116

CAPITOLUL III

DIAGNOSTICUL ÎNTREPRINDERILOR COTATE PE PIAŢA DE CAPITAL

3.1. Diagnosticul întreprinderilor cotate pe piaţa de capital 3.1.1 Analiza fundamentalã clasicã pe baza ratelor de eficienţă Analiza fundamentalã se utilizeazã pentru stabilirea valorii reale (intrinseci) a unei acţiuni pornind de la faptul că valoarea firmei este determinată hotărâtor de variabilele sale financiare, respectiv potenţialul de creştere, riscul afacerii, profitabilitatea, lichiditatea şi flexibilitatea financiară, precum şi de capacitatea de a-şi autofinanţa proiectele de dezvoltare. Cu alte cuvinte, analiza financiară se bazează pe ipoteza că legătura dintre valoare şi variabilele financiare cheie este cuantificabilă şi stabilă în timp, iar abaterile de la această corelaţie sunt corectate în timp rezonabil de piaţă. Acest tip de analiză utilizează cu precădere informaţiile financiar-contabile, dar şi non-financiare raportate de emitenţi, ceea ce permite investitorilor posibilitatea cunoaşterii rezultatelor unei companii, a aprecierii perspectivelor de dezvoltare ale acesteia, şi în final a estimării corecte a preţului real al acţiunilor. Din punct de vedere al investitorilor, previzionarea evoluţiei viitoare a emitenţilor reprezintă cel mai important aspect al analizei financiare. Fără îndoială că rezultatele procesului de evaluare depind atât de modelele utilizate, cât şi de profesionalismul analiştilor financiari, dar şi de calitatea informaţiei introduse în cadrul modelelor. De asemenea, o analiză financiară pertinentă presupune studierea prealabilă a contextului macroeconomic şi de ramură în care compania vizată îşi desfăşoară activitatea. În funcţie de aspectele urmărite, analiza financiară a întreprinderii se realizează pe două direcţii principale:

1) Analiza în termeni monetari a situaţiilor financiare, prin care se urmăreşte identificarea tendinţelor veniturilor, cheltuielilor şi a profitului, evoluţia activelor şi a obligaţiilor, a capitalului social, a capitalului propriu şi a componentelor sale, a capitalului permanent, a indicatorilor de echilibru financiar (fondul de rulment, nevoia de fond de rulment şi trezoreria netă) etc;

2) Analiza pe baza ratelor financiare, mai precis calcularea ratelor de structură

patrimonială de activ şi pasiv pe baza bilanţului, a ratelor de profitabilitate, solvabilitate, a ratelor de îndatorare, a ponderilor elementelor de venituri şi cheltuieli din contul de profit şi pierdere, precum şi a utilizărilor şi a surselor de numerar pe baza situaţiei fluxurilor de trezorerie.

Spre deosebire de analiza în termeni monetari, ratele financiare au un conţinut informaţional mult mai ridicat, oferind posibilitatea efectuării de comparaţii în timp pentru aceeaşi firmă şi de asemenea, comparaţii între firme similare. În acelaşi timp, analiza fundamentală urmăreşte evoluţia rezultatelor atât pe orizontală, adică se utilizează ca referenţial rezultatele anterioare ale firmei respective, cât şi pe verticală, luând în considerare valorile medii ale indicatorilor

117

financiari. Deci, principalul avantaj al ratelor financiare este că asigură comparabilitatea rentabilităţii şi riscului întreprinderilor diferite ca dimensiune şi profil de activitate. Ratele financiare sunt rapoarte semnificative între două elemente comparabile, care de regulă sunt legate printr-o relaţie cauză-efect. Astfel, ratele financiare nu reprezintă doar simple rapoarte matematice dintre două mărimi, ci la construirea şi utilizarea acestora trebuie să se ţină cont în special de aspectul de fond, respectiv de corelaţia economică dintre cele două mărimi alese. Rezultă că fundamentele economice ale metodei ratelor se găsesc în teoria economică referitoare la eficienţa economică, potrivit căreia se compară efectul economic obţinut cu eforturile depuse sau invers1. De asemenea, utilizarea ratelor financiare este condiţionată din perspectiva internă de obiectivele procesului decizional, sau de interesele investitorilor în procesul de investire/dezinvestire în cazul întreprinderilor cotate pe piaţa de capital. Astfel, succesul analiştilor financiari în aprecierea corectă a stării de sănătate financiară şi a gestiunii întreprinderii depinde hotărâtor de selecţia acelor rate semnificative, independente şi omogene. Conform opiniei unor specialişti2 în domeniu, pentru a reflecta corect performanţele firmei, sistemul de indicatori economico-financiari utilizat în analiză trebuie să îndeplinească următoarele prerogative:

• de a reflecta sintetic şi dinamic situaţia economico-financiară a firmei; • de a asigura interdependenţa dintre fenomenele economice, sociale şi naturale, în scopul

prevenirii şi încetinirii degradării mediului natural; • de a reflecta corelaţia dintre toate funcţiile întreprinderii (cercetare-dezvoltare, producţie,

comercială, personal, financiar-contabilă); • de a oferi posibilitatea realizării de comparaţii în timp, spaţiu şi mixte, pe baza utilizării de

rate financiare standardizate utilizate atât pe plan naţional, cât şi internaţional. În prezent, în literatura de specialitate naţională şi internaţională, pentru caracterizarea situaţiei economico-financiare a întreprinderii se utilizează diverse sisteme de rate financiare. Pornind de la modelul A. Gheorghiu şi luând în considerare ratele financiare recomandate în teoria economică naţională şi internaţională, am construit un sistem complex de indicatori pentru diagnosticarea şi evaluarea întreprinderilor cotate pe piaţa de capital, format din 6 categorii de rate (respectiv 33 de rate financiare):

1) rate de lichiditate şi solvabilitate; 2) rate de echilibru financiar; 3) rate de activitate; 4) rate de rentabilitate; 5) rate de îndatorare; 6) rate bursiere.

Fiecare dintre aceste rate financiare, precum şi modalitatea de calcul şi semnificaţia fiecăreia, au fost prezentate sintetic în tab. 3.1.

1 A. Gheorghiu, Fundamentele metodei ratelor – de la teorie la practică, Revista Finanţe, Bănci, Asigurări nr. 2-3 februarie-martie, 1998 2 A. Gheorghiu, Puterea informativă a indicatorilor financiari la nivel microeconomic, Revista Finanţe, Bănci, Asigurări nr. 7-8 iulie-august, 2001

118

119

120

121

Acest model complex de analiză financiară pe baza bilanţului contabil şi a datelor de piaţă permite aprecierea situaţiei globale a unei întreprinderii cotate pe piaţa de capital, respectiv a aspectelor privind lichiditatea, solvabilitatea, echilibrul financiar, eficienţa gestiunii, performanţele managementului acesteia, rentabilitatea operaţională, precum şi imaginea sa bursieră. Este uşor de utilizat deoarece toate informaţiile financiar-contabile, inclusiv cele referitoare la evoluţia cursului bursier sunt publice, deci accesibile oricărui investitor şi instituţiilor financiare. Unii dintre indicatorii cuprinşi în cadrul modelului sunt recomandaţi prin OMF.94/2001 privind Reglementările contabile armonizate cu Directiva a IV a Comunităţii Economice Europene şi cu Standardele Internaţionale de Contabilitate. Astfel, se precizează metodologia de calcul a ratelor de lichiditate curentă şi imediată, acoperirea dobânzilor, viteza de rotaţie a stocurilor, viteza de rotaţie a activelor imobilizate, rentabilitatea capitalului angajat etc. Menţionarea anumitor indicatori şi precizarea exactă a metodologiei de calcul a acestora aduce un plus de calitate şi comparabilitate informaţiilor financiar-contabile prezentate în anexele respective, dar există multe neconcordanţe şi confuzii privind terminologia folosită. Astfel, în calculul ratelor de lichiditate apare termenul de active curente, iar în bilanţ regăsim elementul active circulante. Conform normei IAS 1, activele curente cuprind elemente ce urmează a fi realizate în cadrul ciclului de exploatare al întreprinderii sau în maximum 12 luni de la data bilanţului. În schimb, activele circulante conţin şi elemente ce urmează a fi realizate peste un an (creanţe ce urmează a fi încasate peste un an). De asemenea, formatul obligatoriu al contului profit şi pierdere pe baza clasificării cheltuielilor după natură nu oferă informaţii suficiente privind costul vânzărilor, deci nu permite calculul indicatorului rotaţia stocurilor conform metodologiei recomandate prin OMF.94/2001. Doar în nota explicativă care prezintă un model al contului de profit şi pierdere, conform metodei “ costului vânzărilor „ apare elementul costul bunurilor vândute şi al serviciilor prestate, dar nu este clar dacă acesta este sinonim cu costul vânzărilor din cadrul indicatorului respectiv. Ambiguităţi privind terminologia folosită apar şi în cazul indicatorilor gradul de îndatorare şi rentabilitatea capitalului angajat, care se calculează pe baza capitalului angajat. În cazul indicatorului gradul de îndatorare, conform metodologiei recomandate, capitalul angajat este format din capital propriu şi capital împrumutat, respectiv credite peste un an, deşi există şi alte surse de capital împrumutat, precum împrumuturi obligatare, datorii comerciale, sume datorate societăţilor din cadrul grupului etc. Pentru calculul rentabilităţii capitalului angajat, se iau însă în considerare toate datoriile pe termen lung, deci acest capital este echivalent cu capitalul permanent care reprezintă un post bilanţier distinct. Se impune o observaţie aparent lipsită de importanţă, dar cu implicaţii deosebite asupra valorii indicatorilor respectivi, şi anume determinarea ratelor de activitate conform recomandărilor OMF.94/2001 se bazează pe utilizarea unui număr de 365 de zile faţă de metodologia veche care utiliza în mod corespunzător un număr de 360 de zile, ceea ce permitea recalcularea simplă a acestor rate pentru intervale mai scurte de timp. Deşi metodologia de calcul şi analiză a indicatorilor recomandaţi prin OMF.94/2001 este extrem de ambiguă, totuşi considerăm utilă intenţia normalizatorilor români de diversificare a ofertei de informaţii financiar-contabile şi de creştere a gradului de comparabilitate a acestora. Se impune totuşi clarificarea anumitor termeni şi indicatori utilizaţi în scopul îmbunătăţirii fiabilităţii informaţiilor.

122

În plus, datorită modificării legislaţiei contabile româneşti, nu se poate asigura comparabilitatea informaţiilor financiare furnizate de sistemul contabil vechi şi sistemul contabil nou, bazat pe aplicarea normelor internaţionale. Acestea sunt două referenţiale contabile complet diferite atât din punct de vedere al formei şi structurii situaţiilor financiare, cât mai ales din punct de vedere al modalităţii de calcul a structurilor situaţiilor financiare. Modificarea relativă a principiilor şi politicilor contabile, dar mai ales a metodelor de evaluare a elementelor bilanţiere şi a elementelor de venituri şi cheltuieli, conduce la rezultate diferite atât la nivelul bilanţului, cât şi în cadrul contului de profit şi pierdere. Astfel, ţinând cont de faptul că pentru anul 2000 firmele cotate au raportat situaţii financiare după ambele sisteme contabile, fiind obligate să retrateze bilanţul contabil vechi conform noilor principii şi politici contabile, analiştii financiari şi investitorii pot realiza analize ale performanţelor societăţilor cotate fie pentru perioada 1995-2000, fie pentru perioada 2000-2002, dar în nici un caz nu pot analiza datele aferente întregii perioadei ca urmare ca incomparabilităţii acestora. Aşa cum am menţionat anterior, modificările aduse sistemului contabil românesc vor contribui la lărgirea ofertei publice de informaţii, dar şi la creşterea calităţii şi fiabilităţii informaţiilor financiar-contabile. În formatul şi structura actuală, situaţiile financiare ale firmelor cotate furnizează informaţii utile investitorilor privind poziţia şi performanţele financiare, precum şi pentru estimarea capacităţii prezente şi viitoare a emitenţilor de a genera şi utiliza eficient lichidităţile şi echivalentele de lichidităţi. Considerăm că sistemul de rate prezentat anterior este util atât pentru analiza financiară externă, cât şi pentru analiza şi evaluarea internă a întreprinderilor. Totuşi, aprecierea rapidă şi corectă a situaţiei financiar-contabile şi a perspectivelor viitoare de dezvoltare ale emitenţilor, nu necesită folosirea tuturor ratelor cuprinse în cadrul sistemului prezentat anterior, ci numai a anumitor rate financiare care conferă informaţii generale dar relevante privind rentabilitatea şi riscul investiţiilor de capital. În acest sens, recomandăm utilizarea doar a unui sistem de 16 rate financiare folosit în cadrul studiului de analiză a relevanţei informaţiilor financiar-contabile pentru aprecierea performanţelor emitenţilor cotaţi pe piaţa de capital românească. Acest studiu va fi prezentat ulterior în cadrul acestui capitol. Utilizarea unor rate financiare independente impune aprecierea corelată a nivelului lor, bine ştiut fiind faptul că de exemplu, gradul de îndatorare influenţează lichiditatea şi solvabilitatea firmei, dar şi rentabilitatea acesteia. Deci, chiar dacă interesul utilizatorilor rezultatelor analizei financiare este diferit, sau presupune concentrarea asupra anumitor indicatori, se impune o utilizare integrată a ratelor, şi nu una segmentată care poate conduce la concluzii eronate privind anumite aspecte ale activităţii firmelor. Semnificaţia ratelor reprezintă o altă premisă importantă a unui sistem relevant de rate financiare utilizat în procesul de investire/dezinvestire. Folosirea unui număr prea mare de rate nu conferă obligatoriu un plus de relevanţă şi conţinut informaţional. Mulţi indicatori financiari prezintă informaţii care se suprapun, deci apare problema redundanţei ratelor financiare. Aşa cum am menţionat anterior, selecţia ratelor financiare trebuie să se realizeze în funcţie de obiectivele urmărite de beneficiarii rezultatelor analizei fundamentale privind rentabilitatea şi riscul firmelor cotate. Interpretarea nivelului acestor indicatori presupune existenţa unor baze pertinente de comparaţie, respectiv valorile istorice aferente aceleaşi societăţi, media ramurii, rezultatele celor mai puternici concurenţi din domeniu, precum şi standardele internaţionale. Astfel, pentru rata lichidităţii

123

generale se recomandă un nivel standard satisfăcător, cuprins în intervalul 1.2-1.8, iar pentru rentabilitatea comercială un nivel minim de 3-7%. Totuşi aceste valori standard sunt teoretice, fiind determinate pe baza studiilor statistice, ceea ce determină faptul că în anumite contexte economice naţionale aceste standarde nu pot fi utilizate pentru aprecierea corectă a situaţiei financiare a întreprinderilor. Rezultă că cele mai utile criterii de referinţă în analiza financiară sunt mediile de ramură. Pe baza rezultatelor diverselor cercetări realizate la nivelul economiei naţionale, dar şi ale studiului propriu privind relevanţa analizei fundamentale asupra performanţelor firmelor cotate la BVB şi RASDAQ pe perioada 1996-2000, am constatat că analizele la nivel sectorial nu prezintă un grad ridicat de utilitate datorită diversităţii accentuate a firmelor cotate, de la unele foarte neprofitabile la altele extrem de profitabile, ceea ce conduce la o variabilitate ridicată a indicatorilor, mult peste valorile teoretice admise. Această plajă largă a valorilor face dificilă alegerea unor valori medii ale indicatorilor drept bază sau criteriu de referinţă pentru aprecierea competitivităţii unei anumite companii sau grup de firme. Luarea în considerare doar a întreprinderilor cotate la BVB rezolvă într-o oarecare măsură această problemă, deoarece firmele cotate pe această piaţă sunt comparabile din punct de vedere al profitabilităţii lor, iar numărul lor pe sectoare economice este mult mai redus comparativ cu firmele cotate la RASDAQ. În plus, determinarea corectă a mediilor pe sectoarele româneşti este îngreunată sensibil de influenţa ridicată a inflaţiei din perioada anterioară. Pe pieţele eficiente de capital s-a constatat că rezultatele individuale ale întreprinderilor tind spre media ramurii în care activează, iar abaterile dintre valorile individuale ale anumitor indicatori faţă de media ramurii sau a pieţei de capital, cum ar fi ratele de rentabilitate sau ratele bursiere, permit aprecierea relativă a riscului investiţiilor în acţiunile firmelor cotate. Pe de altă parte, se menţine a fi subliniat faptul că mediile pe sectoare nu reprezintă decât un criteriu de referinţă mediu, unele firme performante pot avea rezultate superioare mediei pe ramură, alte se pot plasa sub valoarea medie. Pentru firmele care urmăresc atingerea unui anumit nivel al performanţelor superior mediei pe ramură, comparaţia cu rezultatele liderilor din sectorul respectiv este mult mai relevantă. Totuşi, diferenţele semnificative pozitive sau negative faţă de media de sector reprezintă un semnal de alarmă pentru investitori şi analişti, ceea ce impune o analiză mai detaliată a aspectelor studiate. Din punct de vedere al naturii şi dimensiunii activităţii, analiza pe baza ratelor financiare este mai utilă pentru întreprinderile mici care se concentrează asupra unui singur sector economic. Compararea rezultatelor unei firme, care are o activitate diversificată, dar dificil de încadrat într-un anumit sector, cu mediile pe un anumit sector nu conduce la concluzii corecte şi relevante. De asemenea, este extrem de dificil de a realiza generalizări privind nivelul anumitor rate financiare. Astfel, o valoare ridicată a rotaţiei activelor poate indica faptul că societatea a utilizat eficient activele sale, fie că firma nu este suficient de capitalizată, şi contrar, o valoare mică a acestei rate poate sugera că, fie firma nu a folosit eficient activele sale sau că a realizat investiţii semnificative în mijloace fixe. În mod asemănător, aşa cum se va prezenta cu ocazia studiului asupra firmelor cotate româneşti din cadrul acestui capitol, scăderea ratei rentabilităţii financiare poate indica o reducere a eficienţei utilizării capitalului acţionarilor sau pur şi simplu, o dinamică superioară a capitalului propriu comparativ cu dinamica profitul net obţinut la sfârşitul exerciţiului financiar.

124

Deşi calculul ratelor financiare este relativ simplu, existând numeroase programe informatice pentru determinarea acestora, analiştii financiari trebuie să manifeste o deosebită grijă mai ales în cazul firmelor decapitalizate. Astfel, pot apărea situaţii când întreprinderi cu capital propriu sau chiar capital permanent negativ şi neprofitabile au rate de rentabilitate pozitive, sau rate de echilibru financiar şi rate de îndatorare negative. Aceste erori logico-economice trebuie eliminate din calculul ratelor, cu atât mai mult la stabilirea unor medii pe ramură. Inflaţia deformează valorile ratelor financiare prin intermediul elementelor care intervin în calculul acestora. S-a constatat că unii indicatori, precum ratele de rentabilitate, prezintă valori mai ridicate în economiile inflaţioniste, iar altele, cum ar fi ratele bursiere, precum PER şi P/S, au în general valori mai scăzute, ca urmare a efectului inflaţiei asupra profitului net şi a vânzărilor. În plus, aşa cum se va constata cu ocazia analizei relevanţei informaţiilor financiar-contabile asupra performanţelor emitenţilor români, ratele financiare ale firmelor româneşti ca şi în cazul altor economii hiperinflaţioniste, prezintă o variabilitate extrem de ridicată, care determină scăderea relevanţei mediilor de ramură pentru aprecierea rezultatelor individuale ale firmelor cotate. Deşi este general recunoscut faptul că valorile ratelor financiare sunt influenţate semnificativ de inflaţie, considerăm că analiştii financiari sau alţi utilizatori ai analizei financiare externe nu pot “ ajusta “ sau corecta valoarea nominală a ratelor financiare prin simpla aplicare a indicelui general al preţurilor sau a indicelui preţurilor producţiei industriale aferent industriei în care activează întreprinderea. Stabilirea valorii reale a ratelor financiare presupune corectarea diferenţiată prealabilă a elementelor care întră în calculul ratelor, respectiv aplicarea normei contabile IAS 29 privind ajustarea la inflaţie. Ajustarea în funcţie de puterea de cumpărare curentă constă în aplicarea unui indice general al preţurilor activelor şi datoriilor nemonetare (cu excepţia elementelor înregistrate la valori curente la data bilanţului), precum şi tuturor structurilor aferente contului de profit şi pierdere. Rezultă că este practic imposibil şi incorect de a ajusta valorile ratele financiare de către analişti financiari sau investitori. Totuşi, ajustarea cu indicele general al preţurilor se recomandă la analiza trendului principalilor indicatori de cheltuieli, venituri, rezultate, capitaluri etc, pentru evidenţierea evoluţiei reale a valorii acestor indicatori importanţi. De asemenea, factorii sezonieri deformează valorile ratelor financiare. De exemplu, în cazul indicatorului viteza de rotaţie a stocurilor se recomandă utilizarea valorilor medii ale stocurilor tocmai pentru a elimina influenţa factorilor sezonieri care pot genera o valoare foarte ridicată a stocurilor la sfârşitul anului calendaristic (mai ales în cazul întreprinderilor comerciale), ceea ce conduce la un nivel foarte mare al acestei rate. Dimpotrivă, firme cu un nivel scăzut al stocurilor la sfârşitul perioadei vor înregistra o valoare mică a rotaţiei stocurilor. În acest sens, intervine experienţa şi profesionalismul analiştilor financiari în calculul şi aprecierea indicatorilor financiari. Rezultatele analizei financiare pot fi influenţate de “tehnicile de cosmetizare„ a situaţiilor financiare (în engl. “window dressing techniques“) de către managementul firmei, pentru a disimula realitatea în scopul menţinerii loialităţii acţionarilor actuali şi atragerii de noi investitori, obţinerii de credite bancare, atragerii de capital prin emisiuni de acţiuni sau obligaţiuni etc. Aşa cum am menţionat cu ocazia prezentării impactului modificării sistemului contabil românesc asupra raportării financiar-contabile a firmelor cotate, utilizarea unor principii şi politici contabile diferite generează modificări semnificative ale nivelul ratelor financiare. Cel mai elocvent exemplu este cel al economiei româneşti, schimbarea radicală a sistemului contabil românesc face imposibilă comparabilitatea informaţiilor înainte şi după anul 2000. De asemenea, economiile

125

ţărilor dezvoltate se confruntă cu asemenea probleme generate de modificarea sau neuniformitatea aplicării metodelor de evaluare a stocurilor, metodele de amortizare a activelor etc. În concluzie, analiza fundamentală pe baza ratelor conferă numeroase avantaje pentru utilizatori, dintre care principalul avantaj este furnizarea de informaţii relevante, complete şi corelate privind performanţele economico-financiare ale firmelor în scopul asigurării comparabilităţii rentabilităţii şi riscului întreprinderilor diferite ca dimensiune şi profil de activitate. Totuşi, această metodă de diagnosticare a competitivităţii societăţilor prezintă anumite limite referitoare la conţinutul informaţional şi aria de utilizare care nu trebuie neglijate sau minimizate. Astfel, analiza fundamentală pe baza ratelor se pretează în special în cazul firmelor mici sau a companiilor care activează într-un anumit sector de activitate. Mediile indicatorilor nu sunt întotdeauna un criteriu potrivit de comparaţie pentru companiile foarte performante sau în cazul economiilor instabile cu inflaţie ridicată. Aprecierea corectă a poziţiei financiare şi a competitivităţii firmelor depinde de calitatea sistemului de referinţă şi de factorii de influenţă. Se recomandă eliminarea influenţei factorilor sezonieri şi a modificării politicilor şi principiilor contabile asupra valorilor ratelor financiare. Deşi analiza corelată a ratelor financiare este un imperativ pentru succesul investitorilor şi analiştilor financiari în aprecierea corectă şi completă a rentabilităţii şi riscului plasamentelor de capital, uneori este dificil de emis o “ judecată „ finală privind performanţa financiară a firmelor studiate. În acest caz se recomandă utilizarea procedeelor statistice pentru analiza simultană a celor mai relevante rate financiare, respectiv analiza multivariată pe baza funcţiilor scor. Totuşi analiza fundamentală nu se referă doar la calculul şi interpretarea ratelor, ci şi la analiza evoluţiei şi structurii principalilor indicatori financiari ai întreprinderii: active, datorii, capital propriu, venituri, cheltuieli, profituri sau pierderi etc. În plus, se urmăreşte o multitudine de aspecte calitative privind potenţialul tehnic, uman şi financiar al firmei, respectiv starea de uzură a activelor corporale, volumul activelor intangibile, relaţiile cu clienţii şi furnizorii, calitatea produselor şi serviciilor, cota de piaţă, avantajele concurenţiale, politica de salarizare, competenţa şi loialitatea personalului şi în special calitatea managementului etc. De asemenea, pentru firmele cotate, prezintă importanţă hotărâtoare pentru investitori structura acţionariatului şi interesele divergente ale acţionarilor, investitorilor externi şi intermediarilor, precum şi calitatea guvernării corporative a emitenţilor. Scopul final al analizei fundamentale este identificarea punctelor slabe şi a avantajelor concurenţiale ale emitenţilor, a posibilităţilor şi limitelor viitoare ale dezvoltării acestora, precum şi determinarea efectului strategiilor şi politicilor investiţionale, de dividend, de finanţate, de marketing, de personal ale firmelor cotate asupra activităţii şi valorii lor. Analiza fundamentală reprezintă de fapt etapa preliminară a procesului de evaluare, care trebuie să permită evaluatorului alegerea celor mai potrivite abordări şi metode de evaluare, şi implicit identificarea şi estimarea principalilor determinanţi ai valorii afacerii. 3.1.2 Indicatorii bursieri şi utilitatea acestora în analiza şi evaluarea întreprinderilor cotate

Analiza fundamentalã a unei acţiuni constã în special în calcularea şi interpretarea corelatã a celor mai importante rate de rentabilitate, îndatorare, lichiditate, solvabilitate, precum şi a ratelor bursiere. Ratele bursiere sunt considerate expresia finală a performanţei de piaţă a companiilor cotate deoarece acestea încorporează informaţii privind cursul bursier, dar şi informaţii financiar-contabile privind rezultatul net al exerciţiului, vânzările pe acţiune, dividendul pe acţiune, valoarea contabilă pe acţiune etc.

126

Luând în considerare importanţa şi relevanţa indicatorilor bursieri pentru aprecierea performanţei globale a firmelor cotate am acordat o atenţie deosebită în cadrul acestui capitol, prezentării celor mai importante aspecte privind metodologia de calcul, dar şi a conţinutului informaţional al acestora. De asemenea în cadrul acestui subcapital am abordat atât avantajele, cât şi limitele utilizării acestor indicatori pentru analiza şi evaluarea firmelor cotate româneşti. Cursul bursier al acţiunii reprezintã barometrul performanţei globale a unei întreprinderii, recunoscute oficial de cãtre public pe piaţa de capital. Dar variaţia preţului bursier este determinatã nu numai de evoluţia rezultatelor economico-financiare ale întreprinderii, ci şi de aşteptãrile investitorilor referitoare la posibilitãţile de dezvoltare ale acesteia, de evoluţia şi perspectivele sectorului de activitate în care funcţioneazã firma, precum şi de tendinţele economice naţionale şi internaţionale. Factorul cel mai important care stabileşte în ultimã instanţã preţul unei acţiuni este raportul dintre cererea şi oferta de pe piaţa de capital. Totuşi pe pieţele de capital eficiente, performanţele economico-financiare ale unei întreprinderi au o contribuţie hotãrâtoare asupra nivelului şi variaţiei cursului bursier al acţiunilor acesteia. Astfel rapoartele financiar-contabile oferã deţinãtorilor de capital informaţii utile privind strategia şi politicile firmei, competitivitatea produselor şi poziţia sa pe piaţã, potenţialul concurenţial, competenţa şi experienţa managerilor şi a personalului, evoluţia cursului bursier al acţiunilor, rezultatele economico-financiare trecute etc. Toate aceste informaţii corelate cu o analizã preliminarã a stãrii generale a pieţei de capital oferã posibilitatea previzionãrii potenţialului şi a perspectivelor de dezvoltare ale întreprinderii în viitor. Nu trebuie însã exclusã posibilitatea manipulãrii informaţiilor financiar-contabile ale firmei şi cea a interpretãrii denaturate a acestora de cãtre conducerea firmei şi respectiv, de cãtre intermediarii financiari de pe piaţa de capital. Indicatorii bursieri sunt extrem de utili nu numai pentru procesul investiţional curent, în cadrul căruia în funcţie de valorile comparabile ale acestora se decide dacă titlurile financiare sunt subevaluate sau supraevaluate şi corespunzător se adoptă decizii de cumpărare/ vânzare, ci mai ales în evaluarea firmelor sau a participaţiilor de acţiuni în cadrul firmelor evaluate, conform abordării pe baza comparaţiei de piaţă. Calcularea şi aprecierea ratelor de piaţă presupune determinarea prealabilă a indicatorilor bursieri la nivel de acţiune, precum rezultatul net al exerciţiului, vânzările pe acţiune, dividendul pe acţiune, valoarea contabilă pe acţiune etc. Aceşti indicatori ca şi ratele bursiere prezintă o utilititate deosebită pentru analiza rentabilităţii şi riscului plasamentelor de capital, dar fiind exprimaţi în mărime absolută au un conţinut informaţional şi o relevanţă mai redusă decât ratele bursiere. Aceşti indicatori bursieri la nivel de acţiune se recomandă a fi utilizaţi în corelaţie directă cu ratele de piaţă. Astfel se explică preferinţa deosebită a investitorilor şi analiştilor financiari pentru analiza fundamentală corelată a ratelor financiare şi a ratelor bursiere. Similar ratelor financiare tradiţionale, ratele bursiere se pretează în special în cazul analizelor sectoriale sau la nivel de piaţă globală de capital, datorită asigurării comparabilităţii cu mediile pe sector sau standardele internaţionale. Totuşi în anumite circumstanţe, respectiv lipsa de transparenţă, denaturarea rezultatelor financiar-contabile ale emitenţilor, modificarea frecventă a capitalului social prin creşterea sau diminuarea numărului de acţiuni, precum şi variabilitatea extrem de ridicată a valorii ratelor de piaţă, se

127

diminuează sensibil utilitatea acestora pentru investitori. În aceste condiţii se recomandă cu prioritate folosirea indicatorilor bursieri la nivel de acţiune, care exprimă mai corect performanţele firmei. Cu ocazia prezentării modelului complex de analiză internă şi externă a competitivităţii firmelor cotate (vezi tab. 3.1) am studiat metodologia de calcul şi semnificaţia celor mai importante rate bursiere utilizate pe plan naţional şi internaţional: PER (Rata preţ bursier la profit pe acţiune), P/S (Rata preţ la vânzări pe acţiune), DIVY (Randamentul dividendelor) şi PBV (Rata preţ bursier la valoare contabilă pe acţiune). Aparent aceste rate de piaţã sunt uşor de calculat, respectiv se utilizeazã cursul bursier curent sau mediu pe diverse perioade, dar pentru exprimarea celorlalte elemente care intervin în calcul, se pot lua valori precedente, curente sau previzionate. Modalitatea de calcul a acestor indicatori depinde de datele financiar-contabile existente, de previziunile analiştilor, precum şi de necesitãţile investitorilor. În plus, interpretarea acestora nu este deloc simplã, ci presupune o analizã corelatã a tuturor rezultatelor financiar-contabile ale firmei, precum şi a evoluţiilor medii la nivelul sectorului economic şi a întregii pieţe de capital. De exemplu, PER este considerat cel mai folosit dintre toţi indicatorii de piaţã, dar în acelaşi timp existã frecvent pericolul interpretãrii eronate a acestuia. Astfel, se poate determina un PER anterior pe baza datelor din exerciţiul financiar precedent, un PER curent pe baza datelor din perioada curentã, precum şi un PER previzionat pe baza estimãrilor. Pe pieţele de capital dezvoltate, de asemenea, se vehiculează informaţii privind nivelul decalat al PER, care se calculează nu pe baza ultimului profit net anual sau trimestrial raportat, ci pe baza profitului net cel mai recent, înregistrat în ultimele 12 luni calendaristice. Unii investitori considerã cã PER poate reflecta performanţele unei firmei numai pe baza comparaţiei cu valorile acestuia pe sector sau faţã de media pe piaţa de capital respectivã. Astfel aceştia apreciază în mod greşit cã acţiunile cu un PER mai mare decât media pe sector sunt supraevaluate, şi din contră cele cu PER mai mic decât media sunt subevaluate, fãrã a lua în considerare evoluţia performanţelor economico-financiare ale firmei, care contribuie decisiv la determinarea preţului bursier al acţiunii respective. În plus, valoarea acestui indicator este influenţatã de politicile şi tehnicile contabile utilizate, precum şi de practica de “ cosmetizare “ a rezultatelor de cãtre managementul societãţii. Practica ţărilor cu pieţe de capital dezvoltate a demonstrat cã, în general, PER ia valori între 15-25, şi chiar mai scãzute în cazul economiilor inflaţioniste. Cu siguranţã cã interpretarea valorii acestui indicator depinde de modalitatea de calcul. Cercetãrile statistice efectuate pe piaţa americanã de capital, reflectã faptul cã PER curent este mai mare decât cel anterior, iar PER anterior este mai mare decât cel previzionat, deoarece se estimează cã profiturile viitoare vor fi mai mari decât cele anterioare. Se poate concluziona cã o valoare mare sau micã a PER nu semnificã întotdeauna faptul cã acţiunea respectivã este supraevaluată sau subevaluatã. Luând în considerare modelele de evaluare a acţiunilor pentru creştere constantă sau diferenţiată pe stadii3, valoarea acestui indicator este influenţatã de rata de distribuire a dividendelor, respectiv de rata de rentabilitate financiarã, de rata de creştere aşteptatã de investitori şi de riscul asociat acestei întreprinderi, adicã de diferenţa dintre costul capitalului şi rata de creştere. Rezultã cã PER creşte pe mãsurã ce rata de distribuire a dividendelor şi rata de rentabilitate financiarã cresc, şi

3 Investment Valuation, New York, John Wiley &Sons Inc., 2002

128

invers. De asemenea, PER scade ca urmare a majorãrii riscului asociat acestei acţiuni şi a unui potenţial de creştere ridicat. Aprecierea corectă a valorii indicatorului PER presupune analiza prealabilă a evoluţiei profitului net pe acţiune (în engl. EPS – earnings per share). Trendul acestui indicator exprimã potenţialul de creştere curent şi viitor al firmei. Ca şi în cazul PER, se pot determina valorile precedente, curente şi previzionate ale acestui indicator. De asemenea, o tendinţã relativ constantã a EPS semnificã o probabilitate ridicatã de a se menţine, deci un risc scãzut, ceea ce determinã o valoare ridicatã a PER. Dacã însã se anticipeazã o creştere a profiturilor, are loc o creştere a cursului bursier înainte de realizarea acestora, şi de regulã se înregistreazã concomitent o creştere a PER. De asemenea, se impune în acelaşi timp o analizã corelatã a dinamicii profitului pe acţiune cu cea a indicatorului vânzãri pe acţiune (în engl. Sales per share). Trendul pozitiv al ambilor indicatori reflectã o creştere sãnãtoasã, majorarea vânzãrilor, şi implicit îmbunãtãţirea situaţiei financiare, deci în general un semn clar al dezvoltãrii activitãţii firmei. Din contrã, scãderea EPS-ului pe seama scãderii numãrãtorului indicã o degradare a rentabilitãţii întreprinderii. În mod obligatoriu se impune şi studiul evoluţiei numãrului de acţiuni ordinare emise şi aflate în circulaţie. Existã posibilitatea scãderii EPS-ului ca urmare a transformãrii unor titluri de valori convertibile (obligaţiuni sau acţiuni preferenţiale) în acţiuni ordinare, în condiţiile creşterii sau menţinerii constante a profiturilor, ceea ce nu semnificã automat înrãutãţirea rezultatelor firmei. Ca şi PER, indicatorul EPS poate fi influenţat de politicile şi tehnicile contabile practicate de întreprindere. Diferitele metode de amortizare a activelor sau metode de evaluare a stocurilor conduc la profituri nete pe acţiune mari, şi implicit la valori ridicate ale PER. De asemenea, prin politica de provizioane a firmei, profiturile contabile obţinute de firmele cotate pot fi manipulate de către managementul firmei. Astfel, pentru asigurarea comparabilităţii între firme sau la nivel de sector sunt necesare anumite ajustări ale profiturilor contabile, care nu sunt întotdeauna la îndemâna analiştilor financiari sau a investitorilor. Deci principalul dezavantaj al PER este condiţionarea folosirii lui de existenţa profiturilor contabile uşor modificabile prin politicile şi practicile contabile ale firmelor cotate. În România, indicatorii bursieri principali sunt calculaţi şi publicaţi periodic pentru firmele cotate la BVB, precum şi mediile acestora la nivelul sectoarelor economice. Nivelul mediu al acestora este relativ rezonabil pe sectoare deoarece firmele cotate pe piaţa bursieră au în general performanţe comparabile. Metodologic, PER şi alţi indicatori se calculează pe baza ultimului profit anual net raportat şi a preţului curent al acţiunilor, ceea ce generează inevitabil în condiţii de inflaţie ridicată, o subapreciere a valorii acestora şi implicit diminuarea relevanţei acestor indicatori pentru eventuale analize sau evaluării de firme cotate prin metoda comparaţiei. Altă rată bursieră foarte utilă pentru analiza performanţelor de piaţă a firmelor cotate este PBV (Rata preţ bursier la valoare contabilă pe acţiune). Acest indicator permite aprecierea relativă a decalajului dintre valoarea contabilă şi valoarea de piaţă a întreprinderii. PBV este extrem de util mai ales în cazul întreprinderilor cu pierderi, pentru care calculul PER-ului nu este justificat având valoare negativã. Totuşi, PBV devine inutil în cazul firmelor cu capital propriu negativ ca urmare a pierderilor succesive înregistrate. Conform modelului Gordon-Shapiro de evaluare a acţiunilor, valoarea acestui indicator este determinatã de rata rentabilitãţii financiare, rata de distribuire a dividendelor, riscul asociat firmei, precum şi rata de creştere a profitului. De regulã, PBV creşte atunci când creşte rentabilitatea capitalului propriu, rata de distribuire a dividendelor se majoreazã sau rãmâne constantã, riscul scade şi rata de creştere a profitului se mãreşte. Existã deci o relaţie directã între rata preţ pe valoare contabilã şi rentabilitatea financiarã

129

sau câştigul acţionarilor (diferenţa dintre rentabilitatea financiarã şi costul capitalului propriu). Astfel, se considerã cã acţiunile sunt subevaluate când au un preţ pe valoare contabilã mic şi un câştig al acţionarilor mare, şi acţiunile sunt supraevaluate când au un preţ mare pe valoare contabilã, dar un câştig mic al acţionarilor. De regulã, o valoare scãzutã a câştigului acţionarilor determinã o valoare micã a preţului pe valoare contabilã şi invers. Totuşi, aprecierea corectă a valorii PBV pentru o anumită întreprindere presupune compararea cu media pe sector şi chiar cu media la nivelul întregii pieţe de capital. Este cunoscut faptul că PBV este specific fiecărui sector, având o valoare mică în cadrul sectoarelor puternic capitalizate (industria metalurgică, industria constructoare de maşini, aeronautică etc.), şi un nivel ridicat în cazul sectoarelor unde activele necorporale sunt nesemnificative ca valoare, cum ar fi consultanţă, software, tehnologii noi etc. Astfel, un PBV inferior mediei sectorului sau pieţei de capital este interpretat ca un semnal de subevaluare şi implicit de cumpărare a acţiunilor, iar un nivel ridicat al acestui indicator comparativ cu media sectorială sau a pieţei poate indica o supraevaluare a titlului. Randamentul dividendelor (DIVY) caracterizeazã eficienţa plasamentului într-un titlu de valoare. Acest indicator este important mai ales pentru investitorii care urmãresc venituri constante ridicate şi relativ sigure, deci cu risc scãzut. De asemenea, acest indicator se poate calcula în funcţie de valorile precedente sau previzionate. Cu siguranţã politica de dividende a unei întreprinderi influenţeazã cursul bursier al acţiunii, fapt demonstrat matematic de modelul Gordon-Shapiro. În plus, Gordon considera cã nu doar mãrimea fluxului de dividende conteazã pentru investitori, ci şi stabilitatea politicii de dividende a firmei. O politicã stabilã de dividend conferã siguranţã investitorilor, deci un risc redus, ceea asigurã un plus de atractivitate plasamentului de capital. Astfel se explicã preferinţa investitorilor pentru acele societãţi profitabile care acordã dividende relativ ridicate şi au o politicã stabilã de dividende, denumite simbolic “blue-chips” pe pieţele internaţionale de capital. În România, societãţile cotate la categoria I pe piaţa bursierã sunt considerate drept companii de tip „ blue-chips”, deşi nu toate acordã dividende acţionarilor. Interpretarea acestui indicator trebuie corelatã cu evoluţia profitului pe acţiune şi a PER. Creşterea continuã a valorii acestui indicator concomitent cu creşterea profiturilor este un semnal pozitiv. Din contrã, majorarea ratei de distribuire a dividendelor în condiţiile scãderii sau menţinerii constante a profitului poate conduce în viitor la diminuarea potenţialului investiţional al firmei. Unii analişti de asemenea, considerã un nivel scãzut al dividendului pe acţiune ca un semnal favorabil al orientãrii fondurilor cãtre diverse proiecte de dezvoltare, deci un moment prielnic de cumpãrare a acţiunii respective. Rata P/S (Rata preţ bursier la vânzări pe acţiune) este un indicator utilizat în special în cazul întreprinderilor cu pierderi sau în faza de lansare şi creştere, sau pentru firme din domenii noi, pentru care nu se pot calcula indicatorii PER, EPS sau DIVY. Pe baza rezultatelor obţinute cu ocazia studiului privind relevanţa informaţiilor financiar-contabile asupra performanţelor firmelor româneşti cotate, considerăm că indicatorul P/S are o relevanţă ridicată în cazul economiilor în curs de dezvoltate, instabile, precum România, ca urmare a volatilităţii mai scăzute a veniturilor comparativ cu cea a profiturilor. De asemenea, acest indicator bursier prezintã avantajul unei sensibilitãţi mai reduse la politicile şi tehnicile contabile utilizate, care uneori pot denatura profitul real, precum şi imposibilitatea manipulãrii rezultatelor de cãtre manageri, ceea ce îi conferă o credibilitate mai mare în rândul investitorilor. Considerăm că pentru a evita anumite concluzii eronate privind nivelul şi evoluţia

130

ratelor bursiere prezentate anterior trebuie realizată analiza corelată a acestor indicatori, precum şi a studiului corelaţiilor cu variabilele fundamentale ale firmei studiate. Pe plan internaţional se mai utilizeazã de asemenea, şi alţi indicatori bursieri, cum ar fi veniturile din vânzãrile pe acţiune, veniturile din vânzãrile pe acţiune la preţ bursier, randamentul câştigurilor (inversul PER), PEG (raportul dintre PER şi o ratã de creştere a profitului pe acţiune). Acest ultim indicator oferã informaţii privind corectitudinea evaluãrii de cãtre piaţã a titlului respectiv. Dacã valoarea acestuia este 1 se apreciazã cã acţiunea este evaluatã corect, dacã PEG este mai mic decât 1 rezultã cã titlul este subevaluat . Din contrã, dacã PEG este mai mare decât 1 înseamnã cã potenţialul sãu de creştere este mai mic decât PER şi acest indicator este mai mare decât media pe piaţã, rezultã cã acţiunea este supraevaluatã. Deşi rezultatele studiului efectuat privind relevanţa informaţiilor financiare-contabile asupra performanţelor de piaţă ale firmelor cotate româneşti în perioada 1996-2000 au demonstrat că nu există legături puternice între ratele financiare clasice şi ratele bursiere, dar s-a remarcat că unii indicatori bursieri la nivel de acţiune au influenţat relativ puternic cursul bursier. Acest fapt nu demonstrează inutilitatea acestui tip de analize fundamentale complexe, ci doar relevanţa redusă a ratelor financiare tradiţionale la adoptarea deciziilor de investire-dezinvestire ca urmare a calităţii reduse a informaţiilor financiar-contabile, lipsei de transparenţă a emitenţilor, întârzierea în furnizarea de informaţii investitorilor sau pur şi simplu, existenţa altor motivaţii puternice pentru achiziţia unor firme aparent neprofitabile de către investitori importanţi. Diversele cercetări efectuate la nivelul pieţei de capital româneşti pentru aprecierea competitivităţii anumitor firme, grupuri de firme sau sectoare conduc la rezultate contradictorii privind problematica abordată anterior. Unele studii demonstrează că în procesul de cumpãrare-vânzare de acţiuni, investitorii iau în considerare atât evoluţiile performanţelor de piaţã ale firmei în raport cu sectorul de activitate şi cu trendul pieţei, cât şi pe cele ale indicatorilor financiari tradiţionali. Alte analize la nivel de grupe de firme sau sectoare economice, dimpotrivă neagă importanţa analizei corelate a indicatorilor financiari clasici şi a celor bursieri. Astfel, în condiţii de normalitate, cursul bursier încorporează în mare măsură informaţiile privind performanţele financiare şi nonfinanciare ale emitenţilor care nu pot fi apreciate fără aportul considerabil al analiştilor financiari. În concluzie, considerãm oportun demersul investitorilor, analiştilor financiari şi al altor utilizatori de informaţie, de a aprecia performanţa globalã a unei întreprinderi pe baza analizei corelate a indicatorilor de piaţã şi a celor economico-financiari tradiţionali. Indicatorii bursieri cuantificã recunoaşterea oficialã a performanţei globale a firmei de cãtre toţi participanţii de pe piaţa de capital, chiar şi în cazul pieţelor emergente şi în condiţiile unei economii inflaţioniste.

3.1.3 Analiză fundamentală multivariată pe baza metodei scoring În mod tradiţional, analiza financiară se concentrează pe analiza univariată, adică evaluarea performanţelor companiilor prin intermediul sistemelor de indicatori economico-financiari individuali. După 1970, analiza financiară s-a mutat pe tărâmul analizei multivariate (discriminante), care se bazează pe utilizarea unei funcţii scor de apreciere sintetică a situaţiei financiare a unei companii. Metoda scoring (credit scoring) combină un grup liniar de rate financiare semnificative şi permite previzionarea succesului/insuccesului companiilor, dar şi a predicţiei achiziţiilor şi fuziunilor. Astfel, această metodă este deosebit de utilă pentru estimarea riscului la care se expune investitorul care intenţionează să cumpere/vândă acţiunile unei anumite companii. În cadrul

131

acestui subcapital vom face o scurtă prezentare a principalelor modele de previziune a falimentului, dar vom insista mai ales asupra modelelor de predicţie a achiziţiilor şi fuziunilor, care au o aplicabilitate mai largă în cazul firmelor cotate pe piaţa de capital. Ipoteza principală a analizei fundamentale clasice este continuitatea activităţii viitoare a întreprinderii. Când această probabilitate de continuare a activităţii scade semnificativ, investitorii sunt interesaţi în estimarea acesteia în scopul diminuării piederilor potenţiale. Pare absurdă luarea în considerare a falimentului companiilor cotate pe piaţa de capital, fiind cunoscut faptul că în general criteriile exigente de admitere pentru listarea pe piaţa de capital, privind anumite nivele ridicate de profitabilitate şi capitalizare pe ultimii 2-3 ani, permit listarea pe piaţa de capital doar a întreprinderilor foarte competitive şi cu o poziţie financiară puternică. Dar celebrele cazurile de faliment brusc ale firmelor cotate pe pieţele internaţionale de capital nu mai reprezintă o noutate pentru investitori. Astfel, degradarea rapidă a performanţelor financiare, coroborată cu talentul managerilor de “ cosmetizare „ a rezultatelor reale ale firmelor cotate, au impus necesitatea elaborării unor modele de predicţie rapidă a succesului sau insuccesului firmelor cotate. Aceste modele de predicţie a falimentului companiilor cotate prezintă utilitate deosebită nu numai pentru investitori în adoptarea deciziei de dezinvestire în scopul diminuării pierderilor şi a alegerii unui nou plasament, dar mai ales pentru investitorii interesaţi de câştigurile semnificative, rezultate din operaţiunile de achiziţii de firme falimentare sau fuziuni. Aceştia caută, în scopul cumpărării, firme cu dificultăţi financiare, dar un potenţial bun de creştere, care poate fi valorificat prin schimbarea managementului ineficient, restructurarea personalului sau a activităţilor, soluţionarea unor probleme financiare temporare etc. După redresarea activităţii lor, firmele sunt revândute, iar câştigurile obţinute sunt substanţiale comparativ cu investiţia de capital iniţială. Pe plan mondial, cele mai cunoscute modele de previziune a succesului/falimentului afacerilor sunt: modelul Altman (1968 şi 1983), modelul Springate (1978), modelul Conan şi Holder, modelul Contabililor Agreaţi (CA Score – 1987), modelul Fulmer (1984), modelul Yves Collonques (1) şi Yves Collonques (2) etc. Toate aceste modele se bazează pe utilizarea tehnicii de analiză discriminantă pentru un grup de firme profitabile şi falimentare, prin care se selectează o combinaţie liniară de rate financiare (5-8 rate financiare), cele mai relevante din punct de vedere al predictibilităţii falimentului. În cadrul modelelor de previziune a falimentului se întâlnesc cele mai importante rate financiare, precum rentabilitatea activelor, viteza de rotaţie a activelor, gradul de îndatorare, solvabilitatea, acoperirea dobânzilor etc. Funcţia scor obţinută permite emiterea unei judecăţi de valoare prin care se estimează probabilitatea de apariţie a riscului la firmele analizate:

nX*na............2X*2a1X*1a Z +++= unde: Z = funcţia scor;

=ia coeficienţi de ponderare;

iX = rate financiare Toate modelele amintite anterior au fost construite pe baza analizei unui anumit eşantion de firme falimentare şi profitabile pe o perioadă relativ lungă de timp, în cadrul căreia autorii modelelor au studiat evoluţia rezultatelor acestora. De exemplu, în anul 1968 Altman a analizat un grup de 33

132

de companii industriale cu activele cuprinse între 0,7-25,9 mil. $ pe perioada 1946-1965 ( 20 de ani). Iniţial a pornit cu un sistem de 22 de indicatori financiari, dar funcţia scor conţine doar 5 rate semnificative. Ulterior, respectiv în anul 1983, Altman a modificat modelul iniţial valabil doar pentru firmele cotate. De asemenea, modelul Fulmer a utilizat analiza discriminantă multiplă pentru un grup de 60 de firme mici şi mijlocii pornind cu un sistem iniţial de 40 de rate financiare clasice. Caracteristic tuturor modelelor este faptul că sunt destinate predicţiei falimentului unui anumit tip de întreprinderi din punct de vedere al dimensiunii şi profilului de activitate. Valorile funcţiilor scor se compară cu anumite niveluri limită, zona de incertitudine fiind situată în cadrul celor două limite. Cu cât valorile funcţiei scor sunt mai ridicate, cu atât firma este mai competitivă, cu o poziţie financiară bună şi o probabilitate redusă de faliment. Astfel, în cazul modelului Altman, scorul Z este interpretat astfel:

a) când Z<= 1.8 – starea de faliment este iminentă b) când Z > 3 – situaţie financiară bună c) când 1.8 < Z <= 3 situaţie financiară dificilă, cu risc relativ ridicat de faliment

Modelele financiare de predicţie a falimentului se aplică mai ales companiilor mari. Practica economică demonstrează însă că problema falimentului este mult mai acută în cazul firmelor mici, unde rata falimentului este foarte ridicată, de aproximativ 10% pe an, conform studiilor realizate de cercetătorii englezi. S-a simţit astfel nevoia construirii de modele de predicţie a falimentului pentru categoria firmelor mici şi mijlocii, dar lipsa de informaţii financiar-contabile şi credibilitatea acestora a îngreunat acest proces. Astfel, specialiştii în domeniu au realizat modele nonfinanciare de previzionare a falimentului firmelor mici: modelul Cooper (1991), modelul Reynolds şi Miller (1989), studiul Lussier etc. Aceste modele se bazează predominant pe variabile nonfinanciare, precum experienţa şi competenţa managerială, calificarea personalului salariat, relaţiile cu partenerii de afaceri, activitatea de marketing, calitatea produselor etc. Acestor factori nonfinanciari li s-au atribuit anumiţi coeficienţi de importanţă pe baza cărora s-a calculat funcţia scor totală. Analiza discriminantă este folosită nu numai pentru stabilirea probabilităţii de faliment a întreprinderilor în dificultate, dar şi pentru predicţia achiziţiilor de firme. Apare această nouă aplicabilitate a tehnicii discriminate pe piaţa de capital în scopul stabilirii caracteristicilor financiare esenţiale ale firmelor vizate pentru achiziţii sau fuziuni. Dintre cele mai cunoscute modele pentru predicţia achiziţiilor şi fuziunilor amintim: modelul Belkaoni (1978), modelul Rege (1984), modelul Wanslez şi Lane (1983) , modelul Clayton şi Fields (1991) etc. Clayton şi Fields au construit modelul lor pornind de la 47 de indicatori şi rate financiare semnificative pentru decizia de achiziţie, grupate în 9 categorii ce vizau aspecte privind lichiditatea, îndatorarea, acoperirea dobânzilor, profitabilitatea, dimensiunea firmei, rata de creştere, politica de dividende, variabilitatea veniturilor şi performanţa bursieră. Autorii au apreciat că aceşti factori financiari reprezintă variabile explicative posibile ale caracteristicilor principale ale ţintelor achiziţiilor şi fuziunilor. Noutatea modelului lor constă în luarea în considerare a abaterilor indicatorilor financiari de la media pieţei. Perioada de studiu a fost de 3 ani pentru un număr important de achiziţii. În cadrul modelului au fost reţinute doar 5 rate financiare cheie:

1) capitalul de lucru net (NWC), 2) rata de îndatorare ajustată (Rda), 3) rata de acoperire a dobânzilor (Ic),

133

4) rentabilitatea activelor (ROA), 5) marja netă de profit ajustată (PMa).

Ratele financiare ajustate s-au calculat ca diferenţă între valoarea indicatorului specifică firmei analizate şi media industriei. Funcţia scor rezultată are următoarea formă: Z = 0,726- 1,004 * NWC – 5,130 * Rda + 0,002 * Ic + 12,584 * ROA – 8,869 * PMa Pe baza modelului liniar de predicţie a achiziţiilor construit de Clayton şi Fields se pot deduce caracteristicile principale ale firmelor ţintă pentru achiziţii şi fuziuni. Astfel, firmele preferate au o rotaţie ridicată a activelor, un management care utilizează eficient toate resursele de care dispune, indiferent de sursa de finanţare a acestora, potenţialul lor de creştere este ridicat, capacitatea de rambursare a cheltuielilor cu dobânzile este mare, decalajul rentabilităţii comerciale este scăzut comparativ cu media industriei, dar poziţia financiară bună ca urmare a unui grad redus de îndatorare reprezintă o condiţie esenţială a firmelor cu şanse de relansare. Modelul ia în considerare şi dimensiunea, rata de creştere şi politica de dividend a firmei prin intermediul capitalului de lucru net, deci cu cât compania ţintă este mai mare şi are o rată ridicată de creştere, cu atât probabilitatea achiziţiei acesteia este mai redusă pentru că implică atragerea unui capital considerabil. Investitorii preferă în general firmele care nu acordă dividende sau care distribuie dividende reduse, precum şi companiile subevaluate pe piaţa de capital. Din punct de vedere al utilităţii acestor modele de previzionare a falimentului sau achiziţiilor, există multe firme de consultanţă financiar-contabilă şi intermediari financiari care aplică aceste modele. De asemenea, băncile şi alte instituţii financiare utilizează în cadrul metodologiilor lor de creditare modele financiare asemănătoare, dar care includ şi variabile nonfinanciare, care permit stabilirea rapidă a riscului de faliment aferent debitorilor potenţiali. Chiar şi în aceste condiţii, modelele amintite se recomandă a fi aplicate cu prudenţă, doar în cazul anumitor tipuri de întreprinderi şi contexte economice naţionale. Deşi pe plan mondial, aplicarea metodei scorurilor a avut o rată de succes de aproximativ 75-90%, predicţia falimentului cu ajutorul acestor modele construite de diverşi autori străini este dificil de realizat în ţări în curs de dezvoltare cu economii instabile, precum România. Pe de altă parte, construirea unor modele specifice firmelor româneşti este de asemenea îngreunată de instabilitatea economică şi neaplicarea legii falimentului, deci a imposibilităţii separării clare a firmelor profitabile şi a celor falimentare. Totuşi, este lăudabilă munca economiştilor români în stabilirea unor asemenea modele, precum modelul Mânecuţă şi Nicolae (1996), modelul B-Bâileşteanu (1998), modelul Ivoniciu (1998), modelul Anghel (2001) etc. În concluzie, metoda scorurilor nu constituie decât un instrument de detectare precoce a riscului de faliment sau de predicţie a achiziţiilor, iar valoarea informativă a scorului nu trebuie supraestimată. Analiza discriminantă reduce de fapt informaţia de bază prin selectarea cele mai semnificative rate financiare pe care le consideră constante în timp, în timp ce întreprinderea este un sistem economico-social ce acţionează într-un mediu complex cu mai multe variabile de determinare a sănătăţii sau slăbiciunii acesteia. Din prudenţă, se recomandă urmărirea evoluţiei scorului la întreprinderile din aceeaşi ramură economică, precum şi completarea dignosticului cu metodele clasice de analiză.

134

3.2 Relevanţa analizei fundamentale pentru aprecierea performanţelor emitenţilor români Obiectivul studiului practic: evidenţierea gradului de utilitate a informaţiilor financiar-contabile în procesul de investire/dezinvestire în acţiunile celor mai competitive şi lichide societăţi comerciale româneşti, în contextul tranzacţionării permanente a titlurilor lor pe piaţa de capital în perioada 1996-2000. Ipoteza studiului nostru este că datele financiar-contabile furnizate de conturile anuale nu au influenţat decât într-o măsură redusă preţul bursier şi performanţele de piaţă ale întreprinderilor cotate, ca urmare a variabilităţii ridicate a acestor informaţii, a întârzierii furnizării lor şi a lipsei complete de transparenţă a emitenţilor, în contextul nefavorabil al economiei româneşti. Preţul de echilibru dintre cererea şi oferta de capital este determinat în mare măsură de alte informaţii non-financiare referitoare la performanţele societăţilor cotate sau la piaţa financiară românească. Doar în cazul firmelor profitabile cotate există o legătură relativ puternică între cursul bursier şi informaţiile financiar-contabile ale acestora. Criteriile de selecţie a firmelor cotate şi prezentarea principalelor caracteristici ale eşantionului ales Firmele din cadrul eşantionului au fost selectate în luna aprilie 2002, ţinând cont de următoarele considerente:

1) alegerea celor mai tranzacţionate şi competitive firme listate la BVB, respectiv 52 de emitenţi non-financiari cotaţi la categoria a-I-a şi a-II-a, care au început să fie listaţi din perioada 1996-1997;

2) alegerea celor mai tranzacţionate şi performante întreprinderi cotate pe piaţa RASDAQ, respectiv aproximativ 150 de firme, care au început să fie listate din perioada 1996-1997, dar concomitent s-a luat în considerare si distribuţia lor pe sectoare de activitate, pentru a se asigura reprezentativitatea acestui eşantion pentru piaţa secundară de capital RASDAQ;

3) eliminarea din cadrul eşantionului a firmelor pentru care nu există date financiar-contabile pe perioada de studiu;

4) menţinerea exclusivă în cadrul eşantionului a acestor firme cotate la BVB şi RASDAQ pe întreaga perioadă analizată pentru asigurarea principiului continuităţii tranzacţionării şi a reflectării performanţelor acestora. Alte firme introduse pe parcurs sau suspendate de la tranzacţionare temporar au fost ignorate, considerându-se că acestea nu sunt reprezentative pentru piaţa de capital din România.

Luându-se în considerare criteriile de selecţie prezentate anterior, iniţial au fost selecţionaţi 52 de emitenţi non-financiari cotaţi la BVB şi 152 de firme cotate la RASDAQ, având frecvenţa de tranzacţionare superioară frecvenţei globale pentru această piaţă. Astfel, numărul mediu de zile de tranzacţionare a titlurilor firmelor din cadrul eşantionului a fost de 5.57 de zile faţă de 4.76 de zile pentru piaţa RASDAQ în 1996, iar în următorii 4 ani, numărul mediu anual de zile de tranzacţionare al acţiunilor acestor societăţi a fost dublu sau chiar triplu comparativ cu perioada medie de tranzacţionare pentru întreaga piaţă RASDAQ (vezi tab. 3.2). De asemenea, numărul mediu anual de tranzacţii efectuate cu acţiunile acestor firme din cadrul eşantionului a depăşit de aproximativ 1.5-3 ori numărul mediu de tranzacţii efectuate pe toată piaţa RASDAQ (vezi tab. 3.3 ).

135

Numărul mediu anual de zile de tranzacţionare a firmelor cotate la RASDAQ

Tabel 3.2 Număr mediu anual de zile de tranzacţionare

Firme 1996 1997 1998 1999 2000 Eşantion 5.57 131.04 164.61 116.51 91.77 Total piaţă RASDAQ 4.76 61.93 68.55 44.71 33.82

Sursa: RASDAQ şi calcule proprii

Numărul mediu anual de tranzacţii efectuate cu acţiunile firmelor cotate la RASDAQ

Tabel 3.3 Număr mediu anual de tranzacţii efectuate

Firme 1996 1997 1998 1999 2000 Eşantion 21.79 860.38 943.41 422.71 215.41 Total piaţă RASDAQ 13.53 236.21 235.83 112.77 63.25

Sursa: RASDAQ şi calcule proprii

Capitalul social mediu al firmelor cotate la RASDAQ Tabel 3.4

Firme Capital social mediu ( mii lei ) Eşantion 337,766,621 Total piaţă RASDAQ 69,558,213

Sursa: RASDAQ şi calcule proprii Concomitent, la alegerea acestor întreprinderi cotate la RASDAQ s-a urmărit respectarea ponderii sectorului economic în total piaţă (vezi tab. 3.5). Se observă că majoritatea sectoarelor economice sunt reprezentate în aproximativ aceeaşi pondere în cadrul eşantionului ales, ca şi la nivelul întregii pieţe RASDAQ. Astfel, cele 3 sectoare mari industriale, respectiv industria extractivă, industria prelucrătoare şi alte ramuri economice deţin ponderi de aproximativ 3%, 96% şi 1%, egale cu ponderile acestor sectoare pe total piaţă. De asemenea, structura pe sectoare la nivelul industriei prelucrătoare (preponderentă în cadrul eşantionului) este similară structurii acestei industrii pe piaţa RASDAQ, excepţie făcând industria alimentară şi industria textilă, ca urmare a numărului relativ redus de firme listate începând din anii 1996-1997, sau ca urmare a frecvenţei lor reduse de tranzacţionare în perioada considerată. Diferenţele nesemnificative dintre structura eşantionului şi structura pieţei în ansamblu demonstrează că lungimea perioadei de listare şi frecvenţa de tranzacţionare au constituit totuşi criteriile prioritare de selecţie, concomitent cu reprezentarea proporţională a tuturor sectoarelor economice. În plus, în cadrul fiecărui sector economic au fost alese firmele cu cel mai mare capital social, în medie capitalul firmelor cotate la RASDAQ din cadrul eşantionului este de aproximativ 5 ori mai mare decât nivelul mediu al capitalului firmelor listate pe această piaţă (vezi tab. 3.4). Lipsa datelor financiar-contabile pentru unele dintre firmele din cadrul eşantionului, precum şi listarea discontinuă ca urmare a delistării lor temporare a impus reducerea numărului de firme alese iniţial, ajungându-se în final la 197, dintre care 47 de firme cotate la BVB şi 150 de societăţi listate la RASDAQ. Numărul acestora variază în funcţie de anul admiterii lor la cota BVB sau al introducerii lor pe piaţa RASDAQ, urmărindu-se selectarea acelor societăţi care au început să fie listate din perioada 1996-1997.

136

Ponderea eşantionului de firme cotate la RASDAQ în total piaţă RASDAQ Tabel 3.5

Total eşantion Total RASDAQ Sectoare de activitate Nr.firme % Nr.firme %

A. Industria extractivă 35

2.47 4

2.63

B. Industria prelucrătoare 1361

96.12 147

96.71

B.1. Industria alimentară , a băuturilor şi a tutunului 303

21.40 9

5.92

B.2. Industria textilă şi a produselor textile 189

13.35 14

9.21

B.3. Industria pielăriei şi a încălţămintei 25

1.77 5

3.29

B.4. Industria de prelucrare a lemnului ( inclusiv producţia de mobilă ) 51

3.60 7

4.61

B.5.Industria celulozei, hârtiei, cartonului şi a articolelor din hârtie 37

2.61 5

3.29

B.6. Industria de prelucrare a ţiţeiului, cocsificare cărbunelui 7

0.49 4

2.63 şi tratarea combustibililor nucleari x x x x

B.7. Industria chimică şi a fibrelor sintetice şi artificiale 55

3.88 11

7.24

B.8.Industria de prelucrare a cauciucului şi a maselor plastice 42

2.97 6

3.95

B.9. Industria altor produse din minerale nemetalice 102

7.20 10

6.58

B.10. Industria metalurgică 47

3.32 11

7.24

B.11. Industria construcţiilor metalice şi a produselor 99

6.99 12

7.89

din metal ( exclusiv maşini, utilaje şi instalaţii ) x x x x

B.12. Industria de maşini şi echipamente 160

11.30 10

6.58

B.13. Industria de echipamente electrice şi optice 63

4.45 14

9.21

B.14. Industria mijloacelor de transport 61

4.31 15

9.87

B.15. Alte activităţi industriale 120

8.47 14

9.21

C. Alte ramuri economice 20

1.41 1

0.66

TOTAL GENERAL 1416

100.00 152

100.00 Sursa: RASDAQ şi calcule proprii Aşa se explică de ce în anul 1996 au fost cuprinse în studiu doar 6 întreprinderi cotate la BVB, fiind al doilea an de funcţionare al acestei pieţe secundare, în timp ce în anul 1997, numărul de firme listate la BVB a crescut de aproximativ 4 ori, ajungând la 26 de firme (vezi tab. 3.6). Similar, numărul de firme cotate la RASDAQ din cadrul eşantionului este mai redus în 1996 decât ulterior, adică 42 de emitenţi în 1996, 148 în 1997, respectiv aproximativ 150 în ultimii ani ai perioadei analizate. Această majorare a numărului de firme cotate la RASDAQ este efectul introducerii lor automate pe piaţa de capital după încheierea procesul de privatizare în masă din perioada 1996-1997. Din acest motiv în primul an al studiului nostru există un număr redus de firme cotate, iar ulterior acesta se majorează de câteva ori comparativ cu 1996 şi apoi rămâne constant pe următorii ani. Din punct de vedere structural, numărul firmelor cotate la BVB este mult mai mic decât al celor tranzacţionate pe piaţa RASDAQ, prima piaţă fiind considerată locul de listare a celor mai performante firme, în timp ce a doua piaţă a fost constituită în special pentru listarea firmelor privatizate prin programul de privatizare în masă, deci cuprinde o diversitate mare de firme, atât în ceea ce priveşte activitatea acestora, cât şi din punct de vedere al nivelulului competitivităţii lor (vezi fig. 3.1). Respectând aceste considerente, eşantionul ales conţine 197 de firme, dintre care

137

Structura eşantionului de firme cotate pe piaţa de capital în perioada 1996-2000

Tabel 3.6 1996 1997 1998 1999 2000

Piaţa de capital

Nr. firme

% în total

Nr. firme

% în total

Nr. firme

% în total

Nr. firme

% în total

Nr. firme

% în total

BVB 6 12.50 26 14.94 46 23.83 46 23.47 47 23.86

RASDAQ 42 87.50 148 85.06 147 76.17 150 76.53 150 76.14

GLOBAL 48 100.00 174 100.00 193 100.00 196 100.00 197 100.00 Sursa: BVB, RASDAQ şi calcule proprii

0

25

50

75

100

125

150

175

200

1996 1997 1998 1999 2000

Evoluţia numărului de firme cotate din cadrul eşantionului pe perioada 1996-2000

RASDAQ

BVB

Figura 3.1 Evoluţia numărului de firme cotate din cadrul eşantionului pe perioada

1996-2000 aproximativ 76% reprezintă firme cotate la RASDAQ şi restul de 24% sunt societăţi listate la BVB. Variaţiile ponderilor firmelor cotate pe cele două pieţe sunt prezentate în tab. 3.6. Respectarea ponderii ramurilor economice prezente pe piaţa RASDAQ şi BVB în perioada analizată a determinat ca eşantionul să cuprindă în special firme industriale, respectiv din industria extractivă şi prelucrătoare. Deoarece celelalte sectoare economice nu cuprind decât foarte puţine firme, acestea au fost cumulate în cadrul grupei alte ramuri economice. Astfel, studiul pe care l-am realizat în cadrul prezentei lucrări este orientat cu precădere spre industria extractivă şi mai ales spre industria prelucrătoare, care deţine ponderea majoritară în cadrul eşantionului utilizat. Astfel, la nivelul eşantionului global, firmele cotate din industria prelucrătoare au avut o pondere de 87.5% în 1996 (42 de firme din totalul de 48), iar în anii următorii ponderea lor s-a stabilizat în jurul valorii de 93% din total eşantion (vezi tab. 3.7). În cadrul acestei industrii puternic reprezentate pe piaţa de capital din România, predomină firmele din industria mijloacelor de transport şi industria chimică. Dar există un număr relativ mare de firme cotate din industria metalurgică, industria de maşini şi echipamente, industria de echipamente electrice şi optice, industria construcţiilor metalice şi a produselor din metal (exclusiv maşini, utilaje şi instalaţii), industria alimentară, a băuturilor şi a tutunului, industria textilă etc. Numărul redus de firme cotate în anul 1996 a determinat lipsa anumitor sectoare din structura eşantionului (industria textilă, industria pielăriei şi industria celulozei). Încadrarea firmelor pe industrii s-a realizat conform codului CAEN cu două cifre, valabil pentru perioada analizată.

138

Structura eşantionului de firme cotate pe sectoare economice Tabel 3.7

Sectoare de activitate 1996 1997 1998 1999 2000A. Industria extractivă 2 4 5 5 5

B. Industria prelucrătoare 42 163 178 181 183 B.1. Industria alimentară , a băuturilor şi a tutunului 3 10 12 12 12 B.2. Industria textilă şi a produselor textile x 11 14 14 15 B.3. Industria pielăriei şi a încălţămintei x 6 5 5 5 B.4. Industria de prelucrare a lemnului ( inclusiv producţia de mobilă ) 3 9 7 5 6 B.5.Industria celulozei, hârtiei, cartonului şi a articolelor din hârtie x 5 5 5 5 B.6. Industria de prelucrare a ţiţeiului, cocsificare cărbunelui 3 4 5 6 6 şi tratarea combustibililor nucleari x x x x x

B.7. Industria chimică şi a fibrelor sintetice şi artificiale 6 18 20 20 19 B.8.Industria de prelucrare a cauciucului şi a maselor plastice 1 8 8 8 9 B.9. Industria altor produse din minerale nemetalice 4 9 12 12 12 B.10. Industria metalurgică 3 17 17 18 19 B.11. Industria construcţiilor metalice şi a produselor 4 15 16 15 15 din metal ( exclusiv maşini, utilaje şi instalaţii ) x x x x x

B.12. Industria de maşini şi echipamente 6 12 11 11 10 B.13. Industria de echipamente electrice şi optice 3 14 15 15 15 B.14. Industria mijloacelor de transport 4 15 21 21 21

B.15. Alte activităţi industriale 2 10 10 14 14

C. Alte ramuri economice 4 7 10 10 9

TOTAL GENERAL 48 174 193 196 197 Sursa: BVB, RASDAQ şi calcule proprii Analiza comparativă a principalilor indicatori economico-financiari ai eşantionului de firme cotate evidenţiază că la nivel global performanţele firmelor în valori nominale s-au îmbunătăţit considerabil în perioada 1996-2000 (vezi tab. 3.8). Astfel, cifra de afaceri, veniturile din exploatare şi valoarea adăugată în preţuri curente s-au multiplicat de aproximativ 15 ori în 2000 comparativ cu 1996, ca urmare a investiţiilor considerabile în active totale dar şi în imobilizări corporale, care au crescut de aproximativ 15 ori, respectiv de 12 ori în aceeaşi perioadă. Concomitent, au crescut însă foarte mult cheltuielile firmelor cotate din cadrul eşantionului şi a scăzut profitabilitatea lor globală, pierderile depăşind cu mult profiturile înregistrate. După o relativă ameliorare în 1997 la 0.84 de la 0.36 în 1996, raportul profituri/pierderi a scăzut din nou ajungând la valoarea de 0.28 în 1999, apoi din nou o creştere până la nivelul de 0.57. Se observă că la nivelul eşantionului, numărul firmelor neprofitabile a crescut considerabil, atât ca număr de firme neprofitabile (de la 11 la 58), cât şi ca pondere în total eşantion ( de la 29% la 41% ) pe perioada 1996-2000 ( vezi tab. 3.9 ). Contribuţia principală la majorarea neprofitabilităţii eşantionului au avut-o firmele listate la RASDAQ care au depăşit considerabil numărul şi ponderea societăţilor nerentabile cotate la BVB (vezi fig. 3.2). Evoluţia descendentă a rentabilităţii firmelor cotate este justificată în condiţiile mediului economic naţional nefavorabil, a blocajului financiar generalizat şi a creşterii inflaţiei şi a dobânzilor în perioada analizată. În acest context a crescut şi volumul creditelor acordate acestor firme cotate de aproximativ 17 ori, concomitent cu majorarea considerabilă a capitalului social al acestora. Totuşi, nu este explicabilă ponderea mare a pierderilor acestor firme în total pierderi la nivelul agenţilor economici care au depus bilanţuri pe perioada considerată. Nivele ridicate ale ponderii pierderilor în total s-au înregistrat pe întreaga perioadă analizată, dar maximele s-au atins în anii 1999-2000.

139

140

Evoluţia numărului de firme profitabile şi neprofitabile din cadrul eşantionului pe perioada 1996-2000

Tabel 3.9 1996 1997 1998 1999 2000 Piaţa de

capital P NP P NP P NP P NP P NP BVB 6 x 24 2 35 11 39 7 45 2

RASDAQ 31 11 121 27 99 48 99 51 94 56

GLOBAL 37 11 145 29 134 59 138 58 139 58 Simboluri: P = firme profitabile; NP = firme neprofitabile Sursa: Camera de Comerţ şi Industrie a României şi calcule proprii

0

20

40

60

80

100

120

140

160

P NP P NP P NP P NP P NP

1996 1997 1998 1999 2000

Evoluţia numărului de firme cotate profitabile şi neprofitabile în total eşantion pe perioada 1996-2000

RASDAQ

BVB

Figura 3.2 Evoluţia numărului de firme cotate profitabile şi neprofitabile în total eşantion pe perioada 1996-2000

De asemenea, ponderile profiturilor în total nu sunt semnificative, dar sunt crescătoare de la 2% la 8.21%, deşi aparent societăţile cotate pe piaţa de capital sunt considerate cele mai competitive la nivelul economiei naţionale. Ceilalţi indicatori economico-financiari au înregistat în general, ponderi crescătoare în total, remarcându-se valorile superioare ale ponderii capitalului social şi ale valorii adăugate în total, care au atins nivele maxime de 11.65% şi 16.85% în anul 1999. De asemenea, cifra de afaceri, veniturile din exploatare şi activele totale deţin ponderi relativ mari în total, care se majorează în general de la 3% în 1996, la 7% în 2000. Luând în considerare performanţele economice obţinute, rezultă că eşantionul ales deţine o pondere semnificativă în total economie naţională. Din punct de vedere al evoluţiei lor, aceste rezultate globale evidenţiază faptul că pe total eşantion rezultatele firmelor cotate s-au menţinut constante sau chiar s-au îmbunătăţit pe perioada 1996-2000, în ciuda condiţiilor economice nefavorabile la nivelul economiei naţionale. Aşa cum se va prezenta ulterior, există totuşi multe firme necompetitive cotate care ar trebui delistate de pe piaţa de capital românească. Având în vedere numărul şi diversitatea firmelor alese, dar şi nivelul, evoluţia şi ponderea principalilor indicatori economico-financiari ai acestora în total economie, considerăm că eşantionul de 197 de firme cotate, dintre care 47 de întreprinderi cotate la BVB şi 150 de societăţi

141

listate la RASDAQ, este caracteristic pentru piaţa de capital românească. De asemenea, deoarece nu au fost selecţionate doar firmele cele mai competitive, ci criteriile prioritare de alegere au fost frecvenţa mare de tranzacţionare, reprezentativitatea pe sectoare economice şi continuitatea listării, apreciem că acest eşantion reprezintă un model al pieţei actuale de capital din România. Metodologia de analiză şi sursele de date folosite Aspectele principale abordate Analiza pe baza eşantionului de firme cotate s-a concretizat pe două direcţii principale de studiu:

A. Determinarea gradului de corelaţie dintre informaţiile financiar-contabile şi performanţele de piaţă ale emitenţilor prin testarea legăturilor dintre ratele financiare clasice şi ratele bursiere;

B. Stabilirea influenţei informaţiilor contabile furnizate de conturile anuale asupra nivelului

cursului bursier al acţiunilor prin testarea corelaţiilor dintre preţ şi alţi indicatori financiari la nivel de acţiune în mărime absolută.

Astfel, în scopul stabilirii relevanţei analizei fundamentale clasice în aprecierea performanţelor de piaţă ale firmelor din cadrul eşantionului, s-a utilizat un sistem de 16 rate financiare considerate cele mai semnificative conform teoriei şi practicii financiare. Aceste rate financiare au fost grupate pe două categorii distincte:

1) Rate de eficienţă şi îndatorare, utilizate pentru aprecierea rentabilităţii şi riscului investiţiilor de capital;

2) Rate bursiere, care exprimă performanţele de piaţă ale întreprinderilor cotate prin

compararea preţului bursier cu profitul net pe acţiune, vânzările pe acţiune, dividendul pe acţiune şi valoarea contabilă pe acţiune.

De asemenea, pentru testarea corelaţiilor dintre preţul bursier şi informaţiile furnizate de situaţiile financiar-contabile, au fost calculaţi următorii indicatori în mărime absolută la nivel de acţiune: profitul net, dividendul, valoarea contabilă şi vânzările. Considerăm că aceşti indicatori bursieri sunt foarte relevanţi pentru investitori, deoarece reflectă performanţele firmei la nivel de acţiune în condiţii de variabilitate ridicată a capitalului propriu şi mai ales în condiţii de neprofitabilitate. Precizăm că sursele principale ale informaţiile financiar-contabile care au fost luate în calculul indicatorilor menţionaţi sunt situaţiile financiare încheiate la sfârşitul fiecărui an analizat, iar preţul bursier al acţiunilor reprezintă preţul de închidere aferent ultimei zile de tranzacţionare din exerciţiul financiar respectiv. Pentru fiecare dintre indicatorii menţionaţi, s-au calculat 9 parametrii statistici, respectiv media aritmetică (A), mediana (M), limitele maxime(max) şi minime (min), cuartilele superioare (Qs) şi inferioare (Qi), abaterea medie pătratică (S), precum şi coeficientul de variaţie, stabilit atât faţă de media aritmetică ( 2V ) cât şi faţă de mediană ( 1V ) (vezi tab.3.10-3.17 anexa 4). Considerăm că nivelul ridicat al amplitudinii absolute dintre limitele minime şi maxime, ca şi al coeficienţilor de variaţie ai tuturor indicatorilor impune utilizarea valorii mediane şi nu a mediei aritmetice pentru efectuarea de comparaţii între rezultatele diferitelor întreprinderi, grupuri de firme sau sectoare. Astfel, în literatura statistică se recomandă folosirea medianei ca tendinţă centrală a seriilor de date în caz de neomogenitate ridicată a valorilor indicatorilor financiari.

142

Luându-se în considerare diferenţele semnificative dintre valorile tuturor indicatorilor calculaţi, s-a procedat la analiza separată a întregului eşantion de firme cotate, a firmelor cotate la BVB şi a firmelor listate la RASDAQ, precum şi la studiul doar al firmelor cotate profitabile. Metodele statistice şi conceptele utilizate Studiul relaţiilor dintre variabilele cantitative considerate în cadrul studiului se bazează pe analiza corelaţiei şi regresiei, care reprezintă una dintre cele mai importante metode statistice utilizate în cazul fenomenelor economice. Ideea de bază a analizei corelaţiei şi regresiei este că variabilele care produc fenomene economice se află într-o anumită legătură unele cu altele, prin mecanisme mai simple sau mai complexe. Problema care se ridică este aceea de a stabili în ce măsură cele două sau mai multe seturi de valori sunt sau nu concordante, adică de a se preciza dacă indivizii statistici care iau valori mari după o variabilă iau, în medie, valori mari sau mici după cealaltă variabilă. Prezintă deci importanţă deosebită sensul şi intensitatea legăturilor dintre variabilele cantitative. Legătura dintre o variabilă dependentă Y şi una sau mai multe variabile independente poate fi reprezentată sub forma unui model matematic general de forma Y = f (X)4. Conform acestei formule, există o relaţie determinabilă şi cuantificabilă dintre două sau mai multe variabile, respectiv o relaţie de dependenţă formală care se manifestă între mai multe variabile statistice. Totuşi, nici una dintre aceste tipuri de funcţii matematice nu pot descrie perfect legătura dintre variabilele economice dependente. Din acest motiv la stabilirea modelului matematic se introduce o variabilă reziduală care ia în considerare abaterile valorilor observabile de la valorile estimate conform modelului matematic. Stabilirea celui mai potrivit model matematic care descrie reprezentarea grafică a valorilor observabile se realizează cu ajutorul metodei celor mai mici pătrate, prin care se minimizează suma pătratelor diferenţelor dintre valorile efective şi valorile estimate ale variabilelor (sau suma erorilor este nulă). Astfel, analiza corelaţiei stabileşte intensitatea legăturii dintre variabile, iar analiza regresiei descrie forma matematică a legăturii dintre variabilele dependente şi independente, respectiv dacă acestea se deplasează în acelaşi sens (ambele cresc sau descresc simultan) sau în direcţii diferite (unele variabile cresc, altele descresc). Scopul analizei regresiei este stabilirea modelelor matematice care descriu legăturile parţiale sau multiple dintre variabile, precum şi previzionarea valorilor viitoare ale variabilei dependente în funcţie de valorile variabilelor independente. Pentru înţelegerea metodologiei studiului nostru, considerăm oportună prezentarea unor aspecte teoretice de natură statistică privind aplicarea metodei analizei corelaţiei şi regresiei.

4

În funcţie de forma ecuaţiei care modelează legătura dintre variabile, există modele de regresie liniară şi modele de regresie neliniară de diverse tipuri, cum ar fi: y = a + bx + cx model liniar y = a + bx + 2cx model polinomial y = a* xb model exponenţial y = a + b*1/x model de dependenţă invers proporţională y = a + b* ln x model logaritmic y = a* bx model de tip funcţie putere

143

Intensitatea legăturii liniare directe sau inverse dintre două variabile cantitative se exprimă sintetic cu ajutorul coeficientului de corelaţie liniară (r)5. Coeficientul de corelaţie se calculează în funcţie de covarianţa variabilelor şi abaterile lor medii pătratice, acest indicator fiind un indicator abstract, independent de forma de exprimare a datelor iniţiale. Covarianţa variabilelor exprimă atât concordanţa semnelor, dar şi amploarea abaterilor de la medie. Astfel, covarianţa va fi pozitivă atunci când produsul abaterilor variabilelor de la medie au acelaşi semn, deci în caz de concordanţă, iar covarianţa va fi negativă dacă abaterile sunt de semne contrarii, deci în caz de discordanţă. Rezultă că semnul plus al coeficientului de corelaţie indică o legătură liniară directă, iar semnul minus semnifică o corelaţie liniară inversă între variabilele economice. Apropierea coeficientului de corelaţie de valorile extreme -1 şi +1 indică existenţa unor legături indirecte sau directe puternice între variabile, iar apropierea de valoarea zero semnifică inexistenţa unei legături între variabile. De asemenea, valoarea 1 a raportului de corelaţie, utilizat şi în cazul modelelor neliniare, indică o corelaţie perfectă, iar valoarea zero, prezintă situaţia când variabilele sunt necorelate. Calitatea estimării valorilor variabilei Y determinate pe baza modelului de regresie (bivariată sau multiplă) este exprimată cu ajutorul coeficientului de determinaţie ( 2R ). Acest indicator reprezintă fracţiunea din varianţa lui Y explicată de X, prin regresie liniară sau neliniară. Cu cât coeficientul de determinaţie este mai apropiat de 1, cu atât capacitatea de explicare a modelului este mai ridicată şi cu atât mai mult X îl determină pe Y. Coeficientul de determinaţie se utilizează atât pentru testarea legăturilor liniare simple sau multiple, cât şi a celor neliniare. Astfel, datorită puterii sale informaţionale, coeficientul de determinaţie este considerat de statisticieni6 o metodă de evaluare a modelului de regresie. În articolele din domeniul economic, analiza corelaţiei şi regresie este utilizată frecvent pentru stabilirea factorilor esenţiali care determină formarea sau modificarea unor fenomene economice, iar coeficientul de determinaţie reflectă gradului de relevanţă a acestor factori economici. Valoarea complementară, 1- 2R cuantifică eroarea de estimare a modelului exprimată în termeni relativi. Valoarea lui 2R , şi implicit calitatea modelului, se majorează cu fiecare variabilă independentă care este introdusă în model, dar includerea sau eliminarea unor variabile trebuie făcută pe considerente de logică economică, nu doar pe baza informaţiilor statistice.

5

yi

y σσσσ x

n

1ii

x n

)yy ( )x(x

Y)cov(X,r∑=

−−

== ; ∑∑=

2 - i

2i2

) yy (

) y - y ( R ; 2R R = ;

unde: r = coeficientul de corelaţie liniară ( Bravais Pearson ), care se calculează prin împărţirea covarianţei ( produsul abaterilor valorilor efective de la media lor ) la produsul abaterilor medii pătratice ale celor două variabile; r∈ (-1,+1); n = numărul de termeni ai seriei;

2R = coeficientul de determinaţie, care exprimă ponderea dispersiei variabilei dependente y care se explică prin model, respectiv aceea parte a variaţiei lui y care este determinată de variabila x; 2R ∈ ( 0,1 ); R =raportul de corelaţie, care măsoară intensitatea legăturilor dintre variabile; R ∈ [ 0,1 ]; y = variabila y estimată;

iy = variabila y observabilă y = valoarea medie a variabilei Y

6 A.Webster, Applied Statistics for Business and Economics, Boston U.S.A, Richard D. Irwin Inc., 1992, pag.667

144

După calcularea indicatorilor financiari caracteristici firmelor din cadrul eşantionului au fost testate toate tipurile de legături posibile, liniare, parabolice, exponenţiale şi logaritmice dintre ratele financiare clasice şi ratele bursiere, precum şi dintre preţ şi alţi indicatori la nivel de acţiune. Astfel, rezultatele finale exprimate cu ajutorul valorii coeficientului de determinaţie simplă 2R însoţit de semnul matematic care exprimă sensul legăturilor testate dintre indicatori, au fost prezentate sintetic în tab.3.24, tab. 3.26-3.28, tab. 3.29-3.32. Subliniem că anterior testării acestor legături dintre indicatori s-a realizat o corecţie a seriilor de date prin eliminarea valorilor aberante din punct de vedere economic, dar şi a valorilor atipice din punct de vedere statistic. Astfel, cu ocazia testării corelaţiilor dintre anumiţi indicatori implicaţi au fost eliminate 28 de firme care prezentau simultan capital propriu negativ şi pierderi pe întreaga perioadă, deoarece conduceau la informaţii contrarii din punct de vedere al rentabilităţii financiare şi a altor indicatori care iau în calcul capitalul propriu. Rezultatele acestor corecţii au fost relativ semnificative şi ca urmare s-a menţinut în calcul această ajustare a seriilor de date. Pe de altă parte, deoarece eliminarea datelor aberante din punct de vedere statistic pe baza testului Grubs7 a determinat modificarea coeficientului de determinaţie cu doar 0.003-0.006, dar a generat reducerea semnificativă a numărului de observaţii, s-a renunţat la această corecţie a seriilor de date. Cu toate avantajele oferite de analiza corelaţiei şi regresiei în procesul de adoptare a deciziilor economice, există unele limite privind aplicarea metodei şi interpretarea rezultatelor. Analiza regresiei şi corelaţiei nu determină relaţii de tip cauză-efect. Corelaţia nu semnifică cauzalitate, astfel cauza reală a legăturii dintre variabilele economice poate fi o variabilă neluată în considerare încă. De asemenea, un alt dezavantaj al metodei corelaţiei şi regresiei este că poate conduce la erori de interpretare ca urmare a relaţiei dintre unele variabile necorelate din punct de vedere logic. Unele corelaţii dintre variabile pot fi pur şi simplu datorate întâmplării şi nu logicii economice. Sursele informaţionale Sursa informaţională de bază a acestui studiu sunt situaţiile financiar-contabile, respectiv bilanţul contabil şi contul de profit şi pierderi pentru fiecare întreprindere pe perioada analizată, precum şi alte informaţii generale la nivelul economiei naţionale. Menţionăm că formularele documentelor financiar-contabile au fost întocmite conform sistemului contabil românesc de tip vechi. Inclusiv datele financiar-contabile din anul 2000 au fost raportate de către toate firmele cotate din cadrul eşantionului conform sistemului vechi de contabilitate. Deşi iniţial s-a dorit prelungirea analizei firmelor cotate pe perioada 1996-2001, acest lucru nu a fost posibil datorită neuniformităţii raportărilor financiar-contabile de către toate firmele cotate pe anul 2001, primul an de aplicare a OMF.94/2001 pentru aprobarea Reglementărilor contabile armonizate cu Directiva a IV a Comunităţii Economice Europene şi cu Standardele Internaţionale de Contabilitate. Conform acestui act normativ, dar şi a legii contabilităţii nr.82/1990 republicată,

7

Testul Grubs presupune calcularea valorilor maxime şi minime teoretice p (1)x şi p n) (x

ale unui şir de date cu o repartiţie normală pv şi o probabilitate data P = 0,90; 0,95; 0,975 şi 0,99 şi compararea cu valorile maxime şi minime (1)x şi (n)x observabile ale seriei de date. Dacă P (1) (1) X X < şi

P n) ( n) ( X X < atunci aceste valori sunt considerate atipice şi sunt eliminate din seria de date observabile.

p vs - xp ) 1 (xpvs x p n) (x

⋅=

⋅+=

145

o parte dintre firmele cotate la BVB şi RASDAQ au furnizat informaţii financiar-contabile conform sistemului vechi de contabilitate şi altă parte, conform noului sistem de contabilitate. În cadrul eşantionului ales, situaţia privind raportarea financiar-contabilă pe anul 2001 de către firmele cotate este prezentată sintetic în tabelul 3.23. Se constată că 17.31% dintre firmele listate la BVB au furnizat date financiar-contabile conform sistemului românesc vechi de contabilitate, iar majoritatea, adică 82.69% au transmis informaţii contabile conform OMF.94/2001. În acelaşi timp, majoritatea societăţilor cotate la RASDAQ au furnizat date financiar-contabile conform sistemului vechi de contabilitate, iar restul de 23.33% conform standardelor internaţionale de contabilitate.

Situaţia privind raportarea financiar-contabilă a firmelor cotate din cadrul eşantionului în anul 2001

Tabel 3.23 Piaţa de capital SVC SNC TOTAL Nr.firme % Nr.firme % Nr.firme % BVB 9 17.31% 43 82.69% 52 100% RASDAQ 115 76.67% 35 23.33% 150 100% GLOBAL 124 61.39% 78 38.61% 202 100%

Simboluri: SVC = sistemul românesc vechi de contabilitate; SNC = sistemul nou de contabilitate comform standardelor internaţionale de contabilitate Deoarece aceste sisteme de contabilitate sunt total diferite din punct de vedere al informaţiilor prezentate, dar mai ales a modalităţii de calcul a elementelor bilanţului contabil şi a contului de profit şi pierderi (singurele formulare comune dintre cele două sisteme de contabilitate), chiar dacă metodologia de calcul a indicatorilor financiar-contabili construiţi cu ajutorul acestor informaţii este relativ aceeaşi, nu se poate asigura comparabilitatea datelor furnizate de cele două sisteme contabile. La nivelul eşantionului, s-a încercat rezolvarea acestei probleme privind asigurarea comparabilităţii datelor din anul 2001 prin “ retratarea “ bilanţurilor din perioada 1996-2000 conform structurii situaţiilor financiare noi. Totuşi, lipsa de informaţii suficiente nu a permis această retratare a situaţiilor vechi după formatul nou, şi în plus, procedeul de retratare ar fi condus la rezultate aproximative, cu marje relativ mari de eroare asupra nivelului indicatorilor calculaţi pe baza acestor informaţii. S-a decis astfel, scurtarea duratei studiului de analiză a performanţelor firmelor cotate pe piaţa de capital în scopul asigurării unei relevanţe ridicate a rezultatelor obţinute, considerându-se că perioada de 5 ani cuprinsă în studiu este relativ suficientă pentru realizarea scopului analizei lucrării noastre în condiţiile pieţei de capital emergente româneşti. 3.2.1 Analiza corelaţiilor dintre informaţiile financiar-contabile şi performanţele de piaţă ale emitenţilor români Analiza legăturilor dintre ratele bursiere şi variabilele fundamentale ale firmelor cotate a constituit obiectul multor studii şi cercetări empirice din domeniul financiar. Astfel, s-a urmărit stabilirea celor mai importante variabile financiare care influenţează multiplii de piaţă, dar şi relaţia dintre modificările acestora şi schimbările ratelor bursiere. De asemenea, pornind de la corelaţiile puternice dintre aceşti indicatori, s-au construit unele modele de evaluare a acţiunilor şi a firmelor cotate pe baza variabilelor fundamentale.

146

Cele mai renumite studii ale relaţiilor dintre ratele de piaţă şi variabilele financiare au fost realizate de Gordon (1962), B. Graham, D.L. Dodd şi S. Cottle (1962), R.H.Litzenberg şi C.U. Rao (1971), R. Ball (1978), W.H. Beaver şi D.Morse (1978), J.R. Boatsman şi E.F. Baskin (1981), J.G. Cragg şi B.G. Malkiel (1982), A.W. Alford (1992), E.F. French şi K.R. French (1992), P.M.Fairfield (1994), S. H. Penman (1982 şi 1996) etc. Aceşti autori au fost preocupaţi de legătura directă dintre ratele financiare relevante din punct de vedere al rentabilităţii şi riscului curent al emitenţilor, şi ratele bursiere ale firmelor cotate, ca măsură a recunoaşterii oficiale a rezultatelor, dar şi a perspectivelor lor de dezvoltare viitoare. S-a dovedit astfel impactul puternic al rezultatelor analizei fundamentale asupra nivelului şi variaţiei performanţelor lor de piaţă, precum şi utilitatea variabilelor financiare în estimarea prin comparaţie a valorii de piaţă a firmelor cotate şi necotate. Rezultatele studiului Studiul corelaţiilor dintre ratele financiare clasice şi ratele bursiere ale emitenţilor români impune în prealabil câteva aprecieri privind nivelului şi evoluţia acestora pe perioada 1996-2000. Astfel se observă că distanţele valorice aferente aceluiaşi indicator dintre parametrii statistici succesivi, respectiv limita minimă, cuartila inferioară, mediana, cuartila superioară şi limita maximă sunt foarte mari (vezi tab.3.10-3.17 anexa 4). Valorile medianei şi ale mediei aritmetice sunt extrem de diferite, chiar cu semne matematice contrarii, ceea ce determină ca valorile coeficientului de variaţie să fie de asemenea diferite, respectiv coeficientul de variaţie calculat faţă de mediană este mult mai mare decât coeficientul de variaţie calculat faţă de media aritmetică. Totuşi, indiferent de modalitatea de calcul a coeficientului de variaţie faţă de media aritmetică sau faţă de mediană, se observă valorile extrem de ridicate ale acestui coeficient pentru toţi indicatorii calculaţi, cu mult peste limita maximă admisă din punct de vedere statistic de 35-40%. Luându-se în considerare coeficientul de variaţie faţă de mediană, se constată că cele mai mari valori în general, se înregistrează în cazul indicatorului acoperire dobânzi şi al indicatorilor bursieri la nivel de acţiune, unde situaţia este oarecum explicabilă ca urmare a nivelului diferit al acestora în funcţie de performanţele specifice firmelor cotate şi ale sectoarelor economice. Volatilitatea ridicată a ultimiilor indicatori bursieri ( în mărime absolută ) la nivel de acţiune este generată şi de creşterile frecvente şi de mare amplitudine ale numărului de acţiuni ca urmare a majorărilor de capital (tab.3.11, 3.13, 3.15 şi 3.17 anexa 4). De asemenea, ratele de activitate, precum achitare furnizori şi durata medie de recuperare a creanţelor au avut valori mari ale coeficientului de variaţie, diferenţele fiind justificate într-o oarecare măsură de specificul fiecărui sector şi dimensiunea întreprinderilor, durata ciclului de fabricaţie, politica de aprovizionare, politica şi strategia comercială, relaţiile cu clienţii etc. Inexplicabilă pentru firmele cotate este însă, valoarea ridicată a coeficientului de variaţie pentru ratele de rentabilitate, ratele de lichiditate, ratele de îndatorare, precum şi ratele bursiere. Valorile acestora depăşesc în unele cazuri nivelul considerat normal în teoria şi practica economică. Astfel, în timp ce lichiditatea generală se încadrează din punct de vedere al valorii mediane în intervalul 1.2-1.8, considerat satisfăcător în literatura de specialitate, au existat firme care au avut o lichiditate generală de peste 11 în anul 2000 (vezi tab.3.10 anexa 4). Aceeaşi situaţie înregistrează şi indicatorul PER care are valori maxime de regulă, cuprinse între 15-25 pe pieţele de capital dezvoltate, dar în cadrul eşantionului au existat firme cu PER peste 200 sau chiar de peste 7.000 în anul 2000. Totuşi, de remarcat că existenţa valorilor negative mari au compensat valorile pozitive ridicate, astfel pe total eşantion s-au înregistrat valori mediane normale ale PER de 1.4-1.9.

147

Din punct de vedere al profitabilităţii, se remarcă valorile foarte diferite chiar contrarii, de la minime foarte scăzute la maxime foarte ridicate, ale ratele de rentabilitate. Nivelele mediane sunt totuşi normale, cuprinse între 1%-7%, în condiţii de hiperinflaţie, dar şi în contexul economic general nefavorabil specific perioadei 1996-2000. Dintre ratele de rentabilitate, cele mai moderate niveluri mediane de 0.74%-4.84%, l-a înregistrat rata rentabilităţii comerciale, ceea ce confirmă că această rată este cel mai puţin afectată de inflaţie, ca urmare a preluării simultane a acestui efect, atât asupra profitului cât şi asupra cifrei de afaceri (tab.3.10, 3.12, 3.14 şi 3.16 anexa 4). Diferenţele cele mai mari dintre valorile parametrilor statistici sunt caracteristice ratei rentabilităţii financiare, ca urmare atât a variabilităţii mari a profitului net, cât şi a capitalului propriu al firmelor cotate. Analiza comparativă a firmelor cotate la BVB şi RASDAQ reflectă faptul că există diferenţe semnificative la nivelul tuturor indicatorilor calculaţi, cât şi între parametrii statistici specifici fiecărui indicator în parte (vezi tab. 3.19 anexa 4). Astfel, valorile ratelor de rentabilitate, lichiditate şi de activitate sunt în general superioare în cazul firmelor listate la BVB, respectiv valori inferioare ale ratelor de îndatorare, achitare furnizori etc, ceea ce demonstrează că performanţele acestor firme sunt mai ridicate decât ale celor cotate la RASDAQ. Totuşi, valorile minime aferente BVB sunt inferioare valorilor maxime ale firmelor cotate la RASDAQ, fapt care confirmă existenţa unor întreprinderi cotate la RASDAQ care au avut rezultate superioare celor mai puţin competitive societăţi cotate la BVB (vezi tab.3.14 şi 3.16 anexa 4). De asemenea, valorile mediane ale tuturor ratelor financiare şi bursiere pentru firmele profitabile sunt superioare valorilor acestora pentru eşantionul global. Cele mai semnificative diferenţe dintre ratele financiare şi bursiere ale firmelor profitabile şi ale eşantionului global s-au înregistrat la nivelul ratelor de rentabilitate, ratelor de activitate şi PER, confirmând astfel decalajul important dintre cele mai competitive societăţi cotate şi restul de firme neprofitabile de pe piaţa de capital (vezi tab. 3.18 anexa 4). Din punct de vedere al evoluţiei performanţelor medii ale firmelor cotate din cadrul eşantionului, se constată o tendinţă relativ constantă a acestora în perioada 1996-2000, cu minime ale valorilor tuturor indicatorilor în anii 1997-1998, după care urmează o evoluţie ascendentă a acestora. Situaţia este explicabilă în condiţiile economice nefavorabile caracterizate prin majorarea inflaţiei, scăderea producţiei industriale în majoritatea sectoarelor economice, extinderea blocajului financiar, creşterea excesivă a dobânzilor şi a cursului valutar din perioada analizată. Pentru evidenţierea gradului de utilitate a analizei fundamentale clasice pe baza ratelor în aprecierea competitivităţii de piaţă a firmelor cotate din cadrul eşantionului, au fost testate peste 100 de legături simple dintre ratele lor financiare clasice şi ratele bursiere. Prima concluzie este că legăturile dintre variabilele luate în considerare sunt preponderent de natură neliniară, respectiv au fost remarcate în special, modele de regresie simple de tip exponenţial, logaritmic, polinomial, funcţii putere etc. Aşa cum am menţionat anterior, legătura dintre 2 sau mai multe variabile poate fi formalizată cu ajutorul unor ecuaţii de regresie liniare sau neliniare. Modelele liniare sunt preferate din punct de vedere al simplicităţii lor în calcul şi interpretare, dar nu toate legăturile dintre variabilele economice pot fi modelate cu ajutorul funcţiilor liniare. Astfel, dacă între variabilele X şi Y există o legătură liniară, rezultă că orice modificare a lui X ca variabilă independentă va determina o modificare a lui Y cu o sumă constantă. Deoarece aspectul principal abordat în cadrul studiului nostru este analiza corelaţiilor dintre ratele financiare clasice şi ratele bursiere, nu s-a acordat o atenţie deosebită formei de reprezentare a

148

legăturilor dintre aceste variabile, modelarea dependenţelor dintre acestea şi previzionarea valorilor variabilelor dependente nefiind scopul explicit al studiului nostru. Obiectivul esenţial al cercetării noastre este doar constatarea existenţei sau inexistenţei legăturilor dintre ratele financiare clasice şi ratele de piaţă, precum şi determinarea şi interpretarea intensităţii şi sensului acestor legături comparativ cu altele similare reflectate în cadrul literaturii din domeniul financiar. Astfel, au fost prezentate sintetic sub formă matriceală valorile maxime ale coeficientului de determinaţie asociat tuturor legăturilor ( indiferent de natura ecuaţiilor de regresie ) dintre ratele calculate la nivelul întregului eşantion de firme cotate (vezi tab.3.24). De asemenea, au fost evidenţiate distinct (cu un fond colorat mai închis) pentru a fi analizate în continuare, legăturile cu

2R > 0,1 care sunt considerate legături slabe, de intensitate medie sau puternice în literatura8 statistică de specialitate. Comparaţia dintre nivelul dependenţelor predominant neliniare se realizează doar la nivelul legăturilor dintre aceleaşi variabile cantitative pentru pieţe de capital diferite şi/sau pentru grupul firmelor profitabile. Conform modelului de evaluare a acţiunilor pentru creştere constantă (Gordon-Shapiro)9, există relaţii de dependenţă între ratele bursiere şi variabilele financiare. Astfel, PER este direct proporţional cu rentabilitatea financiară aşteptată şi rata de creştere, precum şi invers proporţional cu costul capitalului propriu. Considerăm că, deşi modelul de creştere constantă nu include în calcul rentabilitatea financiară curentă, ci rentabilitatea viitoare estimată, totuşi există o legătură între PER ( rata preţ la profit pe acţiune ) şi rentabilitatea curentă, deoarece rentabilitatea curentă condiţionează hotărâtor nivelul profitabilităţii viitoare. Astfel, se poate considera că majorarea ratei de rentabilitate financiară generează frecvent creşterea PER, ca urmare a aşteptărilor optimiste ale investitorilor privind oportunităţile viitoare de dezvoltare ale emitenţilor. De asemenea, pe pieţele financiare dezvoltate există o dependenţă directă puternică între PBV (rata preţ la valoare contabilă pe acţiune) şi rentabilitatea financiară curentă. Astfel, indicatorul PBV se poate exprima ca o funcţie de rata rentabilităţii financiare, rata de creştere şi costul capitalului propriu, ecuaţie conform căreia, dacă rentabilitatea capitalului propriu depăşeşte costul capitalului, creşterea rentabilităţii va determina majorarea indicatorului preţ pe valoare contabilă. Dimpotrivă, dacă potenţialul firmei de a utiliza eficient capitalul acţionarilor se degradează, automat încrederea investitorilor scade şi deci PBV se diminuează considerabil.

8 T.Baron, Statistică teoretică şi economică, Bucureşti, Editura didactică şi pedagogică, 1994

9

Conform modelului de evaluare a acţiunilor pentru creştere constantă, valorile indicatorilor PER, P/S şi PBV sunt dependente de nivelul variabilelor fundamentale, conform formulelor:

)gk (Rf /)g -1 (

PERne

n−

= ; )gk(

)g1 (RdR P/Sne

nc−

+⋅⋅= ;

)gk()g-R ( PBV

ne

nf−

=

unde: PER = rata preţ la profit pe acţiune; P/S = rata preţ la vânzări pe acţiune; PBV= rata preţ pe valoare contabilă pe acţiune;

ng = rata de creştere constantă pentru perioada n; fR = rata rentabilităţii financiare; cR = rata rentabilităţii comerciale; dR = rata de distribuire a dividendelor; ek = costul capitalului propriu; se consideră că fR > costul capitalului propriu

149

150

Similar, pe baza modelului de evaluare a acţiunilor pentru creştere constantă, există o proporţionalitate directă între rata preţ la vânzări pe acţiune pe de o parte, şi rentabilitatea comercială şi rata de creştere pe de altă parte, precum şi o proporţionalitate inversă între P/S (rata preţ pe vânzări pe acţiune) şi riscul asociat plasamentului în acţiunile firmelor cotate. Deci, creşterea rentabilităţii comerciale va determina majorarea indicatorului P/S, iar diminuarea eficienţei activităţii comerciale va genera scăderea valorii acestui indicator bursier. Luând în considerare valorile coeficientului de determinaţie se remarcă că în general, au existat legături slabe între ratele financiare clasice şi ratele bursiere în perioada 1996-2000, cu valori ale coeficientului de determinaţie cuprinse între 0.1 şi 0.4, excepţie făcând legăturile puternice directe dintre rata preţ la vânzări pe acţiune (P/S) şi rentabilitatea comercială cu 2R de 0.8135, respectiv legătura dintre rata preţ la vânzări pe acţiune şi durata de recuperare a creanţelor, cu 2R de 0.7411. Prima dependenţă dintre P/S şi rentabilitatea comercială este justificată, în sensul că pe măsura creşterii eficienţei activităţii comerciale se majorează raportul dintre preţ şi vânzările pe acţiune. Există totuşi excepţii, respectiv unor valori ridicate ale Rc le corespund valori mici ale indicatorului P/S şi invers. De exemplu, în 1996 S.C. Automobile Craiova a avut o rată de rentabilitate negativă, dar indicatorul P/S a înregistrat o valoare ridicată de 6.77 pentru piaţa românească, iar S.C. Roman Braşov a obţinut o rată ridicată de rentabilitate comercială de 69.85%, dar un P/S de valoare foarte redusă în anul 2000. În acelaşi timp, se constată lipsa legăturilor puternice dintre ceilalţi indicatorii bursieri şi rata rentabilităţii financiare. Deşi, aşa cum am afirmat anterior, există în general, o legătură puternică între PER şi rentabilitatea financiară, valorile coeficientului de determinaţie dovedesc că pe piaţa de capital românească nu a existat nici măcar o legătură de intensitate medie între indicatorii menţionaţi. Astfel, între PER şi eficienţa utilizării capitalului propriu nu s-a înregistrat nici o legătură (vezi tab. 3.24). Deşi există atât corelaţii directe, cât şi legături indirecte între cei 2 indicatori menţionaţi la nivelul anumitor societăţi, situaţia nu se poate generaliza la nivelul pieţei de capital, deci tendinţa medie este de necorelare a PER şi a rentabilităţii financiare. Totuşi, a existat o legătură de intensitate slabă între PBV şi rata rentabilităţii financiare cu 2R de 0.2002. La nivelul multor societăţi competitive, există o legătură directă puternică între PBV şi rentabilitatea financiară, precum S.C. Excelent Bucureşti, S.C. Napochim S.A., S.C. Alro, S.C. Antibiotice etc. La nivelul eşantionului global, situaţia este anormală din punct de vedere al sensului legăturii dintre cei doi indicatori, studiile empirice din diverse ţări demonstrând că există o legătură directă liniară, de regulă, de intensitate medie sau puternică între PBV şi rata rentabilităţii financiare (vezi tab. 3.25). Astfel datele statistice privind modelele de regresie liniară stabilite, reflectă faptul că în Portugalia, India şi chiar în SUA (pentru industria de prelucrare a ţiţeiului), corelaţia dintre cei doi indicatori este puternică, în timp ce în Grecia şi Brazilia această legătură dintre indicatori este sensibil mai slabă. Cauza posibilă a corelaţiei inverse dintre PBV şi rentabilitatea financiară este scăderea valorii acestui indicator, care în condiţiile pieţei de capital româneşti nu semnifică exclusiv o reducere a eficienţei utilizării capitalului acţionarilor, ci dimpotrivă, poate exprima o creştere a profitabilităţii, concomitent cu majorarea într-un ritm superior a capitalului social faţă de nivelul profitului net.

151

Modele de regresie liniară a dependenţei dintre PBV şi rentabilitatea financiară în diverse ţări

Tabel 3.25 Ţara Data studiului şi dimensiunea eşantionului Modelul de regresie liniară

SUA Septembrie 2000 (industria de prelucrare a ţiţeiului) PBV = 1.043 + 10.24 Rf ( 2R = 48.6%) Grecia Mai 2001 (piaţa globală de capital: 272 de firme) PBV = 0.77 + 3.78 Rf ( 2R =17.3%) Brazilia Octombrie 2000 (piaţa globală de capital: 178 de

firme) PBV = 0.77 + 3.78 Rf ( 2R = 17.3%)

Portugalia Iunie 1999 (piaţa de capital globală: 74 de firme) PBV = -1.94 + 16.34 Rf + 0.83 Beta ( 2R = 78%) India Noiembrie 1997 (50 dintre cele mai mari firme) PBV = -1.68 + 24.03 Rf ( 2R = 51%) În plus, manipularea informaţiilor financiar-contabile şi implicit înregistrarea “ ocazională „ de profituri foarte ridicate sau pierderi, este un fenomen caracteristic economiilor emergente cu inflaţie şi fiscalitate ridicată, fapt cunoscut şi deseori nepenalizat de investitori prin nivelul preţului. De asemenea, variabilitatea ridicată a ratelor de rentabilitate, mai accentuată în cazul rentabilităţii financiare, a generat lipsa legăturilor sau existenţa unor corelaţiilor relativ slabe ca intensitate sau chiar anormale între principalele rate financiare clasice şi ratele bursiere. Alte studii10 demonstrează de asemenea, corelaţia pozitivă dintre valoarea mediană a PBV şi rentabilitatea financiară curentă, dar şi legătura directă dintre rata preţ la valoare contabilă pe acţiune cu rentabilitatea financiară estimată pentru viitor. Comparativ cu modelul Gordon-Shapiro de creştere constantă, aceeaşi autori consideră însă că PER reprezintă o funcţie a schimbărilor intervenite în profitabilitatea viitoare previzionată, şi nu depinde semnificativ de nivelul actual al rentabilităţii. Acest indicator înglobează în realitate aşteptările investitorilor de pe piaţă privind nivelul profitabilităţii viitoare comparativ cu rentabilitatea actuală. Astfel, se accentuează rolul potenţialului de creştere al emitenţilor asupra valorii PER şi se minimizează impactul rentabilităţii actuale asupra acestei rate bursiere folosită pe scară largă. În contexul în care PER este considerat un estimator al modificării previzionate şi PBV un estimator al potenţialului de creştere viitor, sunt evidenţiate de asemenea, legăturile dintre cele două rate bursiere. Astfel, pentru firmele cotate cu PER şi PBV mari sau mici, rentabilitatea curentă este reprezentativă pentru profitabilitatea viitoare, deci rata rentabilităţii curente influenţează semnificativ atât PER cât şi PBV. Dimpotrivă, pentru companiile cu PER ridicat şi PBV mic sau invers, rentabilitatea viitoare estimată nu reflectă nivelul actual al profitabilităţii. Rezultă că ambele rate de piaţă oferă informaţii preţioase investitorilor privind profitabilitatea viitoare în raport cu rentabilitatea actuală. Relaţia directă dintre PER şi PBV este evidenţiată simplu de specialişti11 printr-un model multiplicativ în care intervine şi rentabilitatea financiară ( fR ), dar nu se oferă argumente logice ale acestei legături şi nici explicaţii privind cauza implicării profitabilităţii în cadrul modelului. Aşa cum demonstrează rezultatele, la nivelul eşantionului de firme româneşti cotate nu există nici o legătură între PER şi PBV. În plus faţă de semnificaţia de măsură a rentabilităţii viitoare estimate, PER a fost interpretat pe rând ca indicator al creşterii viitoare, expresie a riscului de firmă, rată de capitalizare a profitului

10 P.M. Fairfield, P/E, P/B and the Present Value of Future Dividends, Financial Analysts Journal, July-August 1994, pag.23-31 11 J.W. Wilcox, The P/B-ROE Valuation Model, Financial Analysts Journal, January-February 1984, pag.58-66; conform autorului, există o relaţie determinabilă între PER şi PBV de forma: fR PER PBV ⋅=

152

etc. De asemenea, unii cercetători12 consideră valoarea PER ca rezultat al principiilor şi politicilor contabile. Existenţa unor variabile reziduale semnificative aferente modelelor de evaluare a ratei profituri pe acţiune la preţ bursier (inversul PER), în funcţie de riscul şi potenţialul de creştere ale firmelor cotate, confirmă ipoteza impactului metodelor contabile asupra nivelului acestei rate bursiere. Utilizarea unor metode diferite de amortizare sau metode de evaluare a activelor (costul istoric pentru activele corporale şi metodele LIFO/FIFO pentru stocuri etc.) generează diferenţieri importante la nivelul ratelor bursiere. Deşi studiat într-o măsură mai redusă decât PER, indicatorului PBV i s-a atribuit atât semnificaţia de estimator al profitabilităţii viitoare ca în modelul Gordon-Shapiro, cât şi pe cea de indicator al potenţialului de creştere sau de indicator de siguranţă (fiind influenţat hotărâtor de gradul de îndatorare), care ia în considerare proporţia dintre valoarea de piaţă şi valoarea de lichidare. Lipsa corelaţiilor liniare puternice dintre ratele financiare clasice şi ratele bursiere este confirmată şi de rezultatele altor studii13 efectuate la nivelul unor sectoare economice bine reprezentate pe piaţa RASDAQ. Astfel, s-a demonstrat că între PER, respectiv preţ pe acţiune la valoarea nominală şi ratele de rentabilitate există doar legături de intensitate slabă, cu valori ale coeficientului de corelaţie de aproximativ 0.12, dar între gradul de îndatorare şi rentabilitate există legături liniare relativ puternice, normale ca sens. În general, lipsa legăturilor puternice dintre ratele bursiere şi ratele financiare, precum şi existenţa unor dependenţe anormale poate fi explicată pe de o parte, pe seama lipsei de informaţii financiar-contabile ca urmare a neraportării sau furnizării cu întârziere a acestora de către emitenţi pe piaţa de capital, iar pe de altă parte, de utilizarea prioritară a altor informaţii financiare sau chiar a unor informaţii nonfinanciare sau conjuncturale în procesul investiţional. Deşi nu există dovezi în acest sens, investitorii au folosit alte criterii de apreciere a rentabilităţii şi riscului plasamentelor în acţiuni, cum ar fi valoarea mare a activelor corporale sub formă de terenuri, clădiri (spaţii comerciale), existenţa unor investitori strategici sau societăţi renumite de investiţii financiare în calitate de acţionari, renumele acţionarilor importanţi etc. Situaţia este explicabilă în condiţiile economice nefavorabile din perioada 1996-2000, caracterizată prin majorarea inflaţiei, scăderea producţiei industriale în majoritatea sectoarelor economice, extinderea blocajului financiar, creşterea excesivă a dobânzilor şi a cursului valutar din perioada analizată. La nivelul eşantionului de firme româneşti, în plus faţă de legăturile dintre ratele bursiere şi ratele de rentabilitate comercială şi financiară, există şi corelaţii semnificative între multiplii de piaţă şi celelalte rate financiare clasice. Astfel, se remarcă corelaţia dintre P/S şi Dcr cu 2R de 0.7411, legătură anormală din punct de vedere al sensului acesteia. Singura explicaţie posibilă este faptul că nivelul ridicat al indicatorului durata de recuperare a creanţelor nu este apreciat de investitori ca un semn al capacităţii reduse de plată, ci dimpotrivă ca o garanţie a unei afaceri prospere bazate pe relaţii de încredere cu clienţii tradiţionali, în special în condiţiile de blocaj financiar generalizat din perioada studiată. S-au înregistrat însă şi excepţii, respectiv unor valori mari ale Dcr le corespund valori mici ale P/S, dar şi situaţia inversă a fost posibilă. De exemplu, S.C. Biofarm a avut Dcr de 124 de zile şi P/S de 0.09, iar S.C. Norvea a înregistrat Dcr de 0.76 de zile dar P/S de 9.27. 12 W. Beaver şi D. Morse, What Determines Price-Earnings Ratios?, Financial Analysts Journal, July-August 1978, pag. 65-76 13 I.Anghel, Informaţiile de pe piaţa financiară şi evaluarea întreprinderii. Rezultatele unui studio pentru industria alimentară, IROVAL Buletin informativ nr.5-6/ 2000, pag.5-10

153

Acelaşi indicator bursier a avut o legătură directă relativ slabă cu perioada de achitare a furnizorilor (Af) cu 2R de 0.3387. De asemenea, valoarea mare a indicatorului perioada de achitare a furnizorilor reflectă o situaţie favorabilă pentru emitenţii români, respectiv capacitatea acestora de a obţine şi utiliza credite comerciale pe o perioada lungă. Se remarcă legătura directă relativ puternică dintre PBV şi rotaţia activului, ceea ce în condiţiile majorării frecvente a capitalului social pe baza reevaluării activelor este perfect explicabilă. Surprinzătoare este legătură directă, dar de intensitate relativ slabă cu 2R de 0.2255 dintre rata preţ la valoare contabilă (PBV) şi rata datorii la capital propriu. Astfel, cu cât creşte rata îndatorării, cu atât mai mare este valoarea lui PBV. Se constată că investitorii nu se alarmează de modificarea structurii financiare a capitalului în favoarea datoriilor, deoarece majoritatea datoriilor firmelor cotate româneşti sunt datorii curente, mai precis datorii faţă de furnizori, bugetul statului, personal etc, care nu implică riscuri majore de executare silită a plăţii. Situaţia legăturilor dintre ratele aferente firmele cotate la RASDAQ este asemănătoare cu cea la nivel global din punct de vedere al sensului legăturilor, dar sensibil diferită din perspectiva intensităţii corelaţiilor dintre indicatori (vezi tab. 3.26). Astfel, se menţine legătura directă dintre rata preţ la vânzări pe acţiune şi rentabilitatea comercială, în timp ce între PBV şi rentabilitatea financiară a existat o legătură statistică relativ slabă, inversă dar cu o intensitate mai ridicată decât la nivelul eşantionului global. Ca şi în cazul altor legături dintre ratele financiare şi cele bursiere, se remarcă excepţii privind corelaţia dintre PBV şi rentabilitatea financiară, precum S.C. Alprom şi S.C. Armedica, unde a existat o dependenţă directă între valorile celor 2 indicatori. De asemenea, legăturile dintre P/S şi durata de recuperare a creanţelor, precum şi P/S şi perioada de achitare a furnizorilor au fost relativ slabe, cu valori ale 2R de 0.3716 şi 0.3714. Situaţia legăturilor directe dintre ratele bursiere şi ratele de îndatorare la nivel global este confirmată de legătura slabă între P/S şi rata datoriilor totale, aceasta este una directă, respectiv cu cât creşte rata datoriilor, cu atât creşte rata preţ la vânzări pe acţiune. Contrar celor constatate pe global şi pe piaţa RASDAQ, pentru firmele cotate la BVB, legătura dintre P/S şi rentabilitatea comercială se menţine, dar cu o intensitate mai slabă (vezi tab. 3.27). Deşi corelaţia dintre PER şi rata rentabilităţii financiare, precum şi legătura dintre P/S şi rentabilitatea financiară nu sunt evidente la nivelul eşantionului, s-au înregistrat unele abateri, respectiv legături directe sau indirecte între aceşti indicatori la nivelul firmelor cotate profitabile. De exemplu, la S.C. Lafarge România, s-a înregistrat o corelaţie inversă între PER şi rentabilitatea financiară, iar la S.C. Terapia Cluj a existat o legătură directă între cei doi indicatori. Pe piaţa BVB singura legătură directă puternică dintre indicatorii bursieri este cea dintre PBV şi P/S cu 2R de 0.8167, ceea ce confirmă semnificaţia deosebită a ratei preţ la vânzări pe acţiune pentru investitori în condiţiile în care deşi piaţa bursieră a fost şi este o piaţă a cotării firmelor cu performanţe superioare celor de pe piaţa RASDAQ, totuşi contextul naţional economic nefavorabil a determinat existenţa chiar şi pe această piaţă a unui procent semnificativ de firme neprofitabile temporar. Valorile frecvent negative ale PER, intervalul larg al valorilor acestui indicator, precum şi variabilitatea mai ridicată a profitului comparativ cu vânzările, recomandă utilizarea ratei P/S în locul PER-ului. În plus, apare o legătură slabă, dar inversă dintre P/S şi rata datoriilor totale. Dependenţa dintre P/S şi durata de recuperare a creanţelor, precum dintre P/S şi durata de achitare a furnizorilor sunt legături de intensitate mai slabă, dar ultima legătură dintre P/S şi perioada de achitare a furnizorilor este inversă ca sens. Astfel, se constată modul contrar de apreciere

154

155

156

de către investitorii de pe piaţa bursieră a unui nivel ridicat al acestui indicator, care afectează competitivitatea şi echilibrul financiar al emitenţilor. Aşa cum am amintit anterior, diferenţele mari ale indicatorilor calculaţi pentru eşantionul global şi grupul de firme profitabile au impus analiza diferenţiată a corelaţiilor dintre ratele financiare clasice şi ratele bursiere ale celor două categorii de societăţi (vezi tab. 3.28). Astfel, se constată că în cazul firmelor profitabile a existat o legătură inversă puternică între PER şi rentabilitatea financiară cu 2R de 0.6159, dar nu a existat o legătură între PBV şi rentabilitatea financiară. Legătura puternică dintre PER şi eficienţa utilizării capitalului propriu, care înseamnă că aproximativ 61.59% din variaţia PER a fost generată de variaţia rentabilităţii financiare, confirmă relevanţa rentabilităţii financiare ca măsură a remunerării acţionarilor prin profitul net pentru aprecierea performanţei de piaţă a emitenţilor profitabili. În plus, se observă volatilitatea relativ mai redusă a rentabilităţii financiare şi a rentabilităţii comerciale comparativ cu eşantionul global. Există şi excepţii, dar pentru cele mai multe dintre firmele cotate profitabile se constată că majorarea rentabilităţii financiare determină creşterea PER. Concomitent, pentru acest grup de firme profitabile s-a păstrat o legătură puternică între P/S şi PBV, demonstrând de asemenea, utilitatea ratei preţ la vânzări pe acţiune. Deşi slabe ca intensitate, se constată existenţa legăturilor dintre PER şi celelalte rate bursiere, cum ar fi legătura dintre PER şi DIVY, legătura dintre PER şi P/S etc. Restul corelaţiilor dintre ratele financiare clasice la nivel global sunt în general slabe ca intensitate. De asemenea, lipsa legăturilor sau existenţa unor legături în general slabe dintre ratele de rentabilitate şi ceilalţi indicatori reprezintă o particularitate a eşantionului de firme cotate. Se remarcă astfel că majoritatea legăturilor dintre ratele financiare sunt relativ slabe cu 2R < 0.5. Excepţie fac legăturile directe relativ deterministe dintre rata rentabilităţii comerciale şi durata de recuperare a creanţelor, rata rentabilităţii comerciale şi durata de achitare a furnizorilor, respectiv între durata de recuperare a creanţelor şi durata de achitare a furnizorilor cu 2R de 0.9848, 0.9324 şi 0.9815. Legătura puternică directă dintre lichiditatea generală şi intermediară confirmă dinamica accentuată a creanţelor în cadrul activelor circulante ale firmelor cotate pe piaţa de capital. Între rentabilitatea financiară şi rata datorii la capital propriu există o legătură puternică anormală, astfel cu cât scade ponderea capitalului propriu în structura de finanţare a firmei cu atât mai mică este remunerarea acţionarilor. Corelaţia directă puternică dintre cei 2 indicatori care reflectă gradul de îndatorare este anormală, iar legăturile acestor indicatori cu alte rate financiare sunt diferite ca intensitate. Aparent surprinzătoare este corelaţia de intensitate medie dintre durata de recuperare a creanţelor şi rata datoriilor totale cu 2R de 0.5055, ceea ce confirmă că în condiţii de blocaj financiar, cu cât activitatea este mai eficientă, cu atât obţii credite comerciale pe o perioadă mai lungă şi poţi relaxa termenele de plată către furnizori. De asemenea creşterea gradului de îndatorare generează reducerea lichidităţii generale, fapt dovedit de corelaţia relativ puternică dintre cei 2 indicatori. Dacă pentru firmele cotate la RASDAQ situaţia corelaţiilor dintre ratele financiare clasice este similară cu cea de la nivelul întregului eşantion, cu excepţia legăturii dintre durata de recuperare a creanţelor şi rata datoriilor totale, la nivelul firmelor cotate la BVB se menţine doar o legătură directă puternică între lichiditatea generală şi lichiditatea intermediară cu 2R de 0.8052, restul corelaţiilor semnificative întâlnite anterior se menţin în general, dar cu intensităţi mult mai reduse, iar legăturile dintre rentabilitatea comercială şi durata de recuperare a creanţelor, respectiv dintre

157

158

rentabilitatea comercială şi durata de achitare a furnizorilor sunt inverse, ceea ce reprezintă normalitatea pentru emitenţii competitivi de pe piaţa bursieră. Situaţia este asemănătoare pentru firmele profitabile cotate, şi în plus pentru aceste firme, cât şi pentru cele cotate la BVB se remarcă apariţia unei legături directe puternice cu 2R de 0.7952 şi 0.6507 dintre rentabilitatea activelor şi rentabilitatea financiară, ca urmare a extinderii aşteptărilor acţionarilor concomitent cu majorarea riscului plasamentului lor de capital în firma emitentă. Concluzii Legăturile dintre ratele financiare clasice şi ratele bursiere ale firmelor din cadrul eşantionului sunt în general slabe ca intensitate şi pot fi cuantificate doar cu ajutorul unor modele neliniare. Deşi teoretic ar trebui ca rentabilitatea financiară să explice într-o măsură considerabilă atât variaţia indicatorului PBV, cât mai ales fluctuaţiile PER (care este indicatorul cel mai important al performanţei de piaţă a firmelor cotate), nu există nici o legătură directă între PER şi rentabilitatea financiară, iar dependenţa dintre PBV şi rentabilitea financiară este slabă ca intensitate. Numărul mare de firme neprofitabile şi variabilitatea ridicată a rentabilităţii financiare în condiţiile majorărilor frecvente de capital a generat în mare măsură nerelevanţa profitabilităţii curente asupra ratelor bursiere. Între grupul de firme cotate la BVB şi grupul de firme cotate la RASDAQ nu există diferenţe semnificative din punct de vedere al intensităţii şi sensului legăturilor dintre ratele financiare clasice şi ratele de piaţă, deşi valorile medii ale ratelor pentru firmele cotate la BVB sunt superioare celor ale firmelor listate la RASDAQ. Totuşi, se constată că în cazul firmelor profitabile a existat o legătură anormală puternică între PER şi rentabilitatea financiară, care poate fi explicabilă doar în condiţiile creşterii mai puternice a capitalului propriu concomitent cu îmbunătăţirea rentabilităţii. Cea mai puternică corelaţie dintre variabilele financiare şi multiplii de piaţă s-a înregistrat între P/S şi rentabilitatea comercială, ceea ce reflectă că pe măsura creşterii eficienţei activităţii comerciale a emitenţilor români se majorează raportul dintre preţ şi vânzările pe acţiune. Stabilitatea superioară în timp a indicatorului P/S faţă de volatilitatea PER este determinată pe de o parte de variabilitatea ridicată a profiturilor, iar pe de altă parte de volatilitatea mai scăzută a veniturilor şi probabilitatea redusă de manipulare a lor de către manageri în condiţii de hiperinflaţie caracteristică economiei româneşti. Lipsa corelaţiilor puternice dintre variabilele fundamentale şi multiplii de piaţă îngreunează munca evaluatorilor şi a analiştilor financiari în calcularea costului real al capitalului şi aplicarea metodelor de evaluare a firmelor cotate pe baza actualizării fluxurilor de venituri, respectiv ridică dificultăţi în utilizarea multiplilor de piaţă în estimarea valorii firmelor sau a participaţiilor pe baza comparaţiei cu alte firme cotate sau necotate pe piaţa de capital românească. Surprinzător, la nivelul eşantionului de firme româneşti, există corelaţii semnificative, dar uneori anormale din punct de vedere al sensului acestora, între multiplii de piaţă şi celelalte rate financiare clasice, precum durata de recuperare a creanţelor, perioada de achitare a furnizorilor, rotaţia activului etc. Intensitatea şi sensul legăturilor dintre aceste variabile şi multiplii de piaţă depind de semnificaţia acordată acestor rate financiare clasice de către investitori în contextul evoluţiei diferitelor sectoare economice şi a economiei naţionale. Impactul mediului extern al întreprinderii asupra performanţelor sale economice şi asupra conţinutului informaţional asociat ratelor financiare influenţează şi corelaţiile dintre gradul de

159

îndatorare şi ratele bursiere. Inexistenţa unor corelaţii puternice dintre ratele financiare clasice şi ratele de piaţă demonstrează importanţa redusă pe care o acordă investitorii firmelor cu datorii mari, fiind binecunoscut faptul că majoritatea datoriilor firmelor româneşti sunt reprezentate de credite comerciale, obligaţii către bugetul de stat sau alte organisme guvernamentale, iar aplicarea silită a plăţii lor prezintă o probabilitate extrem de redusă pentru aceste societăţi. Astfel relevanţa scăzută a ratelor financiare clasice asupra performanţelor de piaţă ale emitenţilor români în perioada 1996-2000 a fost generată în special de variabilitatea excesivă a informaţiilor financiare în condiţiile economice nefavorabile caracterizate prin majorarea inflaţiei, scăderea producţiei industriale în majoritatea sectoarelor economice, extinderea blocajului financiar, creşterea excesivă a dobânzilor şi a cursului valutar din perioada analizată. De asemenea, lipsa totală de transparenţă a emitenţilor, întârzierea în raportarea de informaţii, politicile şi practicile contabile bazate prioritar pe costul istoric, folosirea altor criterii financiare sau nonfinanciare de apreciere a riscului şi rentabilităţii investiţiilor de capital de către investitori, accentuează relevanţa redusă a variabilelor financiare asupra valorii de piaţă a firmelor româneşti. 3.2.2 Analiza influenţei informaţiilor contabile furnizate de conturile anuale asupra preţului bursier al acţiunilor firmelor româneşti cotate Cercetările empirice efectuate în domeniul evaluării titlurilor mobiliare au demonstrat că există legături între informaţiile financiar-contabile şi cursul bursier al acţiunilor cotate. Începând chiar dinainte de anul 1960, specialiştii au fost preocupaţi permanent de variabilele financiare care determină fluctuaţiile preţului acţiunilor pe pieţele de capital dezvoltate. Se remarcă astfel, cele mai importante contribuţii în domeniul structurării precise a relaţiei dintre informaţiile contabile şi valoarea firmei: Preinreich (1938), Modigliani şi Miller (1958 şi 1961), Eduards şi Bell (1961), Ohlson (1995) şi Feltham şi Ohlson (1995). Pornind de la rezultatele obţinute de predecesorii lor, Feltham şi Ohlson au dezvoltat un model liniar de evaluare a întreprinderii pe baza informaţiilor financiar-contabile furnizate de conturile anuale şi pe baza altor informaţii nonfinanciare. Acest model va fi analizat în detaliu în capitolul IV cu ocazia prezentării abordărilor în evaluarea întreprinderilor cotate. Scopul analizei noastre este prezentarea sintetică a concluziilor celor mai importante studii privind identificarea factorilor semnificativi de influenţă a preţului bursier, punându-se un accent deosebit pe modelul Ohlson de evaluare a preţului bursier pe baza variabilelor financiare de bază. Luând în considerare rezultatele aplicării acestui model pe pieţele financiare dezvoltate, se va verifica relevanţa acestor variabile fundamentate asupra nivelului şi variaţiei cursului bursier al întreprinderilor cotate româneşti. Abordarea tradiţională privind estimarea valorii acţiunii implică actualizarea fluxurilor viitoare de dividende, ceea ce necesită în prealabil previzionarea cu maximă acurateţe a plăţilor viitoare către acţionari sub formă de dividende, pe baza informaţiilor financiar-contabile şi a informaţiilor generale sectoriale şi naţionale. Ulterior, după demonstrarea irelevanţei politicii de dividende asupra valorii firmei de către Modigliani şi Miller (1961), atenţia cercetătorilor s-a îndreptat spre alţi factori economico-financiari, diferiţi de profitul contabil, care au un impact puternic asupra preţului acţiunilor sau asupra supracâştigurilor (câştigurilor “ anormale “). De exemplu, s-a dovedit că nivelul creanţelor, respectiv modificarea rotaţiei acestora, influenţează nivelul profiturilor viitoare şi implicit variaţiile preţului bursier. Totuşi, studiul relaţiei directe dintre comportamentul preţului şi profitul contabil, precum şi estimarea câştigurilor viitoare a constituit obiectul preocupărilor majorităţii specialiştilor, analiştilor financiari şi a investitorilor. Principalul dezavantaj al previzionării profiturilor este

160

distorsionarea informaţiilor financiar-contabile prin aplicarea excesivă a principiului contabil al prudenţei şi a altor principii contabile, dar şi manipularea voluntară a informaţiilor de către manageri. Pornind de la modelul clasic de evaluare a acţiunilor bazat pe actualizarea fluxurilor de dividende, modelul Ohlson (1995) rezolvă problema distorsionării şi manipulării informaţiilor, prin luarea în considerare a supracâştigurilor obţinute de întreprinderile cotate. Modelul Ohlson14 (mai ales variantele simplificate ale acestui model), sugerează că există o dependenţă liniară directă între nivelul preţului unei acţiuni şi datele financiare referitoare la potenţialul de creştere şi patrimoniul existent al firmei, respectiv profitul net pe acţiune şi valoarea contabilă pe acţiune. Astfel, se apreciază că profitul net şi valoarea contabilă actuală reprezintă estimatori relevanţi ai profiturilor viitoare aşteptate de investitorii de pe piaţa de capital. În acest model se cumulează efectul informaţiilor financiare furnizate de conturile anuale asupra cursului bursier, adică contul de profit şi pierderi, prin intermediul profitului net pe acţiune, şi a bilanţului contabil cu ajutorul valorii contabile pe acţiune. Modelul Ohlson asigură legătura directă dintre preţul bursier şi variabilele fundamentale cuprinse în conturile anuale disponibile investitorilor, şi implicit prin cuantificarea dependenţelor dintre aceste variabile permite estimarea impactului acestor indicatori asupra valorii intrinseci a acţiunilor. Desigur, preţul pe acţiune este influenţat nu numai de informaţiile financiar-contabile şi non-financiare specifice firmei evaluate, dar şi de alte date privind dinamica industriile respective sau mediul economic naţional în care-şi desfăşoară activitatea emitentul. Pornind de la rezultatele diverselor studii privind testarea modelului Ohlson, obiectivul studiului nostru este analiza relevanţei informaţiilor financiar-contabile, respectiv a profitului net pe acţiune, valorii contabile pe acţiune şi a altor variabile financiare la nivel de acţiune, asupra nivelului şi variaţiei cursului bursier al întreprinderilor cotate româneşti. Se va utiliza în acest scop metoda analizei corelaţiei şi regresiei pentru identificarea celor mai importanţi factori financiari de influenţă ai preţului acţiunilor întreprinderile româneşti cotate. În plus faţă de analiza corelaţiilor dintre ratele financiare clasice şi ratele bursiere, pentru evidenţierea dependenţei cursului bursier de indicatorii financiari ai emitenţilor, vor fi testate

14

Modelul Ohlson de evaluare a acţiunilor reprezintă o funcţie liniară care exprimă legătura directă dintre preţul bursier ( variabila dependentă ) şi profitul pe acţiune, valoarea contabilă şi alte informaţii relevante referitoare la profit şi valoarea contabilă pe acţiune, conform formulei ( 1) :

it 2αaitp 1αitvcPit ν++= ( 1 ) sau it itvc2αitpn 1α0itP εα +++= ( 2 )

it itpn 1a0aitP ε++= ( 3 )

it itvc1b 0bitP ε++= ( 4 )

unde: itP = preţul acţiunii i la 3 luni după încheierea exerciţiului financiar t; aitP = supraprofitul pe acţiune aşteptat în cursul anului t;

itν =alte informaţii care modifică estimările privind profitabilitatea viitoare;

itpn = profitul net pe acţiune în cursul anului t; itvc = valoarea contabilă pe acţiune la sfârşitul anului t;

itε = alte informaţii relevante referitoare la profitul şi valoarea contabilă pe acţiune;

1010210 b ,b a ,a , , , ααα = coeficienţi de ponderare; Relaţiile ( 2 ), ( 3 ) şi ( 4 ) reprezintă forma simplificata a modelului Ohlson, respectiv modelul bivariat al preţului şi profitului net pe acţiune, şi modelul bivariat al preţului şi valorii contabile pe acţiune, conform prelucrărilor făcute de D.W. Collins, E.L.Maydew şi I.S.Weiss.

161

diverse modele de regresie simplă şi multiplă dintre variabilele menţionate. Utilizarea corelaţiilor simple poate conduce la un rezultat eronat în încercarea de a interpreta o relaţie de determinare dintre mai multe variabile. Doar prin modele care cuprind simultan toate variabilele relevante pentru fenomenul economic studiat poate fi evaluat efectul independent al fiecărei variabile, dar în acest caz, deoarece aceeaşi realitate economică poate fi reprezentată printr-un număr mare de modele multivariate, se pune problema alegerii modelului optim pe baza a două criterii de selecţie a acestuia, respectiv simplicitatea şi acurateţea modelului matematic. Rezultatele studiului Anterior analizei corelaţiilor dintre preţul bursier şi informaţiile financiar-contabile la nivel de acţiune se impun câteva aprecieri generale privind nivelul şi evoluţia indicatorilor calculaţi. Ca şi în cazul ratelor financiare clasice şi bursiere, se remarcă variabilitatea excesivă a valorilor preţului bursier şi a indicatorilor la nivel de acţiune pentru firmele din cadrul eşantionului în perioada 1996-2000 (vezi tab.3.11, 3.13, 3.15 şi 3.17 anexa 4). Toţi indicatorii calculaţi au înregistrat amplitudini mari între parametrii statistici analizaţi: limita inferioară, cuartila inferioară, mediană, cuartila superioară şi limita maximă. De asemenea, abaterea medie pătratică şi indicatorii de variaţie depăşesc cu mult limitele admise, având în general valori superioare celor aferente ratelor financiare şi ratelor bursiere. Volatilitatea ridicată a indicatorilor financiari la nivel de acţiune se datorează nu numai diferenţelor semnificative dintre rezultatele firmelor din cadrul eşantionului, de la minime foarte scăzute la maxime foarte ridicate, dar şi trendului crescător al numărului de acţiuni aflate în circulaţie ca urmare a majorărilor frecvente de capital social. Aceste creşteri ale numărului de acţiuni au generat modificări sensibile ale indicatorilor la nivel de acţiune fără nici o schimbare reală a performanţelor lor reale economico-financiare. Diferenţele mari dintre valorile mediilor aritmetice şi valorile mediane ale indicatorilor ne îndreptăţesc să considerăm că nivelele medianelor sunt mult mai potrivite pentru a surprinde tendinţa generală a rezultatelor eşantionului global, a grupului de firme cotate la BVB sau a firmelor cotate la RASDAQ, precum şi a firmelor profitabile din cadrul eşantionului. De asemenea, diferenţele semnificative la nivelului preţului şi a indicatorilor financiari la nivel de acţiune dintre firmele cotate la BVB şi firmele listate la RASDAQ, precum şi decalajele dintre firmele din cadrul eşantionului global şi firmele profitabile au necesitat abordarea diferenţiată a legăturilor dintre variabilele economice şi a intensităţii acestor legături pe grupe de firme (vezi tab.3.20-3.21 anexa 4). Din punct de vedere a evoluţiei indicatorilor financiari, se observă un trend general oscilant al indicatorilor profit pe acţiune şi valoare contabilă pe acţiune, cu valori mai ridicate în 1997 comparativ cu 1996 ca urmare a dinamizării pieţei de capital, după care se înregistrează reduceri semnificative pe fondul mediului economic nefavorabil, şi din nou ameliorări spre sfârşitul perioadei, respectiv anul 2000, când are loc relansarea pieţei şi îmbunătăţirea performanţelor financiare ale firmelor cotate. Situaţia este explicabilă în condiţiile economice nefavorabile caracterizate prin majorarea inflaţiei, scăderea generală a producţiei industriale, extinderea blocajului financiar, creşterea excesivă a dobânzilor şi a cursului valutar din perioada analizată. Contrar impactului economic nefavorabil al mediului economic extern, vânzările pe acţiune au înregistrat o continuă creştere pe întreaga perioadă analizată, dar dividendele pe acţiune au scăzut semnificativ până la eliminare spre sfârşitul perioadei, ca urmare a accesului redus la credite şi alte surse de finanţare în condiţiile

162

blocajului generalizat, al nivelului ridicat al dobânzilor bancare şi a scăderii cererii de acţiuni pe piaţă. Restrângerea cererii şi ofertei de capital pe piaţă a determinat trendul descrescător al preţului bursier al acţiunilor, deşi aşa cum s-a menţionat anterior performanţele economico-financiare ale emitenţilor s-au ameliorat în perioada 1999-2000. Anticipăm astfel că nivelul şi variaţiile de preţ ale acţiunilor emitenţilor români au fost generate în mare măsură de o serie de factori care nu vizează cu prioritate situaţia financiară şi perspectivele viitoare ale acestora, ci mai ales factori legaţi de conjunctura economiei naţionale, prezenţa unor investitori strategici puternici, legislaţia în domeniul, cererea şi oferta de capital etc. În scopul evidenţierii relevanţei informaţiilor financiare asupra cursului bursier, iniţial au fost probate corelaţiile bivariate dintre preţul bursier şi variabilele financiare la nivel de acţiune pe eşantionul de firme: cotate pe piaţa românească, cotate la BVB, listate la RASDAQ, pentru firmele profitabile şi de asemenea, pentru diverse sectoare ale industriei prelucrătoare, bine reprezentate din punct de vedere al numărului de întreprinderi, pe perioada 1996-2000. Rezultatele au fost obţinute în urma testării a peste 35 de legături simple de tip liniar sau neliniar între preţul bursier şi alţi indicatori bursieri calculaţi la nivel de acţiune: profitul net pe acţiune, dividendul pe acţiune, vânzările pe acţiune şi valoarea contabilă pe acţiune. Intensitatea legăturilor dintre variabile este evidenţiată cu ajutorul coeficientului de determinaţie, fiind utilizat un fond colorat mai închis pentru a evidenţia acele corelaţii relativ slabe, relativ puternice sau puternice la nivelul grupelor de firme considerate (vezi tab. 3.29-3.32). Ca şi în cazul analizei relevanţei ratelor financiare clasice asupra performanţelor de piaţă ale emitenţilor români, se observă existenţa preponderentă a legăturile simple neliniare (modele exponenţiale, polinomiale, funcţii putere etc.) dintre variabilele financiar-contabile şi preţul bursier pe acţiune. Această primă concluzie impune luarea în considerare a unor modele de regresie neliniară dintre aceste variabile în scopul stabilirii existenţei unor legături puternice directe dintre variabilele considerate, pentru aprecierea acestor dependenţe, şi implicit modelarea pe baza unor ecuaţii multiple care iau în calcul cei mai relevanţi factori de influenţă ai cursului bursier. Astfel, în cadrul tabelelor de formă matriceală se prezintă valorile maxime ale coeficientului de determinaţie 2R aferent dependenţei celei mai puternice dintre variabile, dintre toate tipurile de legături posibile testate. Pe baza rezultatelor obţinute, se constată astfel că la nivelul întregului eşantion există doar legături directe slabe sau de intensitate medie între preţ şi alţi indicatori bursieri la nivel de acţiune (vezi tab. 3.29). Cea mai puternică legătură de intensitate relativ ridicată cu 2R de 0.5550, a fost legătura dintre preţ şi valoarea contabilă pe acţiune (vezi fig.3.3 anexa 4 ).

Matricea corelaţiilor dintre preţ şi indicatorii bursieri pentru eşantionul de firme cotate pe piaţa de capital în perioada 1996-2000

Tabel 3.29 Indicatori ( R ) Pa Pna Diva CAa Vca*Pa 1.0000 0.0343(+) 0.2364(+) 0.5471(+) 0.5550(+)Pna 0.0343(+) 1.0000 0.4081(+) 0.0185(+) 0.1258(+)Diva 0.2364(+) 0.4081(+) 1.0000 0.1537(+) 0.1057(+)CAa 0.5471(+) 0.0185(+) 0.1537(+) 1.0000 0.7382(+)Vca* 0.5550(+) 0.1258(+) 0.1057 0.7382(+) 1.0000

Simboluri: 2R = coeficientul de determinaţie al legăturilor dintre ratele financiare; Vca* = valoare ajustată pentru Vca; Pa = preţ pe acţiune; Pna= profit net pe acţiune; Diva= dividend pe acţiune; CAa= vânzări pe acţiune; Vca= valoare contabilă pe acţiune

163

Matricea corelaţiilor dintre preţ şi indicatorii bursieri pentru firmele profitabile cotate la RASDAQ în perioada 1996-2000

Tabel 3.30 Indicatori Pa Pna Diva CAa VcaPa 1.0000 X 0.2424(+) 0.5404(+) 0.5723(+)Pna X 1.0000 0.6564(+) X 0.4167(+)Diva 0.2424(+) 0.6564(+) 1.0000 0.1862(+) XCAa 0.5404(+) X 0.1862(+) 1.0000 0.6320(+)Vca 0.5723(+) 0.4167(+) X 0.6320(+) 1.0000

Simboluri: 2R = coeficientul de determinaţie al legăturilor dintre ratele financiare; Vca* = valoare ajustată pentru Vca; Pa = preţ pe acţiune; Pna= profit net pe acţiune; Diva= dividend pe acţiune; CAa= vânzări pe acţiune; Vca= valoare contabilă pe acţiune

Matricea corelaţiilor dintre preţ şi indicatorii bursieri pe acţiune pentru firmele cotate la BVB în perioada 1996-2000

Tabel 3.31 Indicatori Pa Pna Diva CAa Vca*Pa 1.0000 X 0.4632(+) 0.5199(+) 0.5253(+)Pna X 1.0000 0.5842(+) X 0.3140(+)Diva 0.4632(+) 0.5842(+) 1.0000 0.2383(+) 0.2558(+)CAa 0.5199(+) X 0.2383(+) 1.0000 0.8153(+)Vca* 0.5253(+) 0.3140(+) 0.2558(+) 0.8153(+) 1.0000

Simboluri: 2R = coeficientul de determinaţie al legăturilor dintre ratele financiare; Vca* = valoare ajustată pentru Vca; Pa = preţ pe acţiune; Pna= profit net pe acţiune; Diva= dividend pe acţiune; CAa= vânzări pe acţiune; Vca= valoare contabilă pe acţiune

Matricea corelaţiilor dintre preţ şi indicatorii bursieri pentru firmele profitabile cotate la BVB şi RASDAQ în perioada 1996-2000

Tabel 3.32

Indicatori Pa Pna Diva CAa VcaPa 1.0000 0.3989(+) 0.2474(+) 0.5560(+) 0.5730(+)Pna 0.3989(+) 1.0000 0.6850(+) 0.4754(+) 0.4240(+)Diva 0.2474(+) 0.6850(+) 1.0000 0.1838(+) XCAa 0.5560(+) 0.4754(+) 0.1838(+) 1.0000 0.8243(+)Vca 0.5730(+) 0.4240(+) X 0.8243(+) 1.0000

Simboluri: 2R = coeficientul de determinaţie al legăturilor dintre ratele financiare; Vca* = valoare ajustată pentru Vca; Pa = preţ pe acţiune; Pna= profit net pe acţiune; Diva= dividend pe acţiune; CAa= vânzări pe acţiune; Vca= valoare contabilă pe acţiune Rezultă astfel că 55.50% din variaţia preţului este determinată de variaţia valorii contabile, ceea ce confirmă părerea unanimă a analiştilor financiari că interesul major al investitorilor de pe piaţa de capital românească şi nu numai, este acoperirea prin preţ a valorii contabile, care în ultimă instanţă reprezintă valoarea de faliment, deci riscul este minim în condiţii de imposibilitate a continuării activităţii şi a lichidării firmei. Aşa se explică de ce peste 90% dintre firmele româneşti din cadrul eşantionului au raportul preţ la valoare contabilă inferior valorii 1, ceea ce indică o subevaluare generalizată a acţiunilor firmelor româneşti pe piaţa de capital. Urmează din punct de vedere al intensităţii legăturii, corelaţia dintre preţ şi vânzările pe acţiune cu 2R de 0.5471, ceea ce demonstrează importanţa deosebită acordată

164

de investitori veniturilor obţinute din vânzări, în condiţiile volatilităţii ridicate a profiturilor şi a existenţei unui număr mare de întreprinderi cotate neprofitabile. Testarea modelului Ohlson de predecesorii15 lui pentru un număr de 115154 de variabile privind firmele cotate la NYSE, AMEX şi NASDAQ în perioada 1953-1993, a condus la următoarele rezultate privind coeficientul de corelaţie liniară al legăturilor dintre preţ şi profitul pe acţiune, respectiv dintre preţ şi valoarea contabilă pe acţiune (vezi tab. 3.33):

Corelaţii dintre variabile independente şi variabile dependente Tabel 3.33

Variabile Preţ pe acţiune

Profit net pe acţiune

Valoare contab.pe acţiune

Preţ pe acţiune 1.0000 0.7666 0.7730Profit net pe acţiune 0.7666 1.0000 0.7666Valoare contab.pe acţiune 0.7730 0.7180 1.0000

Sursa: studiu realizat de D.W. Collins, E.L.Mayers, I.S.Weiss Astfel, cercetătorii americani menţionaţi anterior au stabilit dependenţe liniare puternice între variabilele considerate, iar studiul nostru, dimpotrivă prezintă modele neliniare între aceleaşi variabile. Din punct de vedere al tipului de legături dintre variabilele economice considerate, nu se pot compara rezultatele obţinute din cele 2 surse, dar luarea în considerare a aceluiaşi coeficient de determinaţie atât în cadrul cercetării lor, cât şi în cadrul studiului nostru, permite comparabilitatea datele din perspectiva intensităţii dependenţelor dintre aceste variabile. Rezultă că în comparaţie cu piaţa americană de capital unde există dependenţe puternice între preţ şi profitul net pe acţiune, respectiv între preţ şi valoarea contabilă pe acţiune cu valori ale lui 2R > 0.76, pe piaţa românească de capital nu există decât o legătură relativ puternică între preţul şi valoarea contabilă a firmelor profitabile. Profitul pe acţiune caracterizat printr-o variabilitate ridicată nu influenţează preţul acţiunilor acestor firme. Numărul mare de firme cu pierderi (aproximativ 42% din totalul eşantionului) reprezintă a altă cauză a lipsei unei dependenţe dintre profitul pe acţiune şi cursul bursier al acţiunilor emitenţilor. Totuşi, au existat legături directe puternice între preţul bursier şi profitul net pe acţiune pentru unele firme din cadrul eşantionului, precum S.C. Artic Găieşti S.A., S.C. Alro Slatina S.A, S.C. Braincof S.A., S.C. Electroaparataj Bucureşti S.A, S.C. Napolact S.A., S.C.Terapia S.A. etc. Aceste dependenţe dintre variabilele menţionate dovedesc că pentru firmele româneşti profitabile, majorarea cu rate rezonabile a profitului net pe acţiune repezintă un semnal pozitiv pentru investitori, mai ales în condiţiile stabilităţii celorlalte performanţe ale acestora. La nivelul eşantionului de firme româneşti cotate, cea mai slabă legătură a fost între preţ şi dividend cu 2R de 0.2364, ca urmare a numărului foarte redus de firme care acordă dividende şi mai ales a randamentului negativ al dividendelor comparativ cu rata inflaţiei, iar dependenţa dintre preţul bursier şi profitul net pe acţiune este inexistentă. Deci, informaţiile privind mărimea dividendului, dar şi a profitului pe acţiune nu au fost hotărîtoare pentru investitori în plasarea capitalului lor pe piaţa financiară, bine cunoscut fiind faptul că multe firme competitive nu acordă dividende, ci investesc în diverse proiecte eficiente. De asemenea, între indicatorii bursieri la nivel de acţiune există corelaţii de intensitate medie, precum legătura dintre profitul net şi dividendul pe

15 D.W. Collins, E.L.Mayers, I.S.Weiss, Changes in the Value-relevance of Earnings and Book Values over the Past Forty Years, Journal of Accounting and Economics 24, 1997, pag.39-67

165

acţiune, legătura dintre profitul net şi valoarea contabilă pe acţiune şi legătura de intensitate puternică dintre vânzările pe acţiune şi valoarea contabilă pe acţiune. Pe baza rezultatelor privind intensitatea legăturilor simple dintre variabilele considerate la nivelul eşantionului global, rezultă că cei mai importanţi indicatori financiari care influenţează preţul acţiunilor sunt valoarea contabilă pe acţiune, vânzările pe acţiune şi într-o măsură relativ redusă, dividendul pe acţiune. Pentru a surprinde dependenţa multiplă a preţului de aceste 3 variabile independente s-a încercat construirea unor modele de regresie nonliniară multiple. În cazul inexistenţei liniarităţii, este necesară transformarea datelor pentru una sau mai multe variabile pentru ca modelul nou să fie similar unui model liniar. Se utilizează în acest caz transformările logaritmice16. Dacă prin logaritmare se ajunge la y log ca în cazul modelelor exponenţiale sau de tip funcţii, se calculează valoarea acestuia pe baza modelului, după care se utilizează antilogaritmi pentru estimarea lui Y. Deşi, legăturile dintre variabilele considerate la nivel global prezintă intensităţi ridicate, datorită valorilor acestora, modele de regresie neliniare nu au putut fi simplificate prin liniarizare în modele liniare în scopul calculării coeficienţilor de regresie ai ecuaţiilor pe baza metodei OLS (în engl. Old least squared – metoda celor mai mici pătrate) şi a determinării coeficientului de determinaţie a modelelor respective. Analiza comparativă a corelaţiilor dintre preţ şi alţi indicatori bursieri la nivelul sectoarelor cel mai bine reprezentate în cadrul eşantionului, reflectă existenţa unor diferenţe semnificative din punct de vedere al intensităţii acestor legături (vezi tab.3.34). Se remarcă industria prelucrătoare care prezintă valori similare ale coeficientului de determinaţie cu cele testate la nivelul eşantionului global. În cadrul acestei industrii, ramura alte activităţi industriale prezintă cea mai ridicată sensibilitate a cursului bursier faţă de toţi indicatorii analizaţi, cu excepţia legăturii dintre preţ şi valoare contabilă. Se impun a fi menţionate legăturile puternice dintre preţ şi profitul net pe acţiune, precum şi legăturile dintre preţ şi dividendul pe acţiune. Deşi corelaţia dintre preţ şi profit este slabă, industria uşoară prezintă legături relativ puternice între preţ şi celelalte variabile. Comparativ cu intensitatea corelaţiei dintre preţ şi dividendul pe acţiune la nivel global, în plus faţă de industria uşoară există şi alte industrii, precum industria metalurgică şi industria mijloacelor de transport, pentru care variaţia preţului a fost determinată în proporţie de aproximativ 50% de variaţia dividendului pe acţiune. De asemenea, valoarea superioară a coeficientului de determinaţie aferent legăturilor dintre preţ şi valoare contabilă aferente tuturor sectoarelor menţionate, confirmă dependenţa relativ puternică dintre preţ şi valoare contabilă unitară pentru firmele din cadrul majorităţii industriilor analizate. Aceste diferenţe privind legăturile dintre preţul bursier şi valoarea contabilă pe sectoare economice sunt reflectate şi de nivelul şi evoluţia indicatorului PBV pe perioada 1996-2000 (vezi tab. 3.22 anexa 4). Cele mai ridicate valori mediane ale PBV se remarcă în special în cadrul industriei prelucrătoare, pentru industria uşoară, alte activităţi industriale, industria chimică, industria altor produse din minerale nemetalice, industria de echipamente electrice şi optice etc. Studiul comparativ al legăturilor dintre preţ şi indicatorii bursieri la nivel de acţiune pe eşantionul global pentru anii 1997 şi 2000, demonstrează creşterea semnificativă a intensităţii tuturor acestor

16

Transformarea ecuaţiilor de regresie neliniare prin logaritmare conduce la următoarele expresii funcţionale: log Y = log a + ( log b ) X pentru ecuaţia exponenţială log Y = log a + b ( log X ) pentru funcţii de tip putere

166

legături în timp (vezi tab.3.35-3.36). Astfel, valoarea coeficientul de determinaţie pentru corelaţiile preţ-valoare contabilă şi preţ-vânzări pe acţiune a cunoscut un trend ascendent de la 0.5059, respectiv 0.4457, la 0.6042, respectiv 0.6151.

Corelaţii privind preţul bursier pe sectoare economice în perioada

1996-2000 Tabel 3.34

Pa-Pna Pa-Diva Pa-CAa Pa-Vca*B. Industria prelucrătoare 0.0345 0.2378 0.5692 0.5584 B.1. Industria alimentară , a băuturilor şi a tutunului 0.1236 0.5735 0.6844 0.4892 B.2. Industria textilă şi a produselor textile 0.2648 0.4489 0.4944 0.5518 B.3. Industria chimică şi a fibrelor sintetice şi artificiale 0.1281 0.2316 0.3589 0.3970 B.4. Industria altor produse din minerale nemetalice 0.0538 0.1426 0.5876 0.6182 B.5. Industria metalurgică 0.2334 0.4666 0.6223 0.4553 B.6. Industria construcţiilor metalice şi a prod. din metal 0.0708 0.2508 0.6015 0.6136 B.7. Industria de maşini şi echipamente 0.0082 0.1388 0.6866 0.4540 B.8. Industria de echipamente electrice şi optice 0.0625 0.1979 0.4349 0.4295 B.9. Industria mijloacelor de transport 0.2521 0.5041 0.5126 0.6000 B.10. Alte activităţi industriale 0.7297 0.6092 0.8627 0.6105

Sectoare de activitateCorelaţii ( R )

Simboluri: 2R = coeficientul de determinaţie al legăturilor dintre ratele financiare; Vca* = valoare ajustată pentru Vca; Pa = preţ pe acţiune; Pna= profit net pe acţiune; Diva= dividend pe acţiune; CAa= vânzări pe acţiune; Vca= valoare contabilă pe acţiune

Matricea corelaţiilor dintre preţ, indicatorii bursieri pentru eşantionul de firme cotate pe piaţa de capital în 1997

Tabel 3.35 Indicatori ( R ) Pa Pna Diva CAa Vca*Pa 1.0000 0.0185(+) 0.1286(+) 0.4457(+) 0.5059(+)Pna 0.0185(+) 1.0000 0.77931(+ 0.2594(+) 0.3449(+)Diva 0.1286(+) 0.7793(+) 1.0000 0.2852(+) 0.1710(+)CAa 0.4457(+) 0.2594(+) 0.2852(+) 1.0000 0.8004(+)Vca* 0.5059(+) 0.3449(+) 0.1710 0.8004(+) 1.0000

Simboluri: 2R = coeficientul de determinaţie al legăturilor dintre ratele financiare; Vca* = valoare ajustată pentru Vca; Pa = preţ pe acţiune; Pna= profit net pe acţiune; Diva= dividend pe acţiune; CAa= vânzări pe acţiune; Vca= valoare contabilă pe acţiune

Matricea corelaţiilor dintre preţ şi indicatorii bursieri pentru eşantionul de firme cotate pe piaţa de capital în 2000

Tabel 3.36 Indicatori ( R ) Pa Pna Diva CAa Vca*Pa 1.0000 0.0936(+) 0.4164(+) 0.6151(+) 0.6042(+)Pna 0.0936(+) 1.0000 0.4793(+) 0.0425(+) 0.2133(+)Diva 0.4164(+) 0.4793(+) 1.0000 0.2050(+) 0.1546(+)CAa 0.6151(+) 0.0425(+) 0.2050(+) 1.0000 0.7210(+)Vca* 0.6042(+) 0.2133(+) 0.1546 0.7210(+) 1.0000

Simboluri: 2R = coeficientul de determinaţie al legăturilor dintre ratele financiare; Vca* = valoare ajustată pentru Vca; Pa = preţ pe acţiune; Pna= profit net pe acţiune; Diva= dividend pe acţiune; CAa= vânzări pe acţiune; Vca= valoare contabilă pe acţiune Chiar şi corelaţia dintre preţ şi dividendul pe acţiune a crescut ca intensitate, devenind o legătură relativ puternică cu 2R de 0.4164, în timp ce corelaţia preţ-profit pe acţiune a rămas o legătură de intensitate foarte slabă aproape inexistentă.

167

De asemenea, creşterea relevanţei informaţiilor financiar-contabile asupra nivelului şi fluctuaţiile preţului bursier este reflectată de rezultatele studiului (menţionat anterior) efectuat pe piaţa americană. Se constată că puterea explicativă a celor 2 variabile financiare asupra cursului bursier a crescut în ultimii 40 de ani, dar în timp ce relevanţa valorii contabile asupra preţului de piaţă s-a majorat, legătura dintre profitul net şi cursul bursier a scăzut considerabil. Autorii articoluluii ca şi predecesorii lor, stabilesc 4 factori majori care influenţează puternic gradul de relevanţă a profitului şi a valorii contabile asupra preţului de piaţă, respectiv investiţiile în active intangibile, proporţia elementelor extraordinare la nivelul cheltuielilor şi veniturilor anuale reflectate în contul de profit şi pierdere, preponderenţa firmelor neprofitabile şi dimensiunea emitenţilor. Astfel, în cadrul conturilor anuale ale firmelor sunt înregistrate activele intangibile doar în anumite condiţii, deci valoarea de piaţă a acestor companii care deţin active intangibile considerabile este sensibil diferită de valoarea lor contabilă, în acest caz indicatorii financiari, precum profitul sau chiar cash-flow, nu reflectă potenţialul lor real de creştere, ceea ce minimizează impactul variabilelor financiare asupra valorii de piaţă a acestor întreprinderi. Astfel, este binecunoscut faptul că probabilitatea de realizare a profiturilor extraordinare sau speciale este redusă, diminuând dependenţa cursului bursier faţă de profitului net, deci investitorii nu iau în considerare aceste categorii de profituri în aprecierea rentabilităţii si riscului investiţiilor de capital. În plus, s-a demonstrat chiar că firmele cu dificultăţi financiare serioase raportează mai frecvent profituri extraordinare decât cele cu activitate normală şi stabilă. Aplicarea excesivă a principiului contabil al prudenţei, care implică tratamentul diferenţiat al evenimentelor potenţiale negative şi al celor pozitive, determină o frecvenţă superioară a pierderilor comparativ cu profiturile, contribuie la diminuarea relevanţei rezultatelor contabile asupra preţului bursier. De asemenea, profitul nu reprezintă un indicator relevant pentru firmele neprofitabile, care de regulă sunt de dimensiuni mici, ceea ce asigură o relevanţă mai puternică a valorii contabile pentru firmele mici în faza de lansare sau pentru cele în prag de faliment şi lichidare. Aceste rezultate anuale ale corelaţiilor dintre preţ şi valoarea contabilă, preţ şi cifră de afaceri pe acţiune, preţ şi dividend pe acţiune reflectă pe de o parte, creşterea în timp a relevanţei informaţiilor financiar-contabile asupra nivelului cursului bursier pe piaţa de capital românească. Pe de altă parte, nedepăşirea limitei de aproximativ 50% a variaţiei preţului bursier ca urmare a modificării valorii contabile sau a vânzărilor pe acţiune demonstrează persistenţa unor factori de influenţă, diferiţi de rezultatele financiar-contabile ale emitenţilor, al căror impact este hotărâtor în stabilirea preţului de echilibru al acţiunilor. Situaţia la nivelul firmelor cotate la RASDAQ este relativ asemănătoare cu cea la nivel global, cu valori chiar mai ridicate ale intensităţii legăturilor dintre indicatori (vezi tab.3.30). Pentru firmele cotate la BVB surprinzător, doar legătura dintre preţ şi dividendul pe acţiune este mai puternică decât cea la nivelul eşantionul total de firme sau al societăţilor cotate la RASDAQ (vezi tab.3.31). Situaţia este normală dacă se ia în considerare procentul mai ridicat de firme profitabile, cât şi procentul mai mare de firme care acordă dividende importante, cotate la BVB comparativ cu cele listate la RASDAQ. Investitorul urmăreşte cu atenţie politica de dividend a emitenţilor cotaţi la BVB deoarece uneori chiar insignifiant ca valoare, totuşi dividendul reprezintă o formă de remunerare a acţionarilor deloc neglijabilă pe pieţele dezvoltate de capital, mai ales pentru companiile “ blue-chips „. Corelaţia dintre preţ şi valoarea contabilă pe acţiune atinge intensitatea maximă cu 2R de 0.5730 la nivelul firmelor profitabile (vezi tab.3.32). Astfel, preţul acţiunilor firmelor profitabile cotate este influenţat în proporţie de 57.30% de valoarea contabilă pe acţiune, respectiv de 55.60% de

168

vânzările pe acţiune (vezi fig.3.4 anexa 4). Comparativ cu eşantionul global, grupul de firme cotate la BVB şi grupul de societăţi listate la RASDAQ, se remarcă corelaţia relativ puternică dintre preţul bursier şi profitul net, explicabilă din punct de vedere al intensităţii pe seama volatilităţii foarte ridicate a acestui indicator, în condiţiile majorărilor frecvente de capital, dar şi ca urmare a “ cosmetizărilor „ contabile sau a valorificării unor oportunităţi conjuncturale absolut întâmplătoare de către emitenţi. În plus, corelaţia preţ – dividend pe acţiune este slabă, deoarece aşa cum am menţionat anterior, aceste întreprinderi profitabile au utilizat profitul net ca sursă de autofinanţare în condiţiile în care accesul la creditul bancar a fost limitat, iar costul creditului a fost extrem de mare datorită nivelului ridicat al dobânzilor bancare în perioada 1996-2000. Rezultă că la nivelul firmelor profitabile, corelaţia bivariată dintre cursul bursier şi vânzările pe acţiune, respectiv legătura dintre preţul bursier şi valoarea contabilă sunt relativ puternice (M2 şi M3 din tab. 3.37). Deşi mai slabă ca intensitate, există o dependenţă directă dintre preţul bursier pe acţiune şi profitul net (M1). Pe baza rezultatelor privind corelaţiile dintre variabilele menţionate, s-au construit şi au fost testate prin liniarizare diverse modele de corelaţie simplă şi multiplă (vezi tab. 3.37). Considerăm că includerea simultană a variabilelor profitul pe acţiune şi vânzările pe acţiune în cadrul modelelor de regresie a preţului, conduce la concluzii eronate privind influenţa lor asupra preţului bursier deoarece profitul net rezultă din vânzările pe acţiune, mai puţin cheltuielile pe acţiune. În plus, deşi vânzările pe acţiune au un conţinut informaţional puternic, mai ales la nivelul întreprinderilor neprofitabile sau în faza de lansare, reflectând capacitatea lor de a produce şi de a vinde, totuşi, în cazul firmelor rentabile, profitul net pe acţiune caracterizează cel mai bine potenţialul de creştere al acestora. Nivelul şi variaţia profitului pentru aceste companii reprezintă semnale favorabile pentru investitori, ceea ce conduce la majorarea preţului bursier al acţiunilor. Luând în considerare argumentele prezentate anterior, s-au construit modelele M4 şi M5 care combină acţiunea vânzărilor pe acţiune şi a valorii contabile pe acţiune, respectiv acţiunea profitului pe acţiune şi a valorii contabile pe acţiune. De asemenea, deşi legăturile iniţiale bivariate dintre variabile sunt de natură nonliniară, s-a testat modelul liniar propus de Ohlson pentru a modela cât mai eficient relaţiile dintre cursul bursier şi variabilele financiare ale emitenţilor. Valoarea redusă a coeficientului de determinaţie 2R de 0.299125 demonstrează inexistenţa unor legături puternice multiple liniare dintre cursul bursier şi profitul pe acţiune, respectiv valoarea contabilă pe acţiune, ceea ce face imposibilă aplicarea modelului liniar Ohlson de evaluare a acţiunilor pe piaţa românească. Ca şi în cazul studiului nostru, în ştiinţele economice nu există întotdeauna liniaritate perfectă, dar abaterile de la forma liniară nu sunt semnificative, ceea ce permite modelarea prin funcţii liniare sau liniarizarea adecvată a celor neliniare pentru aprecierea unei tendinţe medii. Fără îndoială că eroarea în estimarea corectă a formei relaţiei de dependenţă poate avea consecinţe importante asupra rezultatelor interpretării şi a calităţii predicţiilor. Astfel, deşi modelul liniar Ohlson nu este posibil de aplicat pe piaţa românească de capital, modelul neliniar construit este estimat cu o corectitudine ridicată, permiţând cuantificarea legăturilor dintre cursul bursier şi variabilele considerate. Veridicitatea legăturilor de dependenţă dintre preţul bursier şi variabilele financiare, respectiv legătura dintre preţ şi valoare contabilă şi dependenţa dintre cursul bursier şi profitul pe acţiune, sunt demonstrate cu ajutorul testelor statistice efectuate la nivelul acestor corelaţii simple şi multiple pentru grupului de firme profitabile (vezi tab. 3.37 şi 3.38).

169

170

Modelul de regresie a preţului bursier în funcţie de profitul net şi valoarea contabilă pe acţiune şi puterea explicativă a variabilelor

Tabel 3.38

Sursa: calcule proprii Simboluri: 2

TR = puterea explicativă a modelului de regresie; 2PnaR = puterea explicativă a profitului net pe acţiune;

2VcaR = puterea explicativă a valorii contabile pe acţiune;

2CR = puterea explicativă comună a profitului net şi a valorii contabile pe acţiune

Cu ajutorul metodelor17 de “ testare a ipotezelor statistice “ se stabileşte cu un grad de probabilitate ales, existenţa sau absenţa legăturilor dintre fenomene, forma analitică şi intensitatea acestora. Astfel, generalizarea rezultatelor obţinute pe eşantion implică testarea coeficienţilor de regresie pe baza testului t, iar testarea semnificaţiei modelului s-a realizat pe baza testului F, valorile calculate ale ambilor indicatori fiind comparate cu valorile tabelare pentru o anumită probabilitate P aleasă. Semnificaţia coeficienţilor tuturor modelelor testate (M1 – M6) este dovedită de valorile lui t calculat cuprins în intervalul (3.949735 – 28.16007), care nu se încadrează în intervalul (-2.576, + 2.576), ceea ce infirmă ipoteza că variabilele modelului sunt nule cu o probabilitate de 95% (vezi tab. 3.37).

Luând în considerare valoarea maximă a coeficientului de determinaţie de 0.606378, dar şi relevanţa superioară a profitului net pe acţiune, rezultă că cel mai bun model matematic este 17

Cele mai uzuale metode de testare a ipotezelor statistice ( nivelului de semnificaţie a modelului ) aferente corelaţiei şi regresiei sunt:

- t-statistic pentru testarea coeficientului de corelaţie, care se calculează cu formula: rSr t = ; valoarea

calculată a t-student se compară cu valoarea t tabelar (pentru n-1 grade de libertate) şi o probabilitatea P aleasă, astfel se poate aprecia dacă între variabile există sau nu o legătură validă.

unde 2-n

r-1 S2

r =

r = coeficientul de corelaţie rS = eroarea standard a distribuţiei coeficientului de corelaţie r

n = grade de libertate - F pentru testarea puterii explicative a modelului de regresie, acest test se determină pe baza formulei:

2

2calc

R -1

R2)-n (F ⋅= ; 2R = coeficientul de determinaţie; F calculat se compară cu F tabelar pentru o

anumită probabilitate P, pentru a se stabili dacă modelul are sau nu o putere explicativă ridicată. - testul Durbin-Watson ( d ) pentru testarea autocorelării dintre erorile consecutive, care se calculează cu

formula:

∑∑ −

=2

t

21-tt

)e(

)e(ed , unde: 1-t t, ee = erorile de estimare aferente a două perioade consecutive; d calculat se

compară cu d tabelar pentru o anumită probabilitate P pentru a se stabili dacă ipoteza autocorelării erorilor este nulă.

Simbol Model de regresie Putere explicativă ( 2R ) M6 )3(g

Vca*)2(gPna*1gaP = 2TR = 0.606378

2TR = 0.606378

M2 )2(bPna*1baP = 21R = 0.398894

2PnaR = 2

TR - 22R = 0.033404

M4 )2(dVca*1daP = 22R = 0.572974 2

VcaR = 2TR - 2

1R = 0.207484

2CR = 2

TR - 2PnaR - 2

VcaR =0.36549

171

modelul M5 care cuantifică legătura dintre preţ, ca variabilă dependentă, şi valoarea contabilă pe acţiune, repectiv profitul net pe acţiune, ca variabile independente. Deşi corelaţia bivariată dintre preţ şi profitul net pe acţiune este relativ slabă, includerea acestei variabile independente în cadrul modelului, conferă modelului final de regresie un plus relativ de valoare, respectiv o capacitate explicativă superioară, cu 2R de 0.606378, faţă de modelele simple, cu 2R de 0.572974 şi 0.398894.

Folosind tehnica econometrică de descompunere a coeficientului de determinaţie, cu ajutorul sistemului de ecuaţii aferente modele M1, M3 şi M5, s-a determinat puterea explicativă a fiecăreia dintre variabilele independente şi a puterii lor explicative comune asupra cursului bursier (vezi tab.3.38). Rezultă că cea mai mare influenţă asupra preţului bursier a avut-o valoarea contabilă pe acţiune ( 2

VcaR = 0.207484), apoi profitul net pe acţiune ( 2PnaR = 0.033404), iar puterea explicativă

comună a celor 2 variabile ( 2CR = 0.36549) a devansat gradul lor individual de relevanţă.

Testarea semnificaţiei modelului M5 s-a realizează pe baza testului F şi a altor teste statistice, precum criteriile Akaiko, Schwartz şi testul Durbin-Watson, valorile calculate ale acestor indicatori fiind comparate cu valorile tabelare pentru o anumită probabilitate P aleasă. Rezultatele testelor tatistice corespunzătoare modelului de regresie a preţului bursier pe baza profitului net şi a valorii contabile, sunt prezentate sintetic în tab. 3.39 şi 3.40.

Model de regresie (M5):

)3(gVca*)2(gPna*1gaP =

Teste de semnificaţie a coeficienţilor modelului de regresie: Tabel 3.39

Notă: SE = eroarea standard a coeficienţilor regresiei Sursa: calcule proprii

Parametrii statistici ai regresiei şi teste de semnificaţie a modelului de regresie

Tabel 3.40 Parametrii statistici şi teste de semnificaţie

a modelului de regresie Coeficientul de determinaţie

2R ajustat 0.605044Abaterea standard a variabilei depedente

1.469736

Eroarea standard de regresie 0.923664Testul F de semnificaţie a modelului

903.440468

Suma pătratelor residuurilor 503.3613Criteriul informaţional Akaiko

2.684109

Funcţia de verosimilitate -792.8383 Criteriul Schwartz 2.706294Media variabilei dependente 7.524836 Testul statistic

Durbin-Watson 1.959659

Sursa: calcule proprii La nivelul grupului de firme profitabile, rezultatele testelor de semnificaţie demonstrează că modelul M5 estimează cel mai bine legătura dintre cursul bursier şi profitul net pe acţiune,

Coeficienţi SE t-statistic Nivel de semnificaţie log( 1g )= 4.330123 366.2623 4.545435 0.000

2g = 0.166334 0.042516 7.076007 0.000

3g = 0.539785 0.007572 17.63512 0.000

172

respectiv, valoarea contabilă pe acţiune. Astfel, coeficientul de determinaţie a înregistrat valoarea maximă de 0.606378 pentru ecuaţia de regresie asociată legăturilor dintre cursul bursier şi variabilele considerate. Valoarea lui F calculat de 903.440468 pentru grupul de firme profitabile, este superioară lui 778 1, 0.05,F tabelar de 3.84, ceea ce demonstrează că, luând în considerare o probabilitate de 95% modelul este valid, există o legătură de tip funcţie între cursul bursier, profitul net şi valoarea contabilă pe acţiune. Aşa cum am menţionat anterior, valorile lui t calculat de 4.545435, 7.076007, respectiv 17.63512, corespunzătoare constantei şi coeficienţilor de regresie ai modelului, adică log( 1g ), 2g şi 3g , nu se încadrează în intervalul (-2.576, + 2.576), ceea ce înseamnă că ipoteza existenţei coeficienţilor egali cu zero este nulă cu o probabilitate de 95%, demonstrând semnificaţia acestor variabile ale modelului. În plus, criteriul Akaike sau Schwartz sunt minime comparativ cu alte modele liniare sau neliniare, iar funcţia de verosimilitate a înregistrat o valoare ridicată. De asemenea, valoarea testului statistic Durbin-Watson de 1.959659, apropiată de valoarea 2, indică în mod clar necorelarea erorilor. Luând în considerare cele menţionate anterior, rezultă că modelul de regresie dintre cursul bursier şi profitul net pe acţiune, respectiv valoarea contabilă, este semnificativ la nivelul firmelor profitabile cotate pe piaţa de capital românească. Deşi neutilizat pentru realizarea de predicţii, acest model permite evidenţierea relevanţei individuale şi combinate a variabilelor financiare asupra nivelului şi fluctuaţiilor cursului bursier al acţiunilor. Corespunzător coeficientului de determinaţie asociat modelului, rezultă că 60% din variaţiile cursului bursier se datorează modificărilor profitului şi valorii contabile pe acţiune a firmelor rentabile, dintre care majoritară este acţiunea combinată a celor 2 variabile şi acţiunea valorii contabile pe acţiune, iar restul variaţiei de aproximativ 40%, este generat de alţi factori financiari sau nonfinanciari esenţiali pentru investitori. Totuşi, la nivelul eşantionului global, a grupului de firme cotate la BVB, a grupului de firme listate la RASDAQ şi mai ales la nivelul grupului de firme profitabile există şi alte legături semnificative între ceilalţi indicatori bursieri. Astfel în timp ce la nivelul firmelor profitabile legătura dintre profitul net pe acţiune şi dividendul pe acţiune are o intensitate relativ ridicată cu

2R de 0.6850 ca urmare a faptului că o parte dintre aceste societăţi acordă dividende acţionarilor, pentru celelate grupuri intensitatea acestei dependenţe este relativ mai redusă ca intensitate. În general, legătura dintre valoarea contabilă şi profitul net pe acţiune, respectiv legătura dintre valoarea contabilă şi vânzările pe acţiune au înregistrat valorile semnificative de 0.3 şi 0.8. ale coeficientului de determinaţie. Se confimă din nou importanţa indicatorilor construiţi pe baza vânzărilor firmei, care reflectă capacitatea întreprinderii de a genera profituri operaţionale în condiţiile controlului strict al cheltuielilor. Limitele analizei privind relevanţa informaţiilor financiar-contabile asupra preţului bursier Analiza corelaţiilor simple şi multiple dintre preţ şi indicatorii bursieri a condus la rezultate interesante privind gradul de relevanţă a indicatorilor valoare contabilă pe acţiune, vânzări pe acţiune şi profit net pe acţiune asupra nivelului şi variaţiilor preţului bursier al acţiunilor emitenţilor români. Totuşi, considerăm că studiul nostru prezintă unele limite care diminuează capacitatea de generalizare a concluziilor desprinse:

• Luarea în considerare a unui orizont de timp de doar 5 ani, fără a include informaţiile economico-financiare ale emitenţilor pe perioada ultimilor 2 ani, caracterizată prin relansarea economică a emitenţilor şi relative stabilitate a pieţei de capital;

173

• Excluderea anumitor firme cotate pe piaţa de capital şi tranzacţionate frecvent, pe baza criteriilor de continuitate a listării şi a reprezentativităţii lor la nivelul sectoarelor economice;

• Testarea corelaţiilor dintre preţul bursier de închidere la sfârşitul fiecărui exerciţiu financiar, şi nu a unui curs bursier mediu sau aferent unui anumit interval de 3-6 luni după furnizarea şi raportarea informaţiilor-financiar contabile ale emitenţilor;

• Neincluderea în cadrul studiului a altor variabile financiare specifice performanţelor financiare sau bursiere ale emitenţilor, precum lichiditatea acţiunilor etc;

• Lipsa unor variabile nonfinanciare din cadrul analizei corelaţiei şi regresiei utilizate la nivelul eşantionului ales sau a grupului de firme neprofitabile;

• Analiza generală a relevanţei informaţiilor financiare considerate la nivelul grupului de firme cotate la BVB sau pe sectoare economice semnificative din punct de vedere al rezultatelor obţinute.

Concluzii În perioada 1996-2000, cei mai importanţi factori de influenţă asupra preţului bursier al acţiunilor emitenţilor români au fost valoarea contabilă şi vânzările pe acţiune, fapt dovedit de existenţa corelaţiilor bivariate pozitive, dar neliniare, dintre cursul bursier şi valoarea contabilă pe acţiune, pe de o parte, şi legăturile dintre preţul acţiunilor şi vânzările pe acţiune, pe de altă parte. Intensitatea corelaţiilor dintre aceste variabile demonstrează importanţa deosebită acordată de investitori valorii contabile (ca indicator de siguranţă în caz de lichidare sau faliment) şi veniturilor obţinute din vânzări, în condiţiile variabilităţii ridicate a profiturilor şi a existenţei unui număr ridicat de întreprinderi cotate neprofitabile. Variaţia profitului net pe acţiune şi a dividendului pe acţiune nu explică decât într-o măsură extrem de redusă fluctuaţiile preţului bursier al acţiunilor firmelor din cadrul eşantionului. Cauza acestei situaţii este numărul mare de firme cu pierderi, rata negativă a dividendelor, lipsa surselor externe de finanţare, influenţa politicilor, practicilor şi manipulărilor contabile asupra rezultatului net, lipsa de transparenţă sau întârzierea raportării financiar-contabile etc. La nivelul sectoarelor economice, au existat diferenţieri privind importanţa acordată variabilelor financiare de către investitori. Cu excepţia profitului net pe acţiune, celelalte variabile au înregistrat legături puternice la nivelul multor sectoare din cadrul industriei prelucrătoare, precum industria uşoară, industria metalurgică, industria mijloacelor de transport etc. Din punct de vedere al evoluţiei temporale, s-a constatat că relevanţa informaţiilor financiare a crescut în perioada 1996-2000, ceea ce demonstrează interesul crescând al investitorilor pentru aprecierea cât mai corectă şi rezonabilă a performanţelor istorice, dar şi a previzionării evoluţiei viitoare a emitenţilor români. De asemenea, accesul direct şi în timp util la informaţiile furnizate de situaţiile financiare ale firmelor cotate a contribuit la creşterea corelaţiei dintre preţul de piaţă şi variabilele fundamentale. Cu excepţia legăturii mai puternice dintre dividendul pe acţiune şi preţul bursier, nu există diferenţe semnificative între firmele cotate la BVB şi societăţile cotate la RASDAQ din punct de vedere al corelaţiilor dintre variabilele financiare şi preţul bursier. Acest fapt este explicabil în condiţiile unui procent ridicat al firmelor profitabile în grupul societăţilor cotate la BVB, cât şi procentul mai mare de firme care acordă dividende importante, cotate la BVB comparativ cu cele listate la RASDAQ. Surprinzător, la nivelul firmelor profitabile nu se remarcă corelaţii sensibil mai ridicate decât la nivelul eşantionului global.

174

La nivelul firmelor profitabile, modelul de regresie neliniară multiplă a preţului bursier (similar modelului Ohlson) reflectă relevanţa semnificativă a profitului net pe acţiune şi a valorii contabile pe acţiune asupra nivelului şi variaţiilor cursului bursier al acţiunilor acestor firme. Dependenţa dintre nivelul de profitabilitate, respectiv valoarea capitalului propriu pe acţiune şi preţul bursier a fost evidentă în contextul performanţelor generale mai ridicate ale firmelor competitive. Astfel, datele statistice demonstrează că 60% din fluctuaţiile preţului sunt generate de acţiunea combinată sau individuală a celor 2 variabile financiare, remarcându-se influenţă comună puternică asupra preţului, precum şi impactul informaţional al valorii contabile pe acţiune, care este net superior puterii explicative a profitului net pe acţiune. Mediul de afaceri nefavorabil, coroborat cu diminuarea încrederii investitorilor în piaţa de capital, a determinat scăderea continuă a preţului acţiunilor firmelor româneşti în perioada 1997-2000. Astfel, degradarea preţului bursier a acţiunilor a fost hotărâtor generată de restrângerea cererii şi ofertei de capital pe piaţă, chiar şi în contextul menţinerii sau ameliorării performanţelor firmelor cotate în anii 1999-2000. Se confirmă astfel impactul unor factori care nu au legătură cu rezultatele financiare ale emitenţilor, ci mai ales factori legaţi de conjunctura economiei naţionale, trendul sectoarelor de activitate şi oportunităţile oferite, structura acţionariatului, prezenţa unor investitori strategici puternici, legislaţia în domeniu, cererea şi oferta de capital etc.