo.
También se incluyen las
reservas, salvo la prima de emisión de acciones y el remanente,
consideran en todo caso equivalentes
al
capital,
y por
ignoran. En el texto se menciona una medida a l ternativa de Q:
se
detrae
plusvalías
un
por
conjunto
adicional
revalorización
de
de
reservas,
activos
y
en
"Otras
que se
lo tanto se
en e l l a
concreto,
las
reservas" .
La
estructura del balance puede examinarse en e l Apéndice 2 .
Empezando con l a deuda bruta,
de mercado:
su valor contable difiere de su valor
la deuda contraída a tipos de interés históricos tendrá en
general un valor distinto dados los
t ipos actuales
(por ejemplo,
el
valor de mercado de la deuda es inferior al valor contable s i los t ipos
de interés han subido desde que ésta se contraj o ) .
Para hallar e l valor de mercado de l a deuda,
en separarla en dos
como
valor
contable
y
de
categorías,
mercado
calculando
de
el
la
con y
deuda
valor
de
inicialmente se pensó
sin coste financ iero,
sin
coste
mercado
de
financiero
la
deuda
tomando
su
valor
con
coste
financiero capitalizando los gastos financieros a un t ipo de interés de
- 36 -
mercado
(procedimiento
Hernando y Vallés,
seguido
1991 ) .
por
Hoshi
Sin embargo,
y
Kashyap,
1989,
y
por
la e levada proporción de
los
gastos f inanc ieros con respecto a l valor de l a supuesta deuda con coste
hace sospechar una separación incorrecta, es decir, que en la deuda sin
coste
hay
incluidas
partidas
que
en
la
práctica
ocasionan
gastos
f inanc ieros.
Por
tanto,
hemos
exi.gib l l idad:
mercado
para
su valor
preferido
la
deuda
contable,
separar
la
deuda
a corto plazo
mientras
que
según
grado
de
como
valor
de
calcular ' el
valor
de
aceptamos
para
su
mercado de la deuda a largo plazo aplicamos e l procedimiento exp l i cado
más arriba.
Así ,
el valor de mercado de la deuda,
D,
se calcula de la
siguiente manera:
DCCP + � DCML
D
donde DCCP es el valor contable de la deuda a corto plazo,
DCML el de
la deuda a medio y largo plazo y � un factor de revalorización igual al
valor de mercado calculado de la deuda (gastos financieros dividido por
el
tipo de
interés
de
las
obligaciones
eléctricas)
dividido
por
el
valor contable d e l a deuda total.
Para los activos financieros empleamos el m i smo método,
incluyendo
en los activos a corto plazo el epígrafe de " Cuentas financieras" y las
acciones
y
Financiero"
I
partic ipaciones
recogidas
mientras que consideramos
últ imo epígrafe (véase e l Apéndice 2)
el
en
el
de
" I nmovi l i zado
resto de partidas de
este
como activos a largo plazo.
El
tipo de interés empleado es e l de la deuda púb l i ca .
Finalmente,
mercado
su
para e l inmov i l izado inmaterial asignamos como valor de
valor contab l e .
3 . Existencias:
El valor contable de las existencias puede diferir sensiblemente de
su valor de
inflación,
mercado.
Esto
es
especialmente
cierto,
en presencia de
si la empresa aplica e l método LIFO ( l ast in-first out ) ,
- 37 -
es
decir,
lo que se vende se valora al ú l t imo precio de compra.
Desgraciadamente,
acerca de
los
evidencia
informal
ponderado
es
aplicación
el cuestionario de la CBBE no cont i ene información
métodos de valoración apli cados
el
indica
más habitua l ,
seguimos
contab i l izar
que
las
a
el
existencias
en
periodo anterior y el actua l ,
procedimiento
por
Lindenberg
por
lo que
y
Ross
cada
las
del
empresas.
precio
lo hemos adoptado.
( 1 981 ) ,
periodo
al
quienes
precio
La
medio
En
su
sugieren
medio
del
es decir que el valor de mercado de las
existencias en t es igual a :
donde XC Y P
son,
x
las existencias.
4.
respectivamente,
el valor contable y e l precio de
Terrenos y bienes naturales:
La
valoración
a
precios
de
mercado
de
los
terrenos
suscita
problema d e que es d i f í c i l calcular s u edad media ( e s decir,
medio que hace que son propiedad de la empres a ) .
el
e l tiempo
En e l caso de otros
activos del inmov i l izado material ésta puede aproximarse u t i l i zando la
información
amortización,
se
sobre
amortización
que
y
dotación
anual
a
pero para los terrenos no existe esta información,
consideran b i enes
suponer
acumulada
la
edad
no
depreciables.
media
de
los
La
solución que
edificios
-que
son
la
pues
adoptamos . es
los
actiyos
amortizables de vida más larga- es la misma que l a de los terrenos (es
decir, que ambos activos se adquirieron a l a vez) .
Disponer de esta edad media permite transformar e l valor contable
del primer ejercicio ( 1 982) en valor de mercado u t i l i zando un deflactor
21
adecuado.
A partir de aquí, puede actualizarse el valor de mercado de
los terrenos, de la forma siguiente:
21
Desgraciadamente , n o existen índices d e precios d e l sue l o , lo que nos
obliga a uti l i zar una aproximación:
los índices de precios de los
edificios.
-
38 -
donde P
s el precio de los terrenos (precio de la vivienda. Fuente:
T �
Indice
de
precios
al
consumo
-epígrafe
de
vivienda-)
y
INE,
dTC =TC '
- TC , siendo TC el valor contable bruto de los terrenos.
t
t
t+ l
El valor de mercado inicial es:
TM
T
s iendo EM
1982
= (P
P
T ) rC
1982
r 1982 / r 1982-EM
.
la edad media de
.
los
explica en la sección siguiente.
terrenos,
cuya forma de
Alternativamente,
cálculo
se
se considera que e l
valor d e mercado d e 1983 era e l contabl e .
S . Stock de capi tal � inversión:
La CaSE proporciona un desglose del inmovil izado material en cuatro
categorías contabl e s :
( 1 ) Edificios y otras construcciones
( 2 ) Instalaciones complejas especi a l i zadas
( 3 ) Maquinaria,
instalaciones y otro inmov i l i zado material
( 4 ) Elementos de transporte.
Para
método
calcular
el
valor de
mercado
de
estos bienes u t i l izamos
un
revaluación recursivo tipo LIFO,
teniendo en cuenta la
22
depreciación.
Para e l l o es necesario d isponer de un valor de mercado
para e l
de
primer
ejercicio de
la muestra,
lo que a
su vez
exige una
estimación de la edad media del stock de capital .
La edad media del stock de capital en el
primer ejercicio de
la
muestra puede aproximarse por:
22
Martín y Moreno ( 1 991 ) presentan una interesante d i scusión de
cálculos al ternativos del valor de mercado del capital real con datos
desagregados.
-
39 -
EHJ
AA
donije
es
la
J
AA198
amortización
AJ
2 / D 1982
acumulada
y
DA
la
dotación
anual
de
amortización.
La partida contable de dotación anua l de amortización presenta una
evolución
muy
err�tica
y
algunas
empresas
dotan
amortizaciones
excesivamente bajas en algunos ejercicios. Esto se debe, probablemente.
al
carácter
f i scalmente
si
aprovecharse
suficientemente
cada
tipo de
deducible
los
esta
partida.
generados
recursos
e levados.
actl vo,
de
Por e l l o ,
la
por
hemos optado
su edad media
agregada
que
por
según
sólo
puede
empresa
son
calcular,
para
el
desglose
a
dígitos de la Clasif icación Nacional de Actividades Económicas (CNAE ) ,
2
23
e l iminando previamente valores atípicos.
El valor de mercado en e l
primer año se calcula de
la
siguiente
forma:
J
J EHJ
J
) KC
(pJ
1 v )
k,1982 / pk 1982-EHJ
1982 ( _.
(J=I,
.
.
. ,4)
donde KC es e l valor contable y c3 la tasa de depreciación económica.
Como se comentó más arriba,
la a l ternativa preferida ha sido adoptar
como valor de mercado el valor contable en 1983.
Las
tasas de deprec iación económica para los activos comerciables
internacionalmente, (3) y ( 4 ) , se calculan a partir de las est imadas
'"
. por HuI ten y Wykoff (1981) para los Estados Unidos. Empleamos también
la tasa de deprec iación que dan estos autores para los edificios,
bajo
un
supuesto
de
tecnología
similar.
Dado
que
estos
(1),
autores
presentan las tasas de depreciación económica de la maquinaria a nivel
desagregado,
ponderada,
obtenemos
s iendo
la
los pesos
realizados por cada sector,
las
23
tablas
tasa
input-output
de
de
los
depreciación
consumos
de
ésta
intermedios
de
como
media
ma'quinaria
Las ponderaciones se obtienen a partir de
la
Salvo los grupos 1 5 1 y 152,
heterogeneidad.
economía
españo la para 1980, que
se
que se han mantenido separados por su
-40-
emplean asimismo para elaborar los índices de precios de la maquinar i a .
a partir d e l o s índices d e precios industriales desagregados.
Finalmente,
las
instalaciones
complejas
espec i a l i zadas,
(2),
son
combinaciones de varios tipos de bienes de capital que se cons t i tuyen
como
un
todo a efectos contables.
Por su naturaleza es razonable pensar
que se componen esencialmente de maquinaria y edificios.
De hecho,
se
observa que su tasa de depreciación contable se encuentra si empre entre
las tasas de depreciación económica de estos dos tipos de bienes.
ello,
Por
hemos estimado la tasa de depreciación económica a partir de la
contable, suponiendo
un
método de amortización lineal, es dec i r :
l
l
(DA / KC )
t
t
( 1/6) ¡;'987
l=1982
De nuevo, este procedimiento de calculo se ha apli cado por grupos de
CNAE a 2 dígitos, en vez de empresa por empresa.
A partir del segundo ejercicio ( 1 983) es posible actua l i zar el valor
de mercado del stock de capital mediante la expresión:
que supone que l a depreciación se produce al final del ejercicio y la
lB,
inversión bruta nominal,
En
cuanto
adquisic iones
a
de
la
se realiza al inicio.
inversión,
inmov i l izado
no
se
dispone
materia l ,
por
de
datos
lo
que
de
la
ventas
y
aproximamos
mediante la variación del valor contable del cap i t a l :
IB�
KC
�
�
- KC _
1
�
+ DA
El concepto contable que usamos para medir la inversión corresponde
al
teórico de inversión bruta.
No obstante,
valores negativos de la inversión,
b i enes de capital del balance.
pues
es
infrecuente:
el
hay algunas empresas con
por haber retirado definitivamente
Este
fenómeno no es muy preocupante.
año en que sucede más
empresas (7 empresas en la muestra de 82 ) .
-
41 -
veces
se
da
para 6
El procedimiento recursivo u t i l i zado para e l cálculo del
mercado puede produc i r valores de mercado negativos.
valor de
Esto ocurre para
algunas empresas en el caso del material de transpor te. En tal caso, e l
valor d e mercado s e calcula como e l valor contable correspondiente a
dicho ejercicio revaluado de forma análoga al valor de mercado inicial:
KM
y
se
corrige
J
J "
P
) KCJ ( l _o
u )
t
k t-EMJ
J
t
también
la
inversión,
para que
sea
J
consl �l nte
con e l
valor d e mercado obtenido:
6.
Aluste fiscal:
•
Tipo impos i t ivo ( T ) : 35Y. de la base imponible.
•
Deducción Imr. inversiones (h) :
12Y. de la base imponible para los
ejercicios 1983 y 1984, Y 15% desde 1985.
•
Valor actual descontado de las deducc iones Imr. amor t i zación:
Según la legislación espaf\.o la,
s i stemas
globales
de
las empresas pueden elegir entre dos
amo r t i zación:
lineal
o
degresiva.
El
primero
consiste en la aplicación cada año de una cuota lineal constante,
igual a la inversa d e la vida fiscal,
mínimo de amortizaCión) .
24
edificios.
Para
los demás
VF.
del activo
(periodo
d,
legal
Este s i stema es el único permi t ido para los
activos,
la
amortización degresiva proporciona un
flujo de deducciones mayor en valor actual que la lineal.
24
Existen dos
Dado que la vida út i l est imada de las instalaciones complejas
especial izadas está más cercana a la de los edificios que a la de otros
activos, suponemos que también se les aplica el s i stema lineal.
-
42
-
métodos
de
" porcentaje
anual
de
amortización
constante" .
amortización
residual del activo.
degresiva
Este
permitidos:
último
como
un
cons iste
porcentaje
" suma
de
digitos"
en determinar
constante,
A,
y
la
cuota
del
valor
En este caso la cuota viene dada por ( suprimimos
el superíndice j por senc i l l ez ) :
d
n
donde A
=
k/VF Y k es igual a:
=
( a ) 1 , 5 si VF<5,
VF
( b ) 2 si 5:sVF<8 y ( c )
2 , 5 s i VF�8.
Este método resulta ser más favorable que el de " suma de dígitos"
dadas las vidas fiscales de los activos amortizables de la muestra, por
lo que suponemos que es
el
aplicado por
todas
las
empresas para su
maquinaria y material de transporte.
Las
fórmulas
necesarias
para
hallar
los
valores
actuales
de
las
deducciones actuales y futuras por unidad de inversión realizada en e l
año
corriente
y
el
valor
actual
descontado d e
depreciación de los activos ya instalados,
las
deducciones
por
en los s istemas lineal y de
porcentaje para los s i stemas l ineal y de porcentaje constante,
se han
tomado de González-Páramo ( 1 991 ) .
La tasa de descuento de la empresa, r .
de los recursos ajenos para cada empresa,
la aproximamos por e l coste
es decir,
e l cociente de los
gastos financieros y la deuda total.
7 . Cálculo de Q ª partir de g:
Para calcular l a variable Q a partir de q, esta última se multiplica
por e l precio del capital y se divide por el de la producción de la
empresa.
E l primero se halla ponderando,
con pesos
w,
los índices de
precios de cada t ipo de bien de capital por su proporción en el stock
de capital nominal total de la misma. Es decir:
- 43 -
El
í �dice
de
precios
índices de precios
de
la
industriales
producción
se
halla ponderando
correspondientes
a
los
los
epígrafes de
CNAE en los que produce la empresa por la proporción de aquéllos en las
ventas nominales de ésta en el año 1983.
8.
Autofinanciación y ventas:
Las
dos
medidas
de
flujo
de
caja
empleadas
se
definen
de
la
siguiente manera:
Autofinanc iación
=
Saldo de pérdidas y ganancias del ejercicio
+ Dotación amortizaciones + Prov isiones explotación
+
Insolvencias definitivas sin dotación apli cada
+
Otras dotaciones
+
Beneficios diferidos
Capacidad de autofinanciación
=
Autofinanciación
- Impuesto sobre beneficios - Distr ibución de dividendos y otros
Las ventas presentan el problema de que antes de 1986 ( año en que se
introduce
importe
el
de
empres<3:s ,
impuesto sobre el
los
ITE)
impuestos
valor añadido,
indirectos
IVA ) ,
( impuesto
incluidos en las ventas.
no conocemos el
sobre
Por tanto,
el
tráfico
de
para mantener un
mínimo de homogeneidad hemos empleado e l total de las ventas incluidos
los impuestos. E l l o da lugar a un aumento de las ventas artific ialmente
elevado en
1986,
pues el
tipo impositivo del
antiguo ITE.
-
44 -
IVA es superior al del
9.
Definición de las variables cualitativas sectoriales:
Número de epipresas
Sector CNAE
68
82
Energía
110,130,151,152
12
13
Agua
160
Siderometalurgia
220
2
10
2
11
240
250
310,320,340,360
410,420
430,470,490
5
12
6
11
Sector CEBE
3
4
6
7
Materiales de Construcción,
Vidrio y Cerámica
8
9
10
11
Nota:
Química
Transformación de metales
Alimentación
No alimentarias
en las regresiones se excluye el sector 4
-45-
(Agua).
O
5
15
7
12
Apéndice � Partidas f inancieras del activo y el pasivo
l . PASIVO
1 . Deuda:
A corto plazo:
- Prove.edores y Efectos pend.i entes de cobro
- Hacienda Pública
- Préstamos recibidos a corto plazo
- Otras deudas a corto plazo
- Diferencia de valoración de moneda extranjera
h. medio y largo pl azo:
- Obligaciones y otros
- Préstamos a medio y largo plazo
- Otras deudas a medio y largo plazo
- Fianzas y dep.ósitos recibidos
2 . Reservas:
Reservas propi amente d i chas:
- Prima de emisión de acciones
- Plusva l í a por revalorización de activo y cuenta de actual ización
y regularización de balances
- Otras reservas (Capi tal amortizado + Reservas legales + Reservas
especiales + Reservas estatutarias + Reservas voluntar ias )
Previ s iones. Prov i s i ones y Subvenciones � Capi tal
1.
1 l. ACTIVO
Irunov i l izado:
- Inmovi l izado material en curso (neto)
- Inmovi l izado inmaterial neto
�:
- Fondo de reversión (Pasivo)
- Inmov i l i zado financiero neto:
- Acciones y partic ipaciones
- Obl1gaciones
- Préstamos
- Fianzas
�:
. - Prov isión por depreciación de inversiones f inanc ieras
- Provisión para insolvencias
- Gastos financieros diferidos
2 . Deudores
3. Cuentas Financieras
- Acciones
- Obligaciones
- Otras
4. Si t�aciones trans itorias de f inanc iación
5. Ajustes por periodificación ( menos:
- 47 -
los del Pasivo)
Gráfico 1
Inversión bruta
1 1000
68
10000
82 empresas
9000
BOOO
7000
BOOO
,"
,
"
,,
,
,,
"
, ,
,
5000
,
,
,
,,
,
,
,
,
empresas
,
,
,'----' - _ ... _ - - - - - - -
� �L-------��--�--�
1985
''''
1987
''''
Gráfico 2
Stock de capital
120000
68 empresas
1 10000
82 empreSBS
100000
90000
- - - .. - -
80000
70000
eoooo
soooo
"
,,
,
,
,,
,,
,
,,
- ... - - � - - -
_ ... -
,,
4oooo L�
__
__
__
__
__
�
__
__
__
__
__
�
__
__
__
__
__
_L
__
__
__
__
__
_L
__
1983
, ...
1987
1985
''''
Media de las empI'&&a8 de la mu&8tra
MiIones de pesetas
-49-
Gráfico 3
Tasa de inversión
0 . 14
68 empresas
82 empresas
0, 13
0 , 12
O. "
- - --
0 . 10
-----
0.09
0.08
' '''
1 ...
1985
1987
1 ...
Gráfico 4
Ratio q
1 . 60
66 empresas
--
82 empresas
1 .40
1 . 20
,
,
1 .00
,
,
-----�----�
0 . 60 L-�-1..,
1 ...
1985
,
,
,
,
�
__
__
__
__
-L
_
__
__
__
__
__
1 ...
Media no ponóerada de las �.$U de la muestra
- 50 -
1987
Gráfico 5
Tasa de autofinanciaci6n
68 empresas
0,10
82 empresas
0 , 09
0 , 09
0 , 08
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,
,'
0,08
O , 07 L�
-----L__
__
__
__
�
__
__
__
__
__
�
__
__
__
__
__
�__
1983
1985
1 984
1986
1987
Gráfico 6
Tasa de ventas
68 empresos
1 .42
,
1 ,40
1 , 38
,
,
,
,
1 , 38
1 , 34
82 empresas
,
,
,
,
,
,
1 .32
1 ,30
1 . 28
1 , 26
1 , 24
1983
1984
1985
Media no ponderada de las empresas de la
- 51 -
1986
muestra
1987
8IBLIOGRAF I A
Abe l , A. Y O. Blanchard ( l 986 ) , " The present value o f profits
cyclical movements oí lnvestment" , Econometrica, 54, 249-273 . .
Andrés. J
en España:
,
.
C.
•
un
and
Malinas, M. Sebastián y D. Taguas ( 1 989 ) , "La inversión
enfoque macroecon6mico " . Honeda y Crédi ta, 188, 67-97.
Arellano. M. Y S. Bond (988 ) , " Dynamic panel data estimation using DPD
- A gulde for users" ; . Insti tute for Fiscal Studles.
AreUano. M . Y S. Bond ( 1991 1 , "Sorne tests oí spec i f i cation for panel
data: Monte CarIo evidence and an app l ication te employment equations " ,
Review af Economi c Studies, 58, 277-297.
Blunde l l .
R. .
S.
Bond.
M.
Devereux y F.
" I nvestment
and Tobin' s Q:
Evidence
from
mecanograf iado, lnstltute for Fiscal . Studies.
5chlantare l l i
company panel
( 1 991 ) ,
data" .
Clark, P. K . ( 1 979 ) , " Investment in the 19705: Theory, Performance and
Predict ion" , Brookings Papers on Economic ActivHy, 1 , 73- 1 1 3 .
Deaton,
A.
( 1 991 ) ,
"Understanding
Universidad de Princeton.
mecanografiado,
Consumption" ,
Espi t i a , M. (985 ) , "Aplicaciones microecon6micas de
Tesis doctoral inéd ita, Univers idad de Zaragoza.
la q de Tobin" ,
Espi t i a , M. , E . .. Huerta, V. Lecha y V. Salas ( 1989 ) , "La eficacia de los
estímulos fiscales a la inversi6n en Espafia" , Moneda y Crédi to, 1 8 8 ,
105-165.
Fazzar i , S. , R. Hubbard y B. Petersen ( 1 988 ) . " F'inancing constraints
ánd corporate investment " , Brookings Papers. on Economic Activity,
141-206.
Fischer, S. (983 ) , "A note on investment and lagged Q" , mecanograf iado,
Massachusetts Insti tute of Technology.
Giner, E. ( 1 991 ) , " Inversi6n y rat 1 0 Q de Tobin: estudio empírico con
datos empresar iales espafio l es" , Tesis doctoral en curso, Universidad de
Zaragoza.
González-Páramo,
J . M.
( 1 991 ) ,
" Imposición
personal
e
incentivos
fiscales al ahorro en Espaf'í.a" , mecanografiado, Banco de Espafia.
Gr i l i ches, Z. y J . Hausman ( 1986 ) , " Errors \in variables in panel data" ,
Journal ol Econometrics, 3 1 , 93- 1 1 8 .
Hayashi ,
F.
(982 ) ,
"Tobin ' s marginal q and average q :
- 53 -
A neoclassical
interpretation" . Eeonome tr iea,
SO,
1 , 213-224.
Hayashi , F . Y T. Inoue ( 1981 ) , " Implementing the q theory of investment
in micro data:
Japanese manufacturing 1917-1985 " ,
mecanografiado,
Universidad de Osaka.
Hayash i , F. Y T. Inoue ( 1 99 1 ) , " The relation between firm growth and q
with multiple capital goods: theory and evidence from panel data on
Japanese firms " , Econometrica, 59, 731-753.
Hernando,
1.
Y
J.
Vallés
( 1991 ) ,
" Inversión
y
restricciones
f i nancieras:
evidencia en las empresas manufactureras españolas " ,
Documento d e trabajo 9 1 1 3 , Banco de España. (De próxima apar ición en
Honeda , y Créd i t o , 195, 1992 ) .
Hoshi, T . Y A. Kashyap ( 1989) ,
Japanese Firms" . mecanografiado,
Reserve System.
"Evidence on q and
Board of Governors
investment for
of the Federal
HuI ten,
C.
y
F.
Wykoff
( 1981 ) ,
"The
measurement
oí
economic
deprec iation" , en C. HuI ten (comp. ) , Deprec i a t i on, lnf l a t i on and the
Taxa tion oE Income [rom Capi tal , Urban Institute.
Lindenberg, E. B . Y S . A. Ross ( 1 981 ) , "Tcbin' s q ratio and
Organization" , Journal o[ Business, 54, 1-32.
Indus trial
Martín, A. Y L. Moreno ( 1 991 ) ; "Medidas del stock de capital a partir
de
datos
contables" ,
Fundación
Empresa
Pública,
Programa
de
Invest igaciones Económ icas, Documento de trabajo 9103.
Mato, G. ( 1 989 ) , " Inversión, coste de capital y estructura financ iera:
un estudio empí r i co " , Moneda y Crédi to,
188, 111-20 1 .
Rubio, G . ( 99 1 ) , " The stock market i n Spain: performance, structure.
and the behavior of asset prices" , mecanografiado, Universidad del País
Vasco.
Schaller, H. ( 1 990 ) , "A re-examination of the q theory of investment
�sing U . S . firm data" , Journal o[ Applied Econometrics, S, 309-325.
SChi?ntarel l i , F. Y D .
and the q theory of
1061-1078.
Georgoutsos ( 1990 ) , "Monopol is t i c competi tion
investment " ,
European Economic Review.
34,
Tobin, J . ( 1969 ) , lOA General equ i l i brium approach to monetary theory" ,
Journal o[ Honey, Credit and Banking , 1 , 15-29.
Wlldasin, D . ( 1984 ) , " The q theory of investment
goods" , American E�Qnomic Review, 74, 203-2 1 0 .
-
54 -
with many
capital
DOCUMENTOS DE TRABAJO ( 1 )
8801
Agustín MaravaJl: Two papers on ARIMA signal extraction.
8802
Juan José Camio y José Rodríguez de Pablo: El consumo de Alimentos no elaborados en Espa­
8803
Agustín Maravall and Daniel Peña: Missing ObservalÍons in Time Series and the «DUAL»
8804
José Viñals: El Sistema Monetario Europeo. España y la política macroeconómic8. (Publicada
8805
Antoni Espasa: Métodos cuantitativos y análisis de la coyuntura económica.
8806
ña: Análisis de la infonnación de MERCASA.
Autocorrelation Function.
una versión en inglés con el mismo número.)
Antoni Espasa: El perfil de crecimiento de un fenómeno económico.
8807
Pablo Martín Aceña: Una estimación de los principales agregados monetarios en Espafia: 1940-
8808
Rafael Repullo: Los efectos económicos de los coeficientes bancarios: un análisis teórico.
1962.
8901
MI de los Llanos Matea Rosa: Funciones de transferencia simultáneas del índice de precios al
8902
Juan J. Dolado: Cointegración: una panorámica.
8904
E. Morales, A. Espasa y M. L. Rojo: Métodos cuantitativos para el anáJisis de la actividad indus·
8903
consumo de bienes elaborados no energéticos.
Agustín Maravall: La extracción de señales y el anáJisis de coyuntura.
trial española. (Publicada una edición en inglés con el mismo número.)
9001
Jesús AlbarraCÍn y Concha Artola: El crecimiento de los salarios y el deslizamiento salarial en
9002
Antoni Espasa, Rosa GÓmez·Churruca y Javier Jareño: Un análisis econométrico de los ingre·
9003
Antoni Espasa: Metodología para realizar el análisis de la coyuntura de un fenómeno económico.
9004
Paloma Gómez Pastor y José Luis Pellicer Miret: lnformación y documentación de las Comu­
9005
Juan J. Dolado, Tim Jenkinson and Simon Sosvilla-Rivero: Cointegration and unit roots: A
9006
Samuel Bentolila and Juan J. Dolado: Mismatch and Internal Migration in Spain, 1962-1986.
el período 1981 a 1988.
sos por turismo en la economía española.
(Publicada una edición en inglés con el mismo número.)
nidades Europeas.
survey.
9007 Juan J. Dolado, Joho W. Galbraith and Anindya Banerjee: Estimating euler equalions with
integrated series.
9008
Antoni Espasa y Daniel Peña: Los modelos ARTh1A, el estado de equilibrio en variables econó­
9009
Juan J. Dolado and José Viñals: Macroeconomic policy, external targets and consrraints: the
9010
Anindya Banerjee, Juan J. Dolado and John W. Galbraith: Recursive and sequential tests for
9011
Pedro Martínez Méndez: Nuevos datos sobre la evolución de la peseta entre 1900 y 1936. Infor­
9101
Javier Valles: Estimation of a growth model with adjusrment costs n
i presence of unobservable
9102
Javier Valles: Aggregate investment in a growth model with adjustment costs.
micas y su estimación. (Publicada una edición en inglés con el mismo número.)
case of Spain.
unit roots and sttuctura1 breaks n
i long annual GNP series.
mación complementaria.
shocks.
9103
Juan J Dolado: Asymptotic distribution theory ror econometric estimation with integrated pro­
9104
José Luis Escrivá y José Luis Malo de Malina: La instrumentación de la política monetaria
9/05
9/06
cesses: a guide.
española en el marco de la integración europea. (Publicada una edición en inglés con el mismo
número.)
Isabel Argimón y Jesús Briones: Un modelo de simulación de la carga de la deuda del Estado.
Juan Ayuso: Los efectos de la entrada de la peseta en el SME sobre la volatilidad de las variables
financieras españolas. (Publicada una edición en inglés con el mismo número.)
9107
Juan J. Dolado y José Luis Escrivá: La demanda de dinero en España: definiciones amplias de
9108
Fernando C. Ballabriga: Instrumentación de la metodología VAR.
9109
liquidez. (Publicada una edición en inglés con el mismo número.)
Soledad Núñez: Los mercados derivados de la deuda pública en España: marco institucional y
funcionamiento.
9/ /0
Isabel Argimón y José M' Roldán: Ahorro. inversión y movilidad internacional del ¡::apital en los
9///
José Luis Escrivá y Román Santos: Un estudio del cambio de régimen en la variable n
i strumen­
9//2
Carlos Chuliá: El crédito interempresarial. Una manifestación de la desinterrnediación financiera.
países de la CE. (Publicada una edición en inglés con el mismo número.)
tal del control monetario en España. (Publicada una edición en inglés con el mismo número.)
9JJ3
Ignacio Hernando y Javier Vallés: Inversión y restricciones financieras: evidencia en las empre­
9JJ4
Miguel Sebastián: Un análisis estructural de las exportaciones e imponaciones españolas: evalua­
9//5
Pedro Martínez Méndez: Intereses y resultados en pesetas constantes.
9117
Juan Luis Vega: Tests de raíces unitarias: aplicación a series de la economía española y al análisis
9//8
Javier Jareño y Juan Carlos Detrieu: La circulación fiduciaria en España: distorsiones en su
9//9
Juan Ayuso Huertas: Intervenciones esterilizadas en el mercado de la peseta: 1978-1991.
9JJ6
9120
sas manufactureras españolas.
ción del período 1989-91 y perspectivas a medio plazo.
Ana R. de Lamo y Juan J. Dolado: Un modelo del mercado de trabajo y la restricción de oferta
en la economía española.
de la velocidad de circulación del dinero (1964-1990).
evolución.
Juan Ayuso, Juan J. Dolado y Simón Sosvilla-Rivero: Eficiencia en el mercado a plazo de la
peseta.
9/2/
José M. GonzáJez-Páramo, José M. Roldán y Miguel Sebastiáo: lssues on Fiscal Policy in
920/
Pedro Martíoez Méndez: Tipos de interés, impuestos e inflación.
92q2
9203
Spain.
Víctor García-Vaquero: Los fondos de inversión en Espana.
César Alonso y Samuel Bentolila: La relación entre la inversión y la «Q de Tobin» en las empre­
sas industriales espanolas.
(1) Los Documentos de Trabajo anteriores a 1988 figuran en el catálogo de publicaciones del Banco de España.
Información: Banco de España
Sección de Publicaciones. Negociado de Distribución y Gestión
Teléfono: 338 51 80
Alcalá, 50. 28014 Madrid