La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
T ¿ooH ?3
LA DIVULGACIÓN DE INFORMACIÓN EN EL MERCADO
ESPAÑOL: UN ANÁLISIS EMPÍRICO
TESIS DOCTORAL
Autora: Mónica Espinosa Blasco
Director: Marco Trombetta
Alicante, diciembre de 2004
f UNIVERSITAT D'ALACANT ' ' j¡ O E D I P
1 3 KOV. 2Q0¿
S-EN'l r5AÜA ia tX* ¿»/K,
I Núm. ...Jlft. Núm
, ; , . *
iP } S7/
UNIVERSIDAD DE ALICANTE
Facultad de Ciencias Económicas y Empresariales
Departamento de Economía Financiera, Contabilidad y Marketing
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Con la presente Tesis Doctoral, se cierra la primera de las etapas
que espero recorrer en el largo camino de la investigación. Ha sido
un proceso en algunos momentos duro, pero que he llevado a
cabo con una enorme ilusión, y que me ha permitido entablar
relación con un gran número de personas a las que desde estas
líneas quiero expresar mi más sincero agradecimiento.
En primer lugar, quiero darle las gracias a Joaquín Marhuenda y a
Juan Carlos Gómez Sala, los dos últimos directores del
departamento de Economía Financiera, Contabilidad y Marketing
de la Universidad de Alicante, por permitirme formar parte de este
magnífico grupo tanto humano como profesional y por el apoyo
que siempre he recibido. Gracias por supuesto a todos mis
compañeros y amigos del departamento: Marina Balboa, Ana
Casado, David Abad, Joaquín Torres, Francis Benito, Juan Luis
Nicolau, Fernando Acedo, Juan Carlos Trujillo, María Pastor, Rosa
Ayela, Pascual Garrido, David Toscano, etc. por vuestro
compañerismo y apoyo. Gracias a Paco Poveda y Raúl Iñiguez, por
vuestro constante apoyo y ayuda, tanto a nivel profesional como
personal. A Carlos Forner, por su permanente predisposición a
ayudar. A Antonio Rubia y Ángel León, por vuestros, siempre
enriquecedores, comentarios y sugerencias. A Pablo Vázquez,
inmejorable compañero de despacho, gracias precisamente por
eso, por ser tan buen compañero. A Felipe Ruiz, por estar siempre
dispuesto a escuchar, y por tantas y tantas charlas que me han
aportado optimismo, serenidad e ilusión. A Belén Nieto y Gonzalo
Rubio, por vuestro apoyo, especialmente durante mi estancia en la
Universidad Carlos III de Madrid. A Ana Sabater y Sonia Sanabria,
por compartir conmigo tanto los buenos como los malos
momentos. A Juan España, por su imprescindible apoyo técnico. A
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Carlos García y a Cristina Girones, por vuestro buen humor,
amabilidad y por el tiempo que me habéis dedicado. Y a Germán
López, que siempre será mi compañero, gracias en el sentido más
amplio de la palabra, por todo.
Quiero agradecer a Juan Carlos Gómez Sala, que en su día, me
asignara como director de tesis a Marco Trombetta. Gracias Marco
por tu dedicación durante estos años, por contagiarme tu
entusiasmo y por lo mucho que he aprendido a tu lado, tanto a
nivel profesional como personal. Por estar ahí siempre que lo he
necesitado, por transmitirme tus enriquecedores conocimientos y
porque por supuesto esta Tesis también es mérito tuyo, ya que no
solo la has dirigido sino que la mayor parte del trabajo lo hemos
realizado conjuntamente. Sin duda, esta Tesis jamás habría salido
adelante sin tu ayuda. Gracias por haberte preocupado tanto por
mí y por haber hecho más llevadero y gratificante este duro
trabajo.
Quisiera mostrar también mi agradecimiento a Mikel Tapia, por
permitirme trabajar con él en mi último capítulo. Gracias por tu
permanente buen humor, por tus sabios consejos y por tus
valiosísimos comentarios. Mis meses en la Universidad Carlos III
fueron muy enriquecedores, y gran parte de ello te lo debo a ti.
Me gustaría extender este agradecimiento a todas aquellas
personas que fueron mis compañeros durante mis seis meses de
estancia en Madrid: Alejandro Balbás, director del Departamento
de Economía de la Empresa de la Universidad Carlos III, por facilitar
mi estancia allí, a Rosa Rodríguez, Manolo Núñez, María Gutiérrez,
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
David Moreno, Josep Tribó, Susana Gago, etc. gracias a todos por
vuestra cordialidad y compañerismo.
No puedo dejar de nombrar a mis amigos, Nancy, Pilar, Vanesa,
Eva, Maryse, Edu, Víctor. Gracias por preocuparos por mí, por
animarme y, sobre todo, por escucharme.
Un lugar destacado de estos agradecimientos lo ocupas tú, Raúl,
porque siempre has estado ahí, a pesar de todo. Por tu apoyo, por
estar siempre dispuesto a escucharme, por tu infinita paciencia, por
tu cariño y por hacer que todo parezca más sencillo.
Y como no, le doy las gracias a mi familia. No sólo por estos últimos
años sino por toda una vida. A mis abuelos, por su enorme ilusión,
por su ánimo constante y por contagiarme sus ansias por disfrutar
de la vida. A mi hermano, Alejandro, porque sé lo mucho que te
preocupas por mí, y por ejercer en muchos momentos de hermano
mayor, siendo, como eres, el pequeño. A mi madre, por su apoyo
incondicional, su energía, su ilusión y por estar siempre ahí.
Cualquier agradecimiento es pequeño. Y por último a mi padre, la
persona que sin duda más ha confiado en mí y que más ilusión ha
depositado en esta Tesis. Papá, te la dedico a ti.
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
ÍNDICE
I N T R O D U C C I Ó N
Capítulo 1: Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial 16
1. Introducción
2. Revisión de literatura y planteamiento de hipótesis
2.1. Divulgación
2.2. Reputación
3. Datos
3.1. Selección de la muestra
3.2. Variable dependiente: datos de reputación empresarial
3.3. Datos de divulgación
3.4. Otras variables independientes
4. Resultados empíricos
4.1. Análisis univariante
4.2. Análisis multivariante
4.2.1. Modelos continuos
4.2.1.1. M.C.O
4.2.1.2. Modelos de simulación Bootstrap
4.2.2. Modelos de variable dependiente discreta
4.2.2.1. Modelos I jogit
4.2.2.2. Modelos l'obit
5. Interpretaciones y Conclusiones
ANEXO
17
18
18
22
27
27
28
29
31
33
33
37
38
38
42
45
45
49
52
54
Capítulo 2: Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
56
1. Introducción
2. Revisión de literatura
3. Desarrollo de hipótesis y diseño de la investigación
3.1. Desarrollo de las hipótesis
3.2. Selección de la muestra y variables
3.2.1 Selección de la muestra
3.2.2. Estimación del coste de capital
57
61
65
65
67
67
71
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
3.2.3. Datos de divulgación 76
3.2.4 Política contable 11
3.2.5. Otras variables independientes 80
4. Análisis empírico 82
4.1. Coeficientes de correlación 82
4.2 Análisis multivariante 82
4.2.1. Modelo "Clásico" 82
'-.2.1.1. A nálisis de subn/uestras a partir de los ajustes por devengo discrecionales
87
4.2.1.2. Análisis de subn/uestras a partir de vatios de provisiones 89
4.2.2 Modelo de interacciones 94
4.2.2.1. Ajustes por devengo discrecionales 95
4.2.2.2. Ratios de provisiones 97
5. Conclusiones 99
ANEXO 102
Capítulo 3: Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad 103
1. Introducción 104
2. Revisión de literatura 105
3. Datos y selección de la muestra 112
3.1 Medida de calidad de los informes anuales 112
3.2 Medidas de liquidez 113
3.3 Variables de control 116
4. Análisis empírico 117
4.1. Análisis cualitativo 117
4.2. Análisis multivariante 119
4.3. Análisis adicional 127
5. Conclusiones 133
CONCLUSIONES 136
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS 147
A P É N D I C E 159
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
INTRODUCCIÓN
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Introducción
INTRODUCCIÓN
La información es un bien económico que juega un papel fundamental en la
asignación de los recursos de la economía. Los diversos grupos sociales
interesados en la actividad de la empresa demandan información, de manera que
puedan evaluar la actuación de la misma, y por tanto la de sus directivos a la vez
que estimar la situación futura.
La necesidad de financiarse en unos mercados de capitales cada vez más
sofisticados y complejos obliga a las empresas a facilitar una cantidad de
información superior a la que implica el mero cumplimiento de las obligaciones
legales en materia de información contable. Por ello, la estrategia de
comunicación económico-financiera ha venido asumiendo cada vez más
importancia en el marco general de la definición de la estrategia competitiva de la
empresa.
Aunque la Contabilidad no es la única fuente de información acerca de la marcha
de la empresa, presenta unas características que la hacen ser especialmente apta
para satisfacer las necesidades de los usuarios en dos aspectos fundamentales: el
financiero y el económico.
Mientras que el coste de elaboración y difusión de la información recae
íntegramente sobre la empresa, los beneficios asociados a la misma son
disfrutados por todos los usuarios. Por parte de los directivos, no resulta difícil
suponer un comportamiento reacio a proporcionar ciertos datos que pueden
perjudicar sus intereses o los de la propia empresa. En cambio, esta actitud de
entrada reticente a proporcionar información puede verse cambiada como
consecuencia de ciertas presiones ejercidas sobre los directivos de la entidad. Por
tanto, si consideramos a la empresa como un grupo de intereses contrapuestos,
8
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Introducción
ésta o sus directivos estarán dispuestos a facilitar información siempre que los
costes increméntales derivados de una unidad adicional de información no
exceden a los beneficios increméntales.
Los motivos de la dirección para optar por un determinado procedimiento
contable o para divulgar un tipo concreto de información, son el centro de
atención de las teorías de agencia y de la red contractual, cuyo objetivo es
determinar el papel que ejerce la información financiera en las relaciones
contractuales establecidas entre los distintos grupos sociales interesados en la
marcha de la empresa.
Desde el punto de vista de la red contractual, la empresa es considerada como una
coalición de intereses representados por un nexo de contratos. Estos contratos que
reflejan, tanto de manera explícita (accionistas-directivos) como implícita
(clientes-directivos), relaciones de agencia, son muy interesantes desde el punto
de vista de la Contabilidad, puesto que son establecidos y supervisados a partir de
datos proporcionados por la información contable. Es el caso, por ejemplo, de la
remuneración de los directivos, que viene determinada normalmente a través de
un sistema de incentivos sobre el resultado de su acción, resultado que es
proporcionado a través de la información contable. Por este motivo, la relación
entre accionistas y directivos ha sido extensamente analizada por la teoría de
agencia.
Las teorías de la agencia y la señal se encuentran estrechamente relacionadas,
puesto que ambas parten de la hipótesis de que los individuos se comportan de
manera racional.
La teoría de la señal, se centra en el problema de la información asimétrica entre
el principal y el agente. Los directivos tienen incentivos para señalar la mayor
calidad de la empresa de manera que los costes asociados a la obtención de
financiación se vean reducidos. En cambio, si la empresa es peor que la media, la
9
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Introducción
falta de señales será interpretada por el mercado como una empresa media y, por
tanto, los que soportarán el coste de asimetría de la información serán los
inversores.
Los directivos suelen tener información privilegiada sobre la situación de su
empresa y tienen interés en revelarla cuando perciben que la misma no está
recibiendo una valoración adecuada en los mercados, puesto que solamente de
esta manera pueden evitar caer en una situación de selección adversa. La literatura
teórica sobre revelaciones voluntarias en los mercados de capitales ha dado lugar
a un gran número de estudios centrados en el fenómeno de la selección adversa. El
primer resultado importante de dichos trabajos se conoce como el principio de
revelación total': en condiciones ideales no es posible ocultar información y toda
la información privilegiada será revelada.
Este resultado es consecuencia directa de la selección adversa. Las empresas con
información desfavorable sobre su estado no tienen interés en divulgarla y por
tanto, no facilitarán nada más que la información mínima obligatoria. Por el
contrario, las empresas que se encuentran en posesión de información favorable
tendrán interés en que ésta sea conocida por el mercado. Pero en esta situación, el
inversor potencial será capaz de darse cuenta que las empresas que simplemente
proporcionan la información mínima obligatoria son precisamente aquellas que
poseen información desfavorable. Por esta razón, el intento de ocultar información
por parte de estas empresas no tiene éxito ya que el mercado consigue descifrar la
información privilegiada que está en manos de los directivos, bien sea porque se
ha revelado directamente o porque se ha extrapolado de forma indirecta.
El principio de revelación total es solamente válido bajo unas hipótesis muy
restrictivas. Las fundamentales son las siguientes:
'Milgrom(1981)
10
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Introducción
1. El directivo tiene que tener un objetivo claro sobre su divulgación. Es
decir, no tiene que tener ninguna duda sobre los efectos que quiere que su
revelación genere.
2. La divulgación tiene que ser verídica. El directivo puede decidir no
divulgar información, pero si lo hace tiene que revelar información
verdadera.
3. El directivo tiene que estar en posesión de toda la información relevante y
los inversores tienen que saber que el directivo posee toda esta
información.
En la realidad es muy difícil observar situaciones de divulgación total. La práctica
de la comunicación económico-financiera en los mercados está formada por una
variedad de situaciones. Podemos definir tres posibles estrategias de divulgación
de información relevante para una empresa:
a. Divulgación total. La empresa divulga toda la información que puede ser
de interés para los destinatarios de la comunicación.
b. Ausencia de divulgación. La empresa no divulga nada más que la
información obligatoriamente impuesta por la ley.
c. Divulgación parcial. La empresa revela solamente parte de la información
que posee y oculta el resto.
Los diversos estudios centrados en las prácticas de divulgación de información
financiera por parte de las empresas han desarrollado un gran número de
argumentos que justifican la inexistencia de una revelación total por parte de las
compañías en la práctica.
Un primer grupo de trabajos ha explicado la ausencia de revelación total a través
de la existencia de costes de divulgación2. Desde un punto de vista teórico la
existencia de este tipo de costes estaría en conflicto con la primera de las tres
2 Verrechia (1983) y Wagenhofer (1990)
11
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Introducción
hipótesis del principio de revelación. El directivo de la empresa no tiene claro los
efectos que originará la divulgación de información, ya que pese a que quiere
aparecer como rentable y exitoso a los ojos de los inversores potenciales, tampoco
quiere transmitir información relevante que pueda ser utilizada por sus
competidores.
Un segundo grupo de trabajos se ha ocupado de estudiar los efectos de las
divulgaciones que no se pueden verificar3. En general, estas revelaciones no son
capaces de solucionar el problema de la selección adversa, por un motivo muy
sencillo: las empresas con información desfavorable siempre pueden mentir y
revelar información favorable. Ante esta situación, la divulgación de información
por parte de las empresas pierde totalmente su credibilidad y en consecuencia son
inútiles. Las revelaciones no fiables entran en conflicto con la segunda hipótesis
del principio de revelación total.
Por último, un tercer motivo que estaría en contra de la tercera hipótesis del
principio de revelación y puede explicar la ausencia de divulgación total es el
hecho de que si bien los directivos poseen más información de la empresa con
relación a potenciales agentes externos, eso no quiere decir que esta información
sea perfecta.
Todos los argumentos anteriormente mencionados nos dirigen a una única
realidad: las empresas, si bien en el contexto actual de los mercados de capitales,
tienen incentivos para proporcionar información adicional a la legalmente exigida,
no siguen una práctica de divulgación total de información, sino que
proporcionarán información a los inversores potenciales mientras que los
beneficios asociados a dicha práctica de divulgación no superen a los costes que la
misma genere.
3 Crawford y Sobel (1982) y Gigler (1994)
12
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Introducción
Sin embargo, la Tesis que a continuación se desarrolla, no se centra en una
medida de la cantidad de información que las empresas proporcionan al mercado4,
sino que intentamos diferenciar a las empresas en función de la calidad de sus
informes anuales. Para hacer dicha diferenciación, confeccionamos un índice en el
que se incluyen parámetros tanto de divulgación voluntaria como obligatoria en el
informe anual. La lista de parámetros a tener en cuenta, así como la valoración
relativa a cada uno de ellos en función del grado de detalle o claridad con el que
se incluye en la memoria, nos la proporciona la revista española "Actualidad
Económica", que cada año realiza un ranking de las memorias más transparentes
del mercado continuo español. En la línea de otros trabajos5 que persiguen
confeccionar una medida similar a la nuestra, nuestro índice incluye parámetros
que han de ser divulgados de manera tanto obligatoria como voluntaria y que van
desde aspectos puramente relacionados con los estados financieros de la empresa
hasta características como el orden y la claridad con que se ha confeccionado el
informe.
Nuestra medida de "calidad" de los informes anuales de las empresas españolas,
es precisamente el nexo de unión de los tres capítulos en que se estructura la
presente Tesis Doctoral. Nuestro objetivo, una vez se ha puesto de manifiesto la
vital importancia que la información tiene en los mercados de capitales, es
precisamente analizar los efectos que la estrategia de comunicación financiera
puede tener en determinados aspectos de la empresa.
En concreto, nuestro primer capítulo se centra en las consecuencias que la mayor
o menor calidad de la divulgación puede tener en la reputación de la empresa. El
concepto multidimensional de reputación, es un valioso activo intangible
estrechamente vinculado al conocimiento que el mercado tiene de una empresa, y
por tanto a su valoración. Ello nos llevó a plantearnos que la estrategia de
4 Chow y Wong-Boren (1987), Raffournier (1995) 5Cooke(1989),Giner(1997)
13
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Introducción
comunicación que la empresa lleve a cabo, puede de alguna manera intervenir en
la reputación asignada a la misma por el mercado.
En el segundo capítulo, nos planteamos de nuevo el efecto que la política de
divulgación de la empresa podría ejercer sobre una no menos importante variable
como es el coste de capital. El mejor conocimiento de la empresa que podría venir
asociado a informes anuales clasificados como de "buena calidad", implicaría un
menor riesgo para los potenciales inversores que se puedan estar planteando
invertir en la empresa. Si este fuera el caso, la rentabilidad requerida por los
inversores debería ser menor para aquellas compañías de las cuales disponen de
información considerada de calidad. No obstante, nuestro estudio incorpora una
novedosa variable que, bajo nuestro criterio, podría ejercer una gran influencia en
esta relación, como es la política contable de la firma, diferenciando así
considerablemente nuestro análisis de los estudios realizados previamente.
Finalmente, el tercer capítulo de la Tesis, analiza en qué medida la información
puede tener un efecto en el nivel de liquidez de las acciones de una empresa.
Mientras mejor informado se encuentre un inversor potencial con respecto a una
empresa, menos riesgo atribuirá a las acciones de la misma y por tanto, más
probabilidades existirán de que realice una compra. La presunción de una relación
negativa entre la selección adversa y la liquidez de la empresa nos lleva a
plantearnos el tema central de nuestro último capítulo, que persigue contrastar la
existencia de una relación entre la liquidez de la empresa y su política de
divulgación, teniendo en cuenta a su vez otras variables que pueden ejercer una
influencia notable en dicha relación, como es el caso de la volatilidad.
El objetivo de esta Tesis es, en definitiva, analizar los efectos de la divulgación de
información, en tres aspectos concretos, tomando como referencia un mercado
que ha sufrido un reciente proceso de crecimiento y modernización, como es el
español. Puesto que cada uno de los tres ensayos que se presentan constituye un
14
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Introducción
trabajo con entidad propia, no deben sorprender ciertas repeticiones. No obstante,
éstas se han tratado de reducir en la medida de lo posible.
15
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
CAPÍTULO 1
CONSECUENCIAS DE LA DIVULGACIÓN DE INFORMACIÓN EN LA
REPUTACIÓN EMPRESARIAL
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
1. INTRODUCCIÓN
Las decisiones estratégicas de las compañías y sus resultados son continuamente
evaluados, no sólo por el mercado de capitales, sino por todos los grupos de interés1
de la empresa. Es este continuo proceso de evaluación lo que determina la reputación
de la empresa. Numerosos estudios previos han investigado las consecuencias de una
"buena" reputación. En este primer capítulo nos centramos en los determinantes de la
misma y, en particular, en la relación entre la calidad de la información de los
informes anuales de las empresas y su reputación.
La reputación, es por naturaleza, un concepto multidimensional que incluye aspectos
tanto financieros como sociales. Por este motivo, la información divulgada
periódicamente por las empresas en sus informes anuales parece ser un determinante
clave de la reputación empresarial.
De esta manera, en nuestro trabajo tratamos de entrelazar dos grandes ramas de la
literatura: la literatura de reputación empresarial y la de divulgación de información
financiera. Utilizando datos de reputación y de calidad de los informes anuales para
una muestra de empresas españolas, contrastamos la hipótesis de que la calidad del
informe anual y la reputación de la empresa están significativamente correlacionadas.
Después de controlar otros posibles determinantes, especialmente el tamaño,
encontramos evidencia significativa a favor de nuestra hipótesis: las empresas con
mayor calidad de información en sus informes anuales tienen más posibilidades de
figurar entre las 50 mejores compañías españolas en términos de reputación. Existe,
por tanto, una relación positiva entre divulgación y reputación empresarial.
1 La expresión "grupos de interés" hace referencia al término anglosajón stakeholders, en el que se
engloba a todas aquellas personas interesadas en la marcha de la empresa: accionistas, clientes,
proveedores...
17
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
La organización de este capítulo es la siguiente: en la segunda sección revisaremos la
literatura de reputación empresarial y la de divulgación de información financiera. A
continuación describimos la muestra y los datos que utilizamos para contrastar la
hipótesis de significatividad de la calidad de la revelación como determinante de la
reputación empresarial. En la sección 4 presentamos los resultados empíricos.
Finalmente proporcionamos las conclusiones.
2. REVISIÓN DE LITERATURA Y PLANTEAMIENTO DE HIPÓTESIS.
2.1 Divulgación
La separación de dirección y propiedad en las empresas da lugar a que los accionistas
requieran de información periódica, con el fin de incrementar su conocimiento acerca
de la actividad de la empresa, y de su situación económica y financiera. A su vez, la
necesidad de financiarse en unos mercados de capitales cada vez más complejos,
implica que las empresas divulguen un nivel de información superior al que el mero
cumplimiento de las obligaciones legales en materia de información contable
requiere.
Precisamente los motivos de la dirección para divulgar un tipo concreto de
información o para seleccionar un determinado procedimiento contable, son el tema
central alrededor del cual se desarrollan las teorías de agencia y de la red contractual,
cuyo objetivo es determinar el papel que desempeña la información financiera en las
relaciones contractuales entre los distintos grupos sociales interesados en la marcha
de la empresa. Estas teorías se encuentran estrechamente relacionadas, ya que ambas
parten de la hipótesis de que los individuos se comportan de manera racional, y se
centran en estudiar el problema de selección adversa generado por las asimetrías de
información.
18
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
Cuando la empresa no recibe una valoración apropiada por parte de los mercados, los
directivos tienen interés en divulgar la información privilegiada que disponen, con el
fin de evitar una situación de selección adversa.
La literatura teórica sobre divulgación, empezando con el trabajo de Milgrom (1981),
sostiene la idea de que incrementar la calidad de la divulgación puede ser un
mecanismo efectivo para reducir el problema de la selección adversa. Por tanto,
aquellas empresas que se vean afectadas por éste problema serán más transparentes
que el resto.
Lang y Lundholm (1993) ya proporcionan evidencia empírica sobre la existencia de
una relación positiva entre el nivel de selección adversa, medido a través de la
correlación entre beneficios y rentabilidad, y la medida de divulgación. Tomando
como medida de revelación de las empresas el índice AIMR (Association of
Investment Management and Research), confeccionado por analistas financieros
estadounidenses, muestran que la relación negativa existente entre la correlación entre
beneficios y rentabilidad y la medida de revelación, es consistente con el hecho de
que la correlación está capturando el efecto de la información asimétrica en un
contexto de selección adversa.
La estrategia de comunicación financiera de la empresa ha venido adquiriendo cada
vez mayor importancia en el marco de la estrategia competitiva de la empresa, sin
embargo, sigue siendo una pregunta sin respuesta si esta estrategia de comunicación
es un mecanismo efectivo para realzar la imagen de la misma. Las empresas con
mayores niveles de activos intangibles perciben la divulgación de información
contable obligatoria como un mecanismo de comunicación con los inversores
relativamente ineficiente. Por este motivo, estas empresas tienen incentivos para
proporcionar no sólo más información sino mejorar la calidad de la misma. En este
sentido, Amir y Lev (1996) muestran que tanto los beneficios como el patrimonio
19
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
neto de las empresas con niveles significativos de activos intangibles tienden a estar
infravalorados en relación a sus valores de mercado. Por otro lado, Gelb (2002)
confirma de nuevo esta situación y muestra que aquellas empresas que obtienen
puntuaciones superiores por parte de los analistas, en sus programas de relaciones con
los inversores o publicaciones voluntarias comparado con el informe anual, suelen
tener altos niveles de I+D y gastos de publicidad.
Hay una extensa literatura que utiliza los índices de divulgación para medir el
impacto de la misma. Estos índices varían considerablemente entre los diferentes
estudios. Algunos sólo consideran la actividad de revelación voluntaria (Firth,1979;
Chow y Wong-Boren, 1987; Raffournier,1991). En otros trabajos se adopta una
perspectiva más amplia, incluyéndose en el índice tanto divulgación de aspectos
voluntarios como obligatorios (Singhvi y Desai, 1971; Choi, 1973; Barret, 1976;
Cooke, 1989; Giner, 1997). Los índices basados en el contenido del informe anual, se
centran fundamentalmente en la calidad de la información divulgada, mientras que
los índices que se basan en la actividad de comunicación voluntaria adicional tienden
a medir cantidad de revelación.
Botosan y Plumlee (2002), extendiendo el trabajo de Botosan (1997), estudian el
efecto de la cantidad y calidad de la divulgación de información en el coste de capital.
Con su trabajo muestran que, mientras que una mejor revelación en el informe anual
reduce el coste de capital esperado, incrementar la cantidad de divulgaciones
voluntarias implicaría un aumento del mismo. Por tanto, una mejor calidad de la
revelación en el informe anual parece ser un medio de comunicación más efectivo
que un incremento de la revelación voluntaria.
Sengupta (1998) se centra en la relación entre calidad y cantidad de la divulgación y
coste de la deuda, y encuentra una relación significativamente negativa entre estas
dos variables. Los inversores perciben a las empresas con mejores niveles de
20
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
divulgación, como menos arriesgadas, y esto les permite obtener un menor coste de la
deuda. A su vez, pone de manifiesto que a medida que aumenta el nivel de
incertidumbre que el mercado tiene acerca de la empresa, la divulgación de la misma
también incrementa. Dado que su estudio no distingue entre informe anual (calidad) y
otra revelación (cantidad), es imposible decir cuál de estos dos componentes de la
revelación total es el que domina.
Lundholm y Myers (2002) analizan el contenido informativo de incrementos en la
calidad y cantidad de la revelación. En su trabajo ponen de manifiesto que un alto
nivel de divulgación en un año determinado está significativamente asociado con el
hecho de que las rentabilidades actuales proporcionan un mayor nivel de información
acerca de los beneficios futuros. Esto prueba la efectividad de la divulgación para
comunicar noticias sobre el futuro de la empresa, configurándola así como una
variable relevante para la actual valoración en el mercado de capitales.
Hutton et al. (2001), en lugar de usar una medida de la actividad de divulgación,
analizan una base de datos de noticias de prensa e investigan el efecto de estas
noticias sobre las revisiones de los pronósticos de los analistas y la rentabilidad de las
acciones. Sus resultados ponen de manifiesto que los anuncios de sorpresas negativas
de los beneficios siempre tienen un efecto negativo, mientras que los anuncios de
sorpresas positivas solo tiene un efecto positivo cuando van acompañados de
revelaciones adicionales que expliquen el motivo de dichas sorpresas.
2.2 Reputación
El concepto de reputación podemos abordarlo desde, al menos, dos puntos de vista
diferentes. En primer lugar, podemos definirlo centrándonos en sus efectos, para más
adelante estudiar qué factores se consideran determinantes de la reputación. Si nos
21
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
centramos de entrada en sus efectos, podemos definir la reputación como un recurso
intangible, que pertenece a la empresa y que puede contribuir a los resultados e
incluso a la supervivencia de la misma (Fombrun y Shanley,1990; Hall, 1992,1993;
Rao, 1994; Barney y Hansen, 1994)
De una "buena" reputación pueden derivar determinadas ventajas, como por ejemplo:
permitir a las empresas elevar los precios, (Klein y Leffler, 1981; Milgrom y Roberts,
1986b; Fishman y Robb, 2002), facilitar el acceso a los mercados de capitales (Beatty
y Ritter, 1986), atraer un mayor número de inversores (Milgrom y Roberts, 1986a) e
incrementar su valor de mercado (Cahuvin y Hirschey, 1994).
Deephouse (2000) se centra en el concepto de reputación, pero desarrolla una variante
que llama "reputación de los medios", que se define como la evaluación global de
una empresa presentada por los medios de comunicación. Este trabajo proporciona
evidencia empírica y teórica a la hipótesis de que la "reputación de los medios" es un
recurso estratégico que desemboca en una ventaja competitiva. Considera que una
fuerte reputación proporciona al menos tres beneficios estratégicos: la creación de
barreras competitivas, permite a la empresa reducir costes y por último otorga la
posibilidad de incrementar los precios. Afirma que para que la "reputación de los
medios" pueda ser considerada un recurso, debe añadir valor a la empresa por al
menos una de estas vías. El autor, utilizando una muestra de bancos comerciales
norteamericanos desde 1988 hasta 1992, demuestra que, en efecto, una reputación
favorable es un activo intangible que incrementa el valor actual de los resultados
económico-financieros de la compañía.
Roberts y Dowling (2002) proporcionan evidencia adicional acerca del valor
estratégico de la reputación empresarial. Utilizan una muestra de empresas
americanas entre los años 1984 y 1998, y demuestran que las empresas más rentables
tienen más probabilidades de mantener esta superioridad si la valoración de su
22
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
reputación es también elevada. De nuevo los resultados corroboran la idea de que la
reputación es un determinante vital de la ventaja competitiva de una empresa.
Mientras que parece existir una clara evidencia, tanto a nivel teórico como empírico,
que refuerza la idea de que la reputación beneficia la situación económico-financiera
de la empresa, es mucho menor el número de estudios que se centra en los factores
que determinan dicho activo.
Este es por tanto una importante área de investigación, ya que la reputación puede
también ser definida como el resultado de un proceso. Siguiendo esta línea
alternativa, podemos definir el concepto de reputación como un grupo de atributos
económicos y no económicos de una organización, generados a través de sus acciones
pasadas (Weigelt y Camerer,1988).
Para poder combinar los aspectos estratégicos e históricos de la reputación aceptamos
la definición dada por Fombrun (1996), según la cual la reputación es la percepción
de las acciones pasadas y de los proyectos futuros de la empresa, que describen la
apariencia general de sus principales componentes, cuando ésta es comparada con sus
rivales.
Los accionistas aplican distintos criterios a la hora de evaluar la actuación de la
empresa. Por tanto, la reputación de la misma debería generarse, principalmente, por
la información relativa a la empresa y a sus actuaciones que circula entre los grupos
de interés, entre los que cabe destacar a los intermediarios financieros especializados
(Daellenbach et al. 1998; Fombrun, 1996; Logsdon y Wartick ,1995). Dentro de los
factores contribuyentes a la determinación de la reputación de una empresa
encontramos comportamientos y resultados que no son directamente financieros.
23
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
Fombrun y Shanley (1990), en su trabajo pionero sobre determinantes de la
reputación, muestran que los grupos de interés construyen la reputación a partir de
una mezcla de señales que derivan de información contable y de mercado, pero
también a partir de la información que obtienen de los medios de comunicación y de
otros factores no económicos. Sin embargo, en su estudio no incluyen ninguna
medida de calidad y/o cantidad de información entre los posibles determinantes de la
reputación.
Rindo va y Fombrun (1999) afirman que la estrategia de comunicación de la empresa
es crucial a la hora de definir su imagen en el mercado y puede determinar su
habilidad para dominar a sus rivales. En este sentido, la estrategia de comunicación
de información financiera de la empresa ha de ser considerada como un posible
determinante de la reputación de la misma.
Sabaté y Puente (2003) desarrollan una nueva medida de reputación empresarial,
basada en una encuesta a directivos de bancos españoles. Con cada una de las
encuestas se solicitaba al encuestado, que valorara en una escala de 1 a 10, 15
atributos previamente seleccionados. Las encuestas se mandaron por correo a 123
ejecutivos del sector financiero español, y se obtuvo respuesta de 42 de ellos, lo que
supone un 34.15 por ciento del total, que los autores consideraron una cifra aceptable.
La aplicación de este instrumento para valorar la reputación del sector bancario
español, ha permitido resaltar el carácter bidimensional del concepto de reputación
para las entidades financieras: en primer lugar, y como aspecto más destacado, la
percepción de la empresa en cuanto a sus relaciones con sus grupos de interés
internos, clientes empleados y accionistas y, de manera secundaria, la percepción del
comportamiento de la empresa por parte de grupos de interés externos, la sociedad.
Este estudio, pone de manifiesto mediante un análisis factorial, que la transparencia
informativa de la empresa en las relaciones que ésta mantiene con sus grupos de
interés, es un elemento muy importante de la reputación corporativa.
24
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
Por tanto, es extremadamente importante entender la relación entre estas dos
variables para comprobar si el informe anual es una herramienta de comunicación
efectiva y si su transparencia y contenido informativo tiene un efecto positivo o
negativo en la reputación de la empresa. Este es el objetivo de la investigación
empírica que se presenta en la siguiente sección. A partir de una muestra de empresas
españolas que cotizan en el Mercado Continuo, en este capítulo contrastamos si la
información que las empresas divulgan en sus informes anuales afecta a su
reputación.
Dos estudios recientes han seguido una línea similar. Chalmers y Godfrey (2004)
investigan si la "presión social" está positivamente relacionada con la divulgación de
información sobre los derivados financieros. Utilizando una muestra de empresas
australianas encuentran evidencia positiva a favor de su principal hipótesis. Como
variable proxy de la "presión social" utilizan la afiliación de las compañías a
distinguidos "clubs"o asociaciones de empresas, y muestran que las compañías
miembros de estos "clubs" proporcionan una mayor cantidad de divulgación. Los
autores interpretan este resultado como evidencia de que el riesgo de soportar unos
"costes de reputación" (esto es, la exclusión de estas asociaciones) incentiva a las
empresas a proporcionar más información. Esta interpretación asume la existencia de
una relación positiva entre divulgación y reputación que realmente no está
directamente probada. Además, debido al elevado número de factores determinantes
de la decisión de afiliación, el uso de una medida más directa de la reputación, en el
caso de que fuera posible, parece más apropiado.
Toms (2002) contrasta una hipótesis muy similar a la que planteamos en el presente
estudio. Mediante una muestra de empresas del Reino Unido, encuentra evidencia
positiva de que la divulgación de información medioambiental tiene efecto en la
reputación medioambiental de la empresa.
25
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
Nuestro trabajo extiende el resultado de Toms (2002) en dos direcciones:
-En primer lugar, el hecho de centrarse exclusivamente en información
medioambiental y en la reputación asociada a este aspecto, sesga los resultados a
favor de la hipótesis que se está contrastando. Las cuestiones medioambientales son
muy sensibles, y por tanto están seguidas muy de cerca por los grupos de interés de la
empresa. Adicionalmente, la divulgación de información medioambiental es
proporcionada fundamentalmente de manera voluntaria. Por tanto, cabe esperar, que
aquellas empresas más abiertas a informar de sus actividades relacionadas con el
medioambiente tengan una mayor reputación medioambiental.
Sin embargo, este resultado no prueba que el esfuerzo realizado por la compañía en
proporcionar un informe anual más transparente en líneas generales, sea un
mecanismo efectivo para aumentar la reputación global de la empresa. Una mayor
transparencia acerca de, por ejemplo, estrategias, patentes o características de los
productos, generaría tanto costes como beneficios a la empresa, y por tanto debe ser
demostrado que aumenta su reputación global.
-En segundo lugar, Toms (2002) se basa en una muestra de empresas "a priori"
grandes que cotizan en la Bolsa de Londres. Debido a su tamaño y al mercado en el
que cotizan, estas compañías suelen ser seguidas muy de cerca por sus grupos de
interés. Este sesgo en la selección de la muestra puede de nuevo favorecer la hipótesis
objeto de contraste.
Nuestro trabajo intenta mitigar en la medida de lo posible este problema referente a la
selección de la muestra (nos basamos en todas las empresas que cotizan en el
Mercado Continuo, por tanto no nos centramos únicamente en las empresas grandes)
y pone de manifiesto que el tamaño es un determinante fundamental de la reputación
26
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
de la empresa. Además, el mercado español está todavía dirigido por un número
reducido de operadores activos, que tienen acceso a otras fuentes de información
distintas del informe anual, como reuniones con analistas o pronósticos de los
directivos que restarán importancia al mismo2. Estas características hacen del
mercado español un buen escenario para el contraste de nuestra principal hipótesis: la
existencia de una relación positiva entre la transparencia del informe anual y la
reputación empresarial.
3. DATOS
3.1 Selección de la muestra
La muestra inicial comienza con 239 observaciones empresa-año de empresas que
cotizan en el Mercado Continuo español en los años 1999 y 2000, para las cuales
disponemos de los datos de divulgación financiera. Eliminamos 49 observaciones por
falta de datos para las variables de control. La muestra final se compone de 190
observaciones empresa-año.
2 En el año 2001, el 28% de las acciones de la Bolsa de Madrid estaban en posesión de un grupo muy
reducido de inversores. Los inversores institucionales, que usualmente se considera que son los más
interesados en la divulgación financiera, poseían solo el 4,86% del número total de acciones.
27
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
3.2 Variable dependiente: datos de reputación empresarial
Como base para construir la variable dependiente, utilizamos el "Monitor Español de
Reputación Corporativa" (MERCO), como índice general de reputación empresarial.
Este índice, valora con una puntuación, de 0 a 1000, el concepto multidimensional de
reputación empresarial. Entre sus dimensiones, encontramos resultados económico-
financieros, calidad producto-servicio, cultura corporativa, presencia internacional e
Investigación y Desarrollo (I + D).
Este índice, es confeccionado por un Instituto de Investigación a partir de datos de
una muestra de 10.000 directivos de más de 2.150 empresas. Por medio de
cuestionarios, estos directivos citaban aquellas empresas que consideraban que
poseían una "buena reputación", tanto en su propio sector como en cualquier otro. A
partir de sus respuestas se confecciona esta medida. A comienzos del año siguiente se
publica el valor del índice pero tan sólo para las 50 primeras empresas (es por tanto
este el dato que disponemos para nuestro estudio).
El índice MERCO se calcula por primera vez para el año 2000 (publicado en 2001).
Nuestro estudio utiliza los valores del índice MERCO de las 50 empresas
"campeonas" en términos de reputación de los años 2000 y 2001, que se hicieron
públicos en 2001 y 2002 respectivamente. Anteriormente, para el mercado español,
no se conoce otra medida comúnmente aceptada de reputación empresarial, si bien en
algunos estudios se han planteado medidas como es el caso de Sabaté y Puente
(2003), que se ha comentado previamente. El índice MERCO, al igual que la medida
planteada en el estudio anteriormente citado, pretende seguir la línea del índice
Fortune americano.3 Para el contraste de nuestra hipótesis, utilizamos diversos
Este índice, que se publica a principios de cada año desde 1982, se obtiene a partir de encuestas a
directivos, ejecutivos, y analistas realizadas en otoño del año anterior, en las que se les pide que
valoren ocho atributos empresariales en una escala de 0 a 10. A pesar de que posiblemente ésta sea la
28
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
planteamientos econométricos, entre ellos, el modelo logit y el tobit. A través del
primero pretendemos estimar la probabilidad de ser incluido entre las 50 empresas
"campeonas" en cuanto a reputación en un año determinado, y para ello tomamos
como variable dependiente una variable dicotómica (Dmerco) cuyo valor es 1 si la
empresa en cuestión se encuentra entre las 50 empresas de mayor reputación que
establece el índice MERCO o 0 en caso contrario. Con el modelo tobit, apropiado
para muestras truncadas como la nuestra, la variable dependiente (Inmerco) tomará el
valor del índice MERCO para aquellas observaciones para las cuales éste sea
disponible, y el valor 0 para el resto.
Dado que el índice MERCO mide la reputación percibida de una empresa al final de
un año determinado, las percepciones de los directivos estarán basadas, al menos en
parte, en el comportamiento financiero previo de la empresa. Por esta razón,
decidimos utilizar valores retardados para nuestras variables independientes.
3.3 Datos de divulgación
Para analizar la información que divulgan las empresas, nos centramos en sus
informes anuales. Los datos acerca de la calidad de este tipo de información los
obtenemos de una revista económica ("Actualidad Económica"), que cada año analiza
la transparencia de los informes anuales de las empresas que cotizan en el Mercado
Continuo y en la Bolsa de Madrid.
medida de reputación corporativa más generalizada y que ha dado lugar a un mayor número de
estudios empíricos, no está exenta de críticas. Entre éstas, podríamos destacar, en primer lugar, que las
calificaciones se encuentran altamente correlacionadas con el comportamiento financiero de la
empresa. En segundo lugar, se considera que la elección de ejecutivos, directivos y analistas representa
una muestra limitada de los grupos de interés de la empresa. Y por último, las calificaciones de
Fortune existen tan solo para las empresas grandes estadounidenses.
29
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
Para confeccionar esta medida se valoran una serie de parámetros entre los que
encontramos, por ejemplo: información histórica, cuenta de resultados analítica,
composición del accionariado, porcentaje de acciones en manos del Consejo, orden y
claridad, diseño, remuneración de los directivos, rentabilidad de las acciones,
evolución del mercado o información on-line.
Un grupo de expertos asigna, para cada empresa, una puntuación a cada uno de estos
parámetros del informe anual. El listado con el detalle de las puntuaciones para cada
una de las empresas es posteriormente publicado, y a partir de ellas creamos nuestro
índice de revelación, como suma de puntos obtenidos por una empresa, dividido por
la puntuación máxima alcanzable. Además, hemos dividido el índice total en dos sub
índices4: "Información Anual" (IA) y "Otra Información" (Oí).
En el subíndice Información Anual, tratamos de incluir todos aquellos parámetros
relacionados con los estados financieros de la empresa, como el Informe de Gestión o
el informe de Auditoría.
La segunda categoría, denominada "Otra Información", incluye aquellos parámetros
del informe anual que proporcionan información no directamente vinculada a los
estados financieros de la empresa. Entre otros, encontramos: información on-line,
normas de buen gobierno, información acerca de los accionistas que tienen más de un
10% de las acciones de la empresa o el número de acciones que poseen los directivos.
Es importante destacar que el índice MERCO y el índice de calidad del informe anual
son confeccionados por dos organizaciones diferentes de manera independiente.
4 Detallado en el Apéndice de la Tesis.
30
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
3.4 Otras variables independientes
Como variables de control para nuestro estudio utilizamos las siguientes: tamaño de
la empresa, rentabilidad de las acciones y riesgo. Para la selección de nuestras
variables independientes nos basamos en el trabajo pionero de Fombrun y Shanley
(1990) y en el de Toms (2002). Hemos incluido tan solo aquellas variables que se
muestran significativas en estos estudios, con dos excepciones: accionistas
institucionales y rentabilidad contable previa. En el caso de los accionistas
institucionales, tenemos dos motivos para excluirlos. En primer lugar, la importancia
relativa de los accionistas institucionales en el mercado español es todavía
relativamente baja. En segundo lugar, la obtención de los datos acerca del
accionariado es una tarea bastante compleja, y debido a que su importancia relativa
todavía no es demasiado elevada, hemos decidido no incluirlos porque consideramos
que no es una variable significativa para nuestro estudio.
Con respecto a la rentabilidad contable pasada, se han considerado y utilizado varias
especificaciones de esta variable. Su inclusión nunca cambia los resultados relativos
al efecto que tiene la calidad de la divulgación en la reputación, y puesto que en la
mayoría de los casos no se muestra significativa se ha decidido eliminarla del
análisis5.
La elección final sigue la línea de estudios previos centrados en los efectos de la
divulgación como, por ejemplo, Botosan y Plumlee (2002) y Gelb (2002).
Como medida del tamaño de la empresa consideramos la capitalización de mercado a
final de los ejercicios 1999 y 2000. Estos datos los obtenemos de los Boletines
Anuales de la Bolsa de Madrid. Como esta variable presenta un alto grado de
5 Las tablas con los resultados se muestran en el Anexo del capítulo.
31
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
asimetría, y en consonancia con la literatura previa, utilizamos su logaritmo neperiano
en nuestro análisis (LNMVAL).
Como medida del comportamiento de la empresa en el mercado utilizamos las
rentabilidades anormales acumuladas (RAA), esto es:
12
RAA?0 =Y[(l + RAil) t=\
donde RAA""0 son las rentabilidades anormales acumuladas de la acción i para el
año 1999 ó 2000, y RA¡,r es la rentabilidad anormal de la acción i en el mes /.
Como medida de las rentabilidades normales optamos por la rentabilidad requerida
por los accionistas en relación al nivel de riesgo de cada compañía, según el CAPM.
Estimamos el componente de riesgo sistemático de cada acción mediante un Modelo
de Mercado para los T meses anteriores al mes t, esto es
Ru=al+fi,Rmt+e,
donde,
• R¡t es la rentabilidad de la acción i en el momento t
• a¡ es el término constante en la ecuación de regresión,
• Pi es el riesgo sistemático de la acción i
• e¡ es el término de error
• T=60
Las rentabilidades anormales mensuales (RA) para cada activo se calculan en cada
mes t como sigue:
32
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
M,=^,-[*/,+Á(^,,-*/,,)]
donde:
RAit, es la rentabilidad anormal de la acción i en el mes t
R¡,t es la rentabilidad actual de la acción / en el mes t
RmJ es la rentabilidad de mercado en el mes t
Rf,t es la rentabilidad del activo libre de riesgo6 en el mes t
Todos estos datos se obtienen de los boletines diarios de la Bolsa de Madrid.
El riesgo total de una acción se compone del riesgo sistemático, asociado al mercado
en su totalidad, y el riesgo no sistemático, que se refiere al riesgo específico de la
empresa al que la acción se refiere. Como medida del riesgo total consideramos la
desviación estándar de las rentabilidades anormales mensuales para cada año
(STDEV).
4. RESULTADOS EMPÍRICOS
4.1 Análisis univariante
La tabla 1 presenta los estadísticos descriptivos de nuestras variables independientes.
En esta tabla se aprecia que la media de la calidad de la divulgación es superior para
la categoría Información Anual que para la categoría Otra Información. Esto puede
interpretarse como evidencia de que las empresas dan más importancia a la
divulgación de información relacionada con los aspectos tradicionales del informe
anual que a otros aspectos más innovadores. Como se observa en la tabla 1, dividimos
6 Considerado como la tasa de interés media mensual de los repos sobre Bonos del Estado, publicada
en el Boletín de la Central de Anotaciones del Banco de España.
33
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
TABLA 1 Estadísticos Descriptivos. N=190
Panel A Muestra Completa
Media Mediana Máximo Mínimo Desv. Están.
N
TOT 05860 0.5800 0.9600 0.2000 0.1509
190
IA 0.6627 0.6779 0.9830 0.2203 0.1496
190
Oí 0.4756 0.4634 0.9512 0.0487 0.1875
190
LNMVAL 13.1972 13.1051 18.2089 9.5243 1.8113
190
RAA 0.0308 0.0217 0.8998 -1.0079 0.2987
190
STDEV 0.0736 0.0701 0.2957 0.0053 0.0371
190
Panel B Submuestras
Media Mediana Máximo Mínimo Desv. Están.
N
Media Mediana Máximo Mínimo Desv. Están.
N
Tests de igualdad de medias y Media
Mediana
medianas t
p-valor Wilcoxon
p-valor
TOT 0.5575 0.5600 0.8900 0.2000 0.1434
151
TOT 0.6961 0.6800 0.9600 0.4600 0.1284
39
TOT
5.4908 0.0000 4.9827 0.0000
DMERCO=0 IA
0.6372 0.6610 0.9491 0.2203 0.1469
151
Oí 0.4429 0.4390 0.9024 0.0487 0.1765
151
DMERCO=l IA
0.7614 0.7796 0.9830 0.4915 0.1159
39
IA
4.8939 0.0000 4.6969 0.0000
Oí 0.6022 0.5609 0.9512 0.2439 0.1769
39
01
5.0234 0.0000 4.6413 0.0000
LNMVAL 12.6440 12.8274 16.0830 9.5243 1.4313
151
LNMVAL 15.3389 14.8123 18.2089 12.8132 1.5191
39
LNMVAL
10.3505 0.0000 7.7721 0.0000
RAA 0.0579 0.0599 0.8998 -0.9314 0.2977
151
RAA -0.0738 -0.0286 0.5317 -1.0079 0.2822
39
RAA
2.4901 0.0136 2.3974 0.0165
STDEV 0.0725 0.0699 0.2957 0.0053 0.0353
151
STDEV 0.0780 0.0708 0.2942 0.0147 0.0434
39
STDEV
0.8145 0.4164 0.5715 0.5676
TOT = índice de calidad del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima. IA = índice de calidad de la información relacionada con los estados financieros en el informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima. Oí = índice de calidad de otra información dentro del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima. LNMVAL = logaritmo natural de la capitalización de mercado a 31 de Diciembre RAA = rentabilidades anormales acumuladas ajustadas por riesgo STDEV = desviación estándar de las rentabilidades anormales mensuales
Test de igualdad de medias = ANO VA test t Test de igualdad de medianas = test no paramétrico de Wilcoxon.
34
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
la muestra en dos subgrupos: aquellas empresas que pertenecen al grupo de
"campeonas" en cuanto a reputación y las restantes. Puede apreciarse que, realizando
el contraste tanto con el estadístico t como con el Wilcoxon, rechazamos la hipótesis
nula de igualdad de medias y medianas para la calidad de la divulgación. Las
empresas con una mayor reputación muestran mayor calidad en su divulgación, tanto
en la categoría de Información Anual como en la de Otra Información.
También rechazamos la hipótesis nula de igualdad de medias y medianas para el
tamaño de las empresas. Las empresas con más reputación son más grandes que
aquellas con menos reputación.
La tabla 2, muestra los coeficientes de correlación tanto de Pearson como de
Spearman entre las variables independientes. El tamaño está positivamente
relacionado con nuestras variables de calidad de la divulgación. Para comprobar la
posible existencia de un problema de múlticolinealidad obtenemos el índice de
Condición propuesto por Belsley et al. (1980) [Greene (1999)]. Según estos autores,
valores superiores a 20 son indicio de posibles problemas, aunque Novales (1998)
sólo considera problemáticos valores superiores a 25. En nuestro caso cuando
introducimos simultáneamente las variables de calidad de divulgación y tamaño en el
modelo de regresión el índice alcanza un valor de 21.441. De esta manera, podemos
rechazar la hipótesis de un problema serio de múlticolinealidad entre nuestras
variables independientes. Como comprobación adicional, hemos repetido todas
nuestras estimaciones utilizando variables ortogonalizadas, obteniendo resultados
muy similares.
Podemos también observar, que las rentabilidades anormales acumuladas están
negativamente relacionadas con el tamaño, el riesgo y con la calidad de la
divulgación.
35
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
TABLE 2 Panel A. Coeficientes de Correlación de Spearman.
(p-valores) n=190
IA
Oí
TOT
LNMVAL
RAA
STDEV
IA
1 0.6362
(0.0000) *** 0.9031
(0.0000) ***
0.4022 (0.0000) ***
-0.1198 (0.1070) -0.1422
(0.0410)**
Oí
1
0.8934 (0.0000) ***
0.4177 (0.0000) ***
-0.2081 (0.0042) ***
-0.0795 (0.2743)
TOT
i
0.4491 (0.0000)
***
-0.1831 (0.0118)**
-0.1327 (0.0681) *
LNMVAL
1
-0.2641 (0.0030) ***
0.0165 (0.8211)
RAA STDEV
-0.224 (0.002) ***
***P<0.01; **P<0.05; *P<0.10
Panel B. Coeficientes de Correlación de Pearson. (p-valores) n=190
IA
Oí
TOT
LNMVAL
RAA
STDEV
IA
1 0.6695
(0.0000) ***
0.9256 (0.0000)
*** 0.4509
(0.0000) ***
-0.1228 (0.0913)* -0.1244
(0.0873)*
Oí
1
0.9008 (0.0000) ***
0.4311 (0.0000) ***
-0.2000 (0.0057) ***
-0.0147 (0.8408)
TOT
1
0.4832 (0.0000)
*** -0.1737
(0.0165) ** -0.0802 (0.2714)
LNMVAL
1
-0.2826 (0.0001)***
0.0225 (0.7581)
RAA STDEV
1
-0.3813 . (0.0000) ***
***P<0.01; **P<0.05; *P<0.10 TOT = índice de calidad del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima. IA = índice de calidad de la información relacionada con los estados financieros en el informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima. Oí = índice de calidad de otra información dentro del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima. LNMVAL = logaritmo natural de la capitalización de mercado a 31 de Diciembre RAA = rentabilidades anormales acumuladas ajustadas al mercado STDEV = desviación estándar de las rentabilidades anormales mensuales
36
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
4.2 Análisis multivaviante
Nuestro objetivo es contrastar la existencia de una relación positiva entre la
reputación de una empresa y la calidad de la información que ésta divulga. Para ello,
y debido a las características de los datos de nuestra muestra, hemos utilizado
diferentes metodologías econométricas.
En primer lugar hemos realizado modelos de regresión continuos, en los que a través
del procedimiento de Mínimos Cuadrados Ordinarios (MCO) pretendemos contrastar
la relación existente entre reputación y calidad de la divulgación. El problema que se
nos presenta al aplicar ésta metodología es que sólo disponemos de 39 datos, lo cual
supone que nuestros resultados no sean robustos. Para solucionar este problema
aplicamos un procedimiento bootstrap de simulación muestral.
Cuando las muestras son grandes, según el Teorema Central del Límite, asumimos
que la distribución que sigue una variable se aproxima a una distribución Normal.
Cuando la muestra es pequeña, como es nuestro caso, esta presunción no tiene porqué
cumplirse, y por ello, necesitamos conocer la verdadera distribución de los
parámetros cuya significatividad se pretende contrastar. Esto es precisamente lo que
llevamos a cabo al aplicar el bootstrap, ya que mediante la simulación de 10.000
pseudomuestras, inferimos la distribución empírica de los parámetros objeto de
nuestro estudio, para poder contrastar posteriormente su significatividad.
Adicionalmente, y a fin de evitar el sesgo de selección de la muestra, planteamos una
serie de modelos no lineales, con variable dependiente discreta. La nuestra, es una
muestra truncada, ya que disponemos del valor numérico del índice de reputación
sólo para aquellas empresas que forman parte del ranking de las 50 compañías
españolas con mejor reputación. Para hacer frente a este problema hemos llevado a
cabo regresiones logit y tobit, que nos permiten trabajar con toda la muestra, ya sea
37
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
utilizando una variable dependiente dicotómica (logit) o truncada (tobit). En el
presente apartado se comentarán detalladamente cada una de las metodologías
aplicadas.
4.2.1 Modelos continuos.
4.2.1.1 M.C.O
En primer lugar planteamos regresiones de Mínimos Cuadrados Ordinarios (M.C.O),
en las que nuestra variable dependiente es el logaritmo del índice de reputación
MERCO (LNMERCO). La variable LNMERCO tiene sólo 39 observaciones, esto es,
tan sólo para 39 observaciones empresa-año de nuestra muestra disponemos del
índice de reputación asignado por Análisis e Investigación, ya que el resto no se
encuentran dentro de la lista de empresas más valoradas en España. Por tanto, para
éstas observaciones de las que disponemos el valor del índice MERCO hacemos una
regresión continua aplicando la metodología Mínimos Cuadrados Ordinarios, a pesar
de su escaso número.
De manera inicial, planteamos regresiones simples en las que la única variable
independiente es cada una de las categorías de calidad de la divulgación (Modelos 1,
2 y 3).
Lnmerco = a + fixDISC + s
Adicionalmente planteamos un cuarto modelo, en el que aparecen dos variables
explicativas, ambas referidas a revelación. En lugar de incluir la variable TOT, en
este modelo aparecen las dos medidas en las que ésta se descompone, esto es, IA y
Oí. No obstante, dado que ambas categorías se encuentran altamente correlacionadas
y para evitar un problema de multicolinealidad, ortogonalizamos la variable IA
38
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
regresándola sobre Oí. De esta manera, las variables que finalmente se incluyen en el
modelo 4, son Oí y los residuos de la regresión anterior (RESIA).
Lnmerco = a + PxOI + j32RESIA + e
Como podemos apreciar en el panel A de la tabla 3, en todos los casos la medida de
divulgación es altamente significativa, y muestra el esperado signo positivo. El
último modelo, que incluye las dos medidas en las que descomponemos el índice de
calidad de divulgación, muestra que ambas son significativamente distintas de cero, si
bien, el coeficiente de la variable ortogonalizada IA es ligeramente superior. Una vez
planteado el modelo en su versión más simple, planteamos la especificación
completa, esto es incluyendo todas las variables de control que anteriormente se han
descrito:
Lnmerco = a + pxDISC + /32LNMVAL + &STDE V + faRAA + £
Los resultados de los modelos 5, 6 y 7 del panel B de la tabla 3, muestran los
coeficientes de las regresiones que tienen como variables explicativas el tamaño, las
rentabilidades acumuladas, la desviación estándar de la rentabilidad, y cada una de las
tres medidas de calidad. El modelo 8 de nuevo introduce las dos medidas en que se
descompone el índice de calidad de divulgación ortogonalizadas, RESIA y Oí. En los
modelos 5 y 7, las únicas variables significativas son el tamaño, y la correspondiente
categoría de calidad de la divulgación, éstas últimas con una significatividad en torno
al 10%. El modelo 6, solo muestra una variable significativa, la relativa al tamaño, ya
que en esta ocasión, la variable de calidad de la información, IA, presenta un p-valor
ligeramente superior al 10%. Por último, en el modelo 8, que incluye
simultáneamente a las dos categorías de divulgación, podemos observar que además
del significativo efecto positivo que el tamaño ejerce sobre la variable dependiente,
de las dos categorías de información incluidas en la especificación, tan solo Oí es
significativamente distinta de cero. Este resultado podría implicar que aquella
información no directamente vinculada a los estados financieros de la empresa es más
39
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
TABLA 3 Regresiones MCO
Variable dependiente: índice de reputación (Lnmerco) (p-valor). N=39
Panel A: Lnmerco= a + B,DlSC+e
Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3 Modelo 4 c
TOT
IA
Oí
RESIA
-2.94 (0.00)***
2.31 (0.00)***
-3.31 (0.00)***
2.59 (0.00)***
-2.15 (0.00)***
1.36 (0.00)***
-2.15 (0.00)***
1.36 (0.01)**
2.16 (0.03)**
Panel B: Lnmerco= a + B/D/SC+^LNMVAL+BjSTDEV+B^ RAA+e
Modelo 5 Modelo 6 Modelo 7 Modelo 8 c
TOT
IA
Oí
RESIA
LNMVAL
STDEV
RAA
-5.81 (0.00)***
1.08 (0.06)*
0.24 (0.00)***
1.28 (0.88) -0.01 (0.98)
-5.85 (0,00)***
1.10 (0.10)
0.23 (0.00)***
1.43 (0.48) -0.06 (0.85)
-5.73 (0.00)***
0.70 (0.08)*
0.25 (0.00)***
1.23 (0.54) 0.04
(0.90)
-5.50 (0.00)***
0.72 (0.08)*
0.60 (0.49) 0.24
(0.00)*** 1.28
(0.53) -0.01 (0.98)
Panel C: Lnmerco= a + BjDISC+fcLNMVAL+e
c
TOT
IA
Oí
RESIA
LNMVAL
Modelo 9
-5.67 (0.00)***
1.12 (0.05)**
0.23 (0.00)***
Modelo 10
-5.70 (0.00)***
1.06 (0.11)
0.23 (0.00)***
Modelo 11
-5.58
(0.00)***
0.74 (0.06)*
0.25 (0.00)***
Modelo 12
-5.42
(0.00)***
0.77 (0.05)**
0.45 (0.58)
0.24 (0.00)***
***P<0.01; **P<0.05; *P<0.10
TOT = índice de calidad del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima. IA = índice de calidad de la información relacionada con los estados financieros en el informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima. Oí = índice de calidad de otra información dentro del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima. LNMVAL = logaritmo natural de la capitalización de mercado a 31 de Diciembre RAA = rentabilidades anormales acumuladas ajustadas al mercado STDEV = desviación estándar de las rentabilidades anormales mensuales
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
valorada a la hora de determinar la reputación de la misma. En cualquiera de las
especificaciones planteadas observamos que el resto de variables explicativas, es
decir, las rentabilidades anormales acumuladas y el riesgo, nunca son significativas, y
por tanto, no parecen ejercer influencia alguna en la determinación de la reputación
empresarial.
En base a este último argumento, según el cual ni las rentabilidades anormales ni la
desviación estándar de las mismas son significativas en las anteriores
especificaciones, planteamos los cuatro últimos modelos, que se muestran en el panel
C de la tabla 3. En esta ocasión, incluimos como regresores únicamente aquellas
variables que en los anteriores casos se mostraban como significativas, esto es,
tamaño y las categorías de calidad de divulgación.
Lnmerco = a + fiDISC + fi2LNMVAL + e
Los resultados no difieren de los obtenidos anteriormente: el tamaño muestra en
todos los casos una alta significatividad, las variables TOT (Modelo 9) y Oí (Modelo
11) son significativas al 5 y 10 por ciento, respectivamente. La categoría IA (Modelo
10) aunque muestra un coeficiente positivo, sigue sin ser significativa, ya que de
nuevo su p-valor supera ligeramente el 10%. Y por último, en la especificación 12 se
observa de nuevo que mientras que Oí es significativamente distinto de 0 con una
probabilidad del 95%, la variable ortogonalizada IA no parece influir de manera
significativa en la variable dependiente.
De esta manera observamos la aparente existencia de una relación positiva y
significativa entre la calidad de la divulgación y la reputación empresarial, así como
el importante efecto que la variable tamaño tiene a su vez sobre dicha reputación.
41
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
Sin embargo, los resultados de éste modelo MCO no podemos considerarlos robustos
debido al escaso número de observaciones de que disponemos. Este problema lo
intentamos solventar a través de una metodología de simulación de muestreo que se
desarrolla en el siguiente apartado.
4.2.1.2 Modelos de simulación Bootstrap
La metodología que se detalla a continuación, tiene como finalidad, a partir de los
datos originales, simular una serie de variables (en nuestro caso 10.000) a través de
las cuales inferimos la verdadera distribución de los parámetros del modelo inicial.
En concreto, generamos los errores a partir de una función uniforme7 que genera
números aleatorios en el intervalo [0,1) y los acotamos entre el valor máximo y
mínimo de los residuos del modelo original. A su vez, imponiendo la hipótesis nula
(es decir, asumiendo que es cero el coeficiente de la variable que pretendemos
contrastar) generamos la variable dependiente. De esta forma obtenemos una nueva
muestra, y por tanto un nuevo estimador del coeficiente objeto de contraste.
Repetimos este proceso 10.000 veces, con lo cual conseguimos 10.000 estimadores
de la variable objeto de estudio, y por tanto obtenemos su distribución bajo la
hipótesis nula, pudiendo de esta manera contrastar su significatividad. Puesto que
nuestro objetivo es hacer un contraste de significatividad individual, imponemos la
hipótesis nula Ho: /?=0, y mediante la generación aleatoria de los errores a partir de
la función uniforme, obtenemos las nuevas variables del modelo. Ésta generación de
números aleatorios la acotamos entre los valores máximo y mínimo de los residuos
del modelo original, ya que de no hacerlo se produciría un cambio de escala que
afectaría a la variable cuya significatividad se pretende contrastar, y por tanto las
estimaciones de sus coeficientes carecerían de sentido.
7 Algoritmo de George Marsaglia's (1994)
42
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
Para realizar el contraste de significatividad, es necesario que la distribución esté
centrada en cero. Cuando asumimos normalidad en la distribución de los residuos del
modelo o la muestra es lo suficientemente grande, podemos obtener un estadístico de
contraste del cual conocemos su distribución o aproximación asintótica. Como en
nuestro caso contamos con una muestra de tamaño reducido y no podemos hacer
ningún supuesto acerca de la distribución de los residuos, la significatividad de los
parámetros se contrasta comparando el coeficiente obtenido de la regresión MCO,
con la región de aceptación de los coeficientes obtenidos a través de la técnica del
bootstrap.
TABLA 4 BOOTSTRAPS SIMPLES
Variable dependiente: índice de reputación (Lnmerco)
Lnmerco= a + fiíDISC+e
Variable Independien
te
3 t J).Ó5 t0.9S P
^0.05 ^0.95
Panel A: Lnmerco= a + fiíTOT+s TOT 2.3062 3.63 -1.690 1.690 2.3062 -1.2493 1.2550
Panel B: Lnmerco= a + piIA+e IA 2.5921 3.70 -1.690 1.690 2.5921 -1.4814 1.4885
Panel B: Lnmerco- a + B¡OI+s Oí 1.3597 2.79 -1.690 1.690 1.3597 -0.9211 0.9379
t: estadístico t convencional para contrastar si la media es significativamente distinta de cero; t005: percentil 0.05 tomado de una distribución t-Student con n-1 grados de libertad; t095: percentil 0.95 tomado de una
distribución t-Student con n-1 grados de libertad; /? coeficiente estimado de la variable de calidad de
divulgación; p ' : percentil 0.05 tomado de la distribución del coeficiente obtenida a partir de la técnica
bootstrap; fi : percentil 0.95 tomado de la distribución del coeficiente obtenida a partir de la técnica bootstrap; TOT: índice de calidad del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima; IA: índice de calidad de la información relacionada con los estados financieros en el informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima; OÍ: índice de calidad de otra información dentro del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima.
43
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
En primer lugar, según muestra la tabla 4, realizamos los bootstraps simples para cada
una de las variables de calidad de divulgación, es decir, regresamos la variable de
reputación corporativa sobre cada una de las tres variables de calidad únicamente. El
primer paso, como se ha comentado anteriormente, es estimar las tres regresiones por
MCO, utilizando únicamente los 39 datos disponibles. De ésta manera obtenemos los
estimadores de las tres variables de calidad, siendo significativos al 1% en cualquiera
de sus tres versiones. Para confirmar la robustez de éstos resultados aplicamos la
técnica bootstrap a cada una de las tres regresiones. Efectivamente, ésta metodología
vuelve a poner de manifiesto la elevada significatividad de las variables con p-valores
muy próximos a cero. En este sentido, observando los resultados obtenidos a partir
del modelo MCO y de ésta técnica de simulación de muestreo, parece bastante
probable la existencia de una relación positiva entre la reputación de la empresa y la
calidad de la información que ésta divulga.
A través de los modelos planteados inicialmente, hemos podido apreciar la relación
positiva y altamente significativa que vincula a la reputación corporativa con el
tamaño de la empresa. Con la finalidad de confirmar esto último, realizamos de nuevo
un bootstrap, de manera que ahora tenemos tres regresiones en las que las únicas
variables independientes son las de calidad de divulgación y tamaño.
Nuestro objetivo es comprobar si la variable de calidad de información es
significativa en presencia del tamaño, y para ello asumiendo la hipótesis nula de que
la variable de divulgación toma el valor cero, y generando de nuevo los residuos
aleatoriamente a través de una distribución uniforme, volvemos a obtener 10.000
nuevas muestras sobre las que estimar el modelo, que nos permiten inferir la
verdadera distribución de los parámetros bajo Ho.
Cuando estas regresiones eran estimadas por MCO, observábamos que el tamaño
tiene siempre un efecto positivo y significativo en la reputación. En el caso de las
44
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
categorías de información, sólo se muestran como significativas las de Información
Total y Otra Información a niveles del 5% y 10% respectivamente, mientras que la
calidad de la Información Anual parecía no tener ningún efecto sobre la variable
dependiente. Con la técnica de simulación de muestreo, tal y como muestra la tabla 5,
obtenemos una mayor significatividad de la calidad de la información en presencia
del tamaño en cualquiera de sus tres versiones, pasando los niveles de significatividad
al 1% en el caso de la categoría Información Total, un 5% para la categoría Otra
Información y un 10% para la categoría Información Anual. Esto nos lleva a una
conclusión importante, y es que a pesar de que el tamaño se muestra como un
determinante fundamental de la reputación, tenemos evidencia empírica a favor de la
existencia de una relación positiva entre la reputación de una empresa y la calidad de
la información que ésta divulga.
4.2.2 Modelos de variable dependiente discreta.
4.2.2.1. Modelos Logit
Mediante la especificación logit estimamos la probabilidad de que una determinada
empresa sea incluida dentro del listado de las 50 empresas más admiradas.
La tabla 6 presenta los resultados de las estimaciones del modelo logit completo, en el
que se incluyen todas las posibles variables explicativas. Como se aprecia en la tabla,
el tamaño presenta de nuevo un coeficiente positivo y altamente significativo. Las
empresas más grandes tienen más posibilidades de ser incluidas entre el grupo de
compañías "campeonas" en cuanto a reputación.
45
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
<D
SO-
«sa.
< ^
<<s.
«
•v o
s + H O H
+ 73
a es
+ 5S II o w ¡ -CU
a a
i—i
< 13
0 0
o oo
0 0
o os SO
o os SO
o
r-© iri
T—1 0 0 *—H *—1
,_, (N m (N
o
S + < NN -. (N ^
+ T3 £ a -
+ « II o <u
T—|
f~-' ¡ t
O 0 0 >/-> o
0 0 (N cr> (N O
a a
CQ
0 0
m o
(N
O
o 0 0
o
o
o Os
o o
(N
o
o •<fr
o Os sO
O Os SO
Os
s +
«5. + 73 ¡>
a a
-¡
+ II o u k.
U "3
o (N Ti"
Os
£ T3
s «3
ca a 3 cu
•o
<»! -o O (N
'«a. ON
I a : cu •o -o (3
12 73 o
ce
3-o u
ce O.
c cu o CU
O,
-4-» O o
X ! ce o
'S o
-cu
ce >
cu •o
c .22 ' o
cu o o
o •s cu
• o " 3 s o
T3 ce cu
6 CU
T3 3
•O O
8
o
cu •o
es 60
_o
13 O 3 o o o "2 '•3
B
'S >
CU -O cu
• * - »
s .22 o
IG CU O O
<«3C
«-! (11 H
o
T3
cu
.22 o
C 0) o o
"33 es
CU
CU T3
O T 3 CU
O.
ce "2 '3 cu
' o
a o o
s cu
T3 3
Vi
C -O o 3
C8 - 4 - *
c
ca C3 3 cu
o
73 -a
a
e >
'Ü o
«3
a < ^
o a "2 '2 •3 'y
ca 3
_ °" O <U
S c - O D ' G O ca T 3
O H - 3
•5 -a *- ca s I 2 es c u -o
_ «s P 3
• o
T 3 ca
T 3
c 3
O. . ca
73 S 3 - -
<<Si.
c .22 o
IB cu O cj
"á3 T3 a .'2 o 3
X)
73 cu ° E
T3 £
CU
ca '•3 cu 6 ca
ca
o cu ca ca o .
73 c o
' o c CU
> 3 O O o o
T 3 ca
ce o .
cu -a
4$ 6 e -o o ca 3
-a
cu
T3 O
T3 ca
B a S cu Q >r>
o. o
c cu o cu
T3
a H O H &, ca ti O O
Xi ca o '3 o su
-O
!
ca "2 ' 3 cu
X I o
(N
3 Q.
en H
2 a tu «
g T3 « : > W5 " O O _
T3 c3 8 o U c
c/i "-O ^ o
§ s
ca _ j c ca O 3
CU cu
.22 ico o ^ cu T3 o ca u t:
_ CU CU £>
CU
T3
o • a ca
3 O
3 .22 ' o vs cu O o
"a3 T3 3
-O ' o 3
-O
T3
i2 cu
• O O
ca
cu CU
3 ca > 'S o « '3 .£P 'efl
3 cu
T3
3 00 1
3 .'2 o 3
X> 'H
"S 3 o >n Cs O - cu u cu o.
g cu
o 7 3
cu o . 3 fe ca cu
— T3
r2 73 g " c2 cu 3
T3 —
<u 2 ^3° « • o
—< ^
S "3 3 u
4S - 3 _§ c ¡3
•1-9 ca .i;
3 ca
°- 3
CU 3
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Además, las variables de calidad de la divulgación, son también significativas: las
categorías de información total y otra información al 5% y la categoría de
información anual al 10%. Por tanto, la divulgación afecta positiva y
significativamente a la probabilidad de ser clasificado entre el grupo de las 50
empresas españolas con más reputación.
Sin embargo, seguimos interesados en aislar el efecto de la calidad de la divulgación
del efecto tamaño, para demostrar que la primera variable tiene un efecto positivo y
significativo sobre la reputación de la empresa, independientemente del efecto
tamaño. Para ello, planteamos de nuevo el modelo anterior pero solo para una
submuestra de empresas "grandes". Si seleccionamos un grupo de empresas donde el
tamaño varía mucho menos que en la muestra completa, entonces podemos asumir
que su efecto sobre la reputación de la empresa es tá, por lo menos en parte,
mitigado.
Seleccionamos como empresas "grandes" aquellas que se sitúan por encima de la
mediana de la variable tamaño, y consideraremos el resto como "pequeñas". A
continuación, estimamos el modelo logit anterior solo para el grupo de empresas
"grandes".
Como puede apreciarse, la significatividad de las variables de divulgación aumenta
(ahora son significativas con un p-valor inferior al 5%), mientras que la
significatividad de LNMVAL es muy parecida, si bien en algún caso decrece
ligeramente.
Este resultado lo interpretamos como evidencia significativa a favor de la hipótesis de
que la calidad de la divulgación tiene un efecto positivo en la reputación una vez que
controlamos el efecto tamaño.
47
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
TABLA 6
Regresiones Logit Variable dependiente: probabilidad de ser incluido entre las 50 empresas Españolas
más admiradas (p-valor)
Modelo
n
Constant
TOT
IA
Oí
RESIA
LNMVAL
RAA
STDEV
LR test
Akaike criterio
PANEL A: TOT
Model Modelo Completo Simplificado
190 -21.85
(0.00)***
4.89
(0.03)**
1.21
(0.00)***
0.11
(0.91)
6.31
(0.35)
86.63 (0.00)
0.61
(empresas grandes)
95
-19.30 (0.00)***
6.20
(0.01)**
1.01 (0.00)***
37.87 (0.00)
1.00
PANEL B: IA
Model Modelo Completo Simplificado
190
-21.56 (0.00)***
3.88
(0.09)*
1.22
(0.00)***
-0.07
(0.94)
6.19
(0.35)
84.64
(0.00)
0.62
(empresas grandes)
95 -19.41
(0.00)***
5.42
(0.03)**
1.03
(0.00)***
36.04
(0.00)
1.02
PANEL C: Oí
Model Modelo Completo Simplificado
190
-21.10
(0.00)***
3.30
(0.04)**
1.26
(0.00)***
0.24
(0.81)
5.72
(0.39)
86.21
(0.00)
0.61
(empresas grandes)
95 -18.31
(0.00)***
3.63
(0.03)**
1.09
(0.00)***
36.19 (0.00)
1.02
PANEL D: COMBINADO
Model Completo
190
-20.88
(0.00)***
3.69
(0.03)**
1.98 (0.45)
1.23
(0.00)***
0.17
(0.86)
6.19
(0.36)
86.79
(0.00)
0.62
Modelo Simplificado
(empresas grandes)
95
-17.51 (0.00)***
4.06
(0.02)**
3.66
(0.20) 1.01
(0.00)***
37.87
(0.00)
1.02
***P<0.01; **P<0.05; *P<0.10
TOT= índice de calidad del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima IA= índice de calidad de la información relacionada con los estados financieros en el informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima 01= índice de calidad de otra información dentro del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima LNMVAL= logaritmo natural de la capitalización de mercado a 31 de Diciembre RAA = rentabilidades anormales acumuladas ajustadas al mercado STDEV = desviación estándar de las rentabilidades anormales mensuales RESIA= residuos de la regresión de IA sobre Oí
48
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
Las dos últimas columnas de la tabla 6 muestran de nuevo tanto el modelo completo
como el simplificado, pero ahora introducimos simultáneamente las categorías
Información Anual (IA) y Otra Información (Oí) (en lugar de agruparlas en la
variable Total (TOT) o de incluirlas en regresiones separadas como hemos hecho
anteriormente). Para evitar un problema de multicolinealidad (IA y Oí presentan un
coeficiente de correlación significativo de más del 63%), ortogonalizamos la
categoría IA regresándola sobre Oí; en este sentido, las variables que incluimos en
nuestro modelo combinado son Oí y los residuos de la regresión anterior (RESIA),
aparte del resto de variables de control. Como puede observarse, ambas variables
muestran un comportamiento claramente diferente, esto es, mientras que Oí se
muestra positiva y significativamente (5%) relacionada con la variable dependiente,
el coeficiente de la variable ortogonalizada, RESIA, aunque es positivo, no es
significativo. Podemos también observar, como anteriormente, que el tamaño muestra
una elevada significatividad a la hora de determinar la probabilidad de que una
empresa sea incluida entre las 50 compañías españolas con mayor reputación,
mientras que las variables relativas a la rentabilidad y al riesgo continúan sin ser
significativas.
En la última columna, se muestran los resultados de modelo simplificado, en el cual
de nuevo incluimos tanto la variable Oí como RESIA para la submuestra de empresas
grandes. Como se observa en la tabla, el coeficiente de la variable Otra Información
(4.0557) aumenta considerablemente, mientras que el de la variable tamaño
disminuye de manera drástica. La variable Información Anual continúa sin estar
significativamente relacionada con la variable dependiente.
4.2.2.2 Modelos Tobit
Como se ha comentado anteriormente, estamos ante una muestra truncada, ya que a
todas las empresas que no alcanzan una de las 50 primeras posiciones en el ranking
49
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
de reputación establecido por el índice MERCO, se les ha asignado una misma
puntuación (en nuestro caso 0). Una técnica estándar de estimación para muestras
truncadas es el modelo tobit8. La ventaja que presenta la especificación de un modelo
tobit con respecto al logit es que el primero permite considerar la variación en los
valores de la variable dependiente para aquellas observaciones que no están
truncadas. Los resultados de las regresiones tobit se muestran en la tabla 7.
Como viene siendo usual, el tamaño es siempre muy significativo. Sin embargo, las
variables de calidad de la divulgación son también siempre significativas con el
esperado signo positivo. Además, se observa que cuando fraccionamos la variable
general de divulgación en sus dos componentes (IA y Oí), el índice Otra Información
es más significativo que el de Información Anual. Estos resultados confirman los
obtenidos mediante el modelo logit que se mostraban en la sección previa. Además,
se pone de manifiesto que el confeccionar informes anuales de mayor calidad, no solo
supone un incremento en las posibilidades de ser incluido dentro del grupo de
empresas españolas mejor consideradas, sino que además supone un aumento en el
nivel de reputación, para aquellas empresas que forman parte de este grupo.
Como se ha hecho para el modelo logit, hemos repetido el análisis para la submuestra
de empresas "grandes", eliminando las variables que anteriormente no eran
significativas. De nuevo la significatividad de las variables de divulgación aumenta.
Las dos últimas columnas de la tabla 7, muestran los resultados del modelo tobit
cuando se incluyen simultáneamente ambas categorías de divulgación: Otra
Información y la parte de la categoría Información Anual no relacionada con la
variable Otra Información (RESIA).
Greene(1999)
50
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
TABLA 7 Regresiones Tobit
Variable dependiente: índice de reputación (Inmerco) (p-valor)
c
TOT
IA
Oí
RESIA
LNMVAL
STDEV
RAA
Adj. R2
PANEL A:TOT Completo (n=190)
-2.99 (0.00)***
0.59 (0.01)**
0.17 (0.00)***
0.79 (0.32) 0.01
(0.98) 0.70
Grandes (n=95)
-2.84 (0.00)***
0.75 (0.00)***
0.16 (0.00)***
0.64
PANEL B: IA Completo (n=190)
-3.03 (0.00)***
0.50 (0.05)*
0.18 (0.00)***
0.82 (0.31) -0.02 (0.87) 0.70
Grandes (n=95)
-2.92 (0.00)***
0.72 (0.01)**
0.16 (0.00)***
0.63
PANEL C:OI Completo (n=190)
-2.94 (0.00)***
0.40 (0.01)**
0.18 (0.00)***
0.71 (0.37) 0.02
(0.86) 0.70
Grandes (n=95)
-2.79 (0.00)***
0.45 (0.01)**
0.17 (0.00)***
0.64
PANELD:COMBINADO Completo (n=190)
-2.87 (0.00)***
0.44 (0.01)**
0.24 (0.42) 0.17
(0.00)*** 0.76
(0.33) 0.01
(0.94) 0.70
Grandes (n=95)
-2.62 (0.00)***
0.49 (0.00)***
0.47 (0.15) 0.16
(0.00)***
0.64
***P<0.01; **P<0.05; *P<0.10
TOT= índice de calidad del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima IA= índice de calidad de la información relacionada con los estados financieros en el informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima 01= índice de calidad de otra información dentro del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima LNMVAL= logaritmo natural de la capitalización de mercado a 31 de Diciembre RAA = rentabilidades anormales acumuladas ajustadas al mercado STDEV = desviación estándar de las rentabilidades anormales mensuales RESIA= residuos de la regresión de IA sobre Oí
Los resultados muestran de nuevo la alta significatividad del signo positivo de las
variables tamaño y Oí (con niveles del 1% y del 5% respectivamente), mientras que
el resto de variables de nuevo parecen no tener una influencia significativa en la
variable dependiente. Finalmente, repetimos el análisis para la submuestra de
empresas "grandes", y nuevamente la variable Otra Información presenta un
coeficiente positivo, cuya significatividad ha incrementado (ahora es del 1%), el
51
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
coeficiente de la variable tamaño decrece ligeramente y la categoría Información
Anual permanece como no significativa.
5. INTERPRETACIONES Y CONCLUSIONES
El objetivo del presente capítulo es comprobar si la calidad de los informes anuales
de las empresas es un determinante significativo de su reputación. Para ello
utilizamos una muestra de empresas que cotizan en el Mercado Continuo, para las
cuales tenemos acceso a datos de calidad de divulgación y a los resultados de un
estudio sobre la reputación corporativa. Hemos obtenido dos claros resultados:
En primer lugar, de acuerdo con nuestro análisis, el tamaño de la empresa es un
determinante fundamental de la reputación de la misma. Es importante destacar que
hemos utilizado una variable de mercado como medida de tamaño. Ésta, es una
medida más visible que otras posibles candidatas como por ejemplo, el activo total.
Nuestra medida de tamaño, puede por tanto actuar como subrogado de otros factores
determinantes de la reputación. La visibilidad en los medios, por ejemplo, es uno de
los posibles determinantes de la reputación que no se ha incluido en nuestro análisis.
Su efecto puede ser capturado por el tamaño si pensamos que las empresas más
grandes suelen ser objetivo de un mayor número de noticias y artículos. Si este es el
caso, entonces nuestros resultados muestran que la visibilidad en los medios afecta
positivamente a la reputación.
También debemos tener en cuenta como se obtiene nuestra variable dependiente, la
medida de reputación. Según se ha descrito anteriormente, es un índice que se basa en
los resultados de un cuestionario. Por tanto, otra posible explicación para nuestros
resultados estaría relacionada con los efectos que el tamaño puede generar a la hora
de responder a dichos cuestionarios. Podría ocurrir que los directivos, a la hora de
nombrar a las empresas más admiradas, tuvieran tendencia a citar a aquellas de gran
tamaño. Si este hubiera sido el caso, entonces nuestros resultados tendrían, al menos,
dos implicaciones. Por una parte, querría decir que la variable de tamaño (basada en
52
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
el mercado) puede ser utilizada como un buen subrogado de los rankings de
reputación basados en encuestas, cuando éstos no fueran disponibles. Y por otra
parte, nos indicaría que esta medida de la reputación tiene, al menos, una posible
limitación, esto es, podría estar sesgada por los efectos coyunturales generados por el
tamaño.
Sin embargo, nuestro interés principal es el efecto de la calidad de los informes
anuales en la reputación de las empresas. Nuestro segundo resultado claro es que la
divulgación tiene un efecto significativo y positivo en la reputación. Este resultado
caracteriza la calidad de los informes anuales como un componente fundamental de la
proyección estratégica de una empresa que trata de lograr una posición dominante en
su mercado. En este sentido, añadimos otra característica a la lista de efectos
positivos empíricamente documentados de incrementar la calidad y/o cantidad de
divulgación.
Además, cuando descomponemos nuestra medida de calidad de la divulgación en sus
dos componentes: información (contable) anual más convencional y otra información,
observamos que es el componente Otra Información el que muestra el mayor efecto.
Este resultado proporciona evidencia empírica a favor de la reciente literatura acerca
de la pérdida de relevancia de la información contable tradicional como mecanismo
efectivo de comunicación entre la empresa y sus grupos de interés.
Dado el tamaño de la muestra, nuestros resultados son claramente preliminares, pero
muestran que el estudio de las consecuencias de la calidad de la divulgación en la
reputación empresarial, es un interesante campo para futuras investigaciones.
53
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación empresarial
ANEXO
TABLAS CON RENTABILIDAD CONTABLE ENTRE LAS VARIABLES
DEPENDIENTES
TABLA 1
Regresiones Logit
Variable dependiente: probabilidad de ser incluido entre las 50 empresas españolas más admiradas (p-valor)
Modelo n
Constante
TOT
IA
Oí
RESIA
LNMVAL
RAA
STDEV
ROE
LR test
Akaike criterio
PANEL A:TOT
Completo 171
-20.73 (0.00)***
4.88 (0.03)**
1.15 (0.00)***
-0.07 (0.94) 4.78
(0.48) -0.01 (0.59)
79.83 (0.00) 0.68
Grandes 85
-19.67 (0.00)***
6.77 (0.01)**
1.02 (0.00)***
PANEL B: IA
Completo 171
-20.52 (0.00)***
3.82 (0.09)*
1.16 (0.00)***
-0.23 (0.81) 4.85
(0.48) -0.01 (0.61)
77.88 (0.00) 0.69
Grandes 85
-19.96 (0.00)***
6.28 (0.02)*
1.03 (0.00)***
PANEL C: Oí
Completo 171
-19.91 (0.00)***
3.41 (0.03)**
1.19 (0.00)***
0.07 (0.94) 4.14
(0.54) -0.00 (0.63)
79.58 (0.00) 0.68
Grandes 85
-18.29 (0.00)***
3.55 (0.04)**
1.09 (0.00)***
PANEL D: COMBINADO
Completo 171
-19.79 (0.00)***
3.79 (0.03)**
1.81 (0.49) 1.16
(0.00)*** 0.00
(0.99) 4.57
(0.51) -0.00 (0.60)
80.04 (0.00) 0.69
Grandes 85
-17.46 (0.00)***
4.18 (0.03)**
4.84 (0.11) 1.01
(0.00)***
TOT= índice de calidad del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima IA= índice de calidad de la información relacionada con los estados financieros en el informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima 01= índice de calidad de otra información dentro del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima LNMVAL= logaritmo natural de la capitalización de mercado a 31 de Diciembre RAA = rentabilidades anormales acumuladas ajustadas al mercado STDEV = desviación estándar de las rentabilidades anormales mensuales RESIA= residuos de la regresión de IA sobre Oí ROE= ratio beneficios dividido entre los fondos propios
54
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Consecuencias de la divulgación de información en la reputación em¡
TABLA 2
Modelo n
Constante
TOT
IA
Oí
RESIA
LNMVAL
RAA
STDEV
ROE
R2aj.
Regresiones Tobit Variable dependiente: índice de reputación (Inmerco)
PANEL A:TOT Completo
171 -2.88
(0.00)*** 0.59
(0.02)**
0.17 (0.00)***
-0.02 (0.87) 0.61
(0.44) -0.00 (0.54)
0.69
Grandes 85
-2.86 (0.00)***
0.79 (0.00)***
0.16 (0.00)***
(p-valor)
PANEL B: IA Completo
171 -2.92
(0.00)***
0.50 (0.06)*
0.17 (0.00)***
-0.04 (0.74) 0.66
(0.42) -0.00 (0.56)
0.69
Grandes 85
-2.96 (0.00)*
0.81 (0.00)***
0.16 (0.00)***
PANEL C: Oí Completo
171 -2.82
(0.00)***
0.41 (0.02)**
017 (0.00)***
0.00 (0.99) 0.53
(0.51) -0.00 (0.57)
0.69
Grandes 85
-1.12 (0.00)***
0.81 (0.00)**
0.07 (0.00)***
PANEL D: COMBINADO Completo
171 -2.76
(0.00)***
0.45 (0.01)**
0.23 (0.45) 0.17
(0.00)*** -0.01 (0.93) 0.58
(0.47) -0.00 (0.54)
0.69
Grandes 85
-2.59 (0.00)***
0.48 (0.01)**
0.61 (0.07) 0.16
(0.00)***
TOT= índice de calidad del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima IA= índice de calidad de la información relacionada con los estados financieros en el informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima 01= índice de calidad de otra información dentro del informe anual. Puntuación total dividido entre puntuación máxima LNMVAL= logaritmo natural de la capitalización de mercado a 31 de Diciembre RAA = rentabilidades anormales acumuladas ajustadas al mercado STDEV = desviación estándar de las rentabilidades anormales mensuales RESIA= residuos de la regresión de IA sobre Oí ROE= ratio beneficios dividido entre los fondos propios
55
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
CAPÍTULO 2
INTERACCIÓN ENTRE LA DIVULGACIÓN DE INFORMACIÓN Y EL
COSTE DE CAPITAL
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
1. INTRODUCCIÓN
Los beneficios derivados de incrementos en la calidad o cantidad de información
divulgada por la empresa es uno de los temas más actuales de investigación en
contabilidad. Uno de estos beneficios que se ha analizado extensamente, es la
esperada reducción del coste de capital, sin embargo, la evidencia empírica acerca
de esta cuestión ha obtenido hasta la fecha resultados contrapuestos.
La falta de resultados concluyentes relativos a esta cuestión podría deberse, al
menos en parte, a dos cuestiones relacionadas con el diseño de la investigación:
1. Dificultades de medición. Tanto el coste de capital como la calidad de la
información son variables que no pueden observarse directamente por el
investigador. Por tanto, debemos confiar en percepciones individuales que
conllevan que los contrastes que se realicen impliquen un alto grado de
subjetividad.
2. Cuestiones relativas a la especificación de los modelos. Como proponen
Gietzmann y Trombetta (2003), los contrastes empíricos que se han
realizado hasta la fecha pueden estar afectados por un importante
problema de especificación, ya que no consideran el posible efecto que
tendría la elección de diferentes políticas contables.
Este trabajo, por tanto, pretende contribuir a la literatura existente que se centra en
los efectos de la divulgación sobre el coste de capital, tomando en consideración
estas dos importantes cuestiones.
A la hora de medir el nivel de divulgación, un gran número de autores han
utilizado índices, pero la naturaleza de éstos difiere considerablemente entre los
diversos estudios. Mientras que algunos de ellos sólo tienen en cuenta la
información divulgada de manera voluntaria (Chow y Wong-Boren, 1987;
Raffournier, 1995), en otros, se incluye tanto información divulgada de forma
57
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capitulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
voluntaria como obligatoria (Cooke, 1989; Giner, 1997). Los índices que se basan
en la información que proporciona el informe anual, suelen estar más centrados en
medir la calidad de la información que se ha de divulgar obligatoriamente,
mientras que aquellos índices que se centran en la actividad de divulgación de
manera voluntaria tienden a medir la cantidad de divulgación.
Dado que en nuestro estudio solo consideramos la información que proporcionan
las empresas en sus informes anuales, nos centramos en la calidad de la
información que la empresa divulga. De esta manera, confeccionamos un índice
de calidad de la divulgación utilizando los datos publicados por la revista de
negocios "Actualidad Económica ", que cada año estudia los informes anuales de
las empresas que cotizan en el Mercado Continuo español.
Con respecto a la estimación del coste de capital, encontramos dos vertientes en la
literatura existente: estimaciones ex - ante, basadas en pronósticos de analistas, y
estimaciones ex -post, basadas en rentabilidades pasadas.
Las estimaciones ex - post han sido objeto de numerosas críticas por considerarse
inapropiadas1. Por esta razón, recientemente diversos trabajos han propuesto
nuevas alternativas para la medición del coste de capital basadas en el precio
actual de la acción y en los pronósticos de los analistas acerca de beneficios
futuros2. En nuestro trabajo, seguimos esta nueva vertiente y realizamos una
estimación ex - ante del coste de capital utilizando las previsiones de los analistas
como variable proxy de las expectativas del mercado.
El objetivo principal de este capítulo es realizar el contraste empírico del
equilibrio de interacción mostrado por Gietzmann y Trombetta (2003). La
característica distintiva de este equilibrio es que el coste de capital es determinado
simultáneamente por la calidad de la información divulgada por las empresas y
1 Véase, por ejemplo Elton (1999)
2 Algunos de ellos serán comentados en la siguiente sección.
58
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
por la política contable seleccionada. En equilibrio, las empresas clasificadas
como conservadoras son las que muestran un menor coste de capital,
independientemente de su divulgación. Por otro lado, las empresas agresivas
pueden reducir su coste de capital incrementando el nivel de información
divulgada. Este resultado podría ser una explicación a la dificultad que hasta la
fecha ha existido para encontrar significatividad estadística a la relación inversa
existente entre el coste de capital y la divulgación, como ocurre por ejemplo en
los trabajos de Botosan (1997) y Botosan y Plumlee (2002b). Si la elección de la
política contable es relevante, entonces la relación existente entre el coste de
capital y la divulgación no es monótona. Será negativa para las empresas
agresivas, pero en el caso de las conservadoras no cabe esperar relación alguna.
Por tanto, si no tenemos en cuenta la elección de la política contable en nuestra
especificación del modelo, no deberíamos esperar un coeficiente negativo y
significativo para nuestra medida de divulgación. La figura 1 proporciona la
intuición gráfica a esta idea3.
En el caso representado por la Figura 1, si estimamos un modelo simple de
regresión del coste de capital sobre la calidad de la divulgación, podríamos o no
encontrar una relación estadísticamente significativa porque estamos mezclando
dos modelos. Para las empresas con políticas contables agresivas, la relación es
claramente negativa, mientras que para las conservadoras no parece que exista una
relación.
La novedad de nuestro trabajo es precisamente la inclusión de esta variable proxy
de la política contable seleccionada por la empresa, en interacción con la variable
de calidad de divulgación, en la especificación empírica del modelo de coste de
capital. El modelo, por tanto, incluye una variable dicotómica que diferencia a las
empresas agresivas de las conservadoras.
3 Este gráfico es original de Gietzmann y Ireland (2004)
59
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
FIGURA 1
Coste de
Capital
x Empresas conservadoras
• « ^ ^ o o Empresas agresivas
¿^-x»a ° „ 0 o ^ ^ o
'"* "o "" ° ^^,,,^*,^^
x x X X X
X x x x X
Divulgación
Para confeccionar esta variable dummy, hemos seguido dos vías alternativas:
En primer lugar, lo hacemos a partir de los discretionary accruals o ajustes por
devengo discrecionales que proporciona el Modelo de Jones Modificado de
Dechow et al. (1995). En la línea de otros estudios previos, como Givoly y Hayn
(2000) y Gietzmann y Ireland (2004), clasificamos como empresas conservadoras
(agresivas) aquellas que muestran ajustes por devengo negativos (positivos).
En segundo lugar, los autores construyen una medida propia que pretende
diferenciar entre empresas agresivas y conservadoras, a través de una serie de
ratios obtenidos directamente de los informes anuales.
60
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
Los resultados proporcionados por el análisis empírico permiten concluir que la
elección de la política contable de la empresa se muestra como una variable con
un significativo poder explicativo en la relación existente entre el coste de capital
y la calidad de la divulgación. En el caso de las empresas clasificadas como
agresivas la relación es negativa, como esperábamos. Por otro lado, para las
empresas conservadoras la divulgación no aparece como un determinante
significativo del coste de capital. Esto lo interpretamos como evidencia positiva a
favor de la existencia del equilibrio de interacción que predicen teóricamente
Gietzmann y Trombetta (2003)4.
El capítulo se ha estructurado como sigue: en el siguiente apartado realizamos una
revisión de la literatura relevante. En la sección 3 presentamos nuestras hipótesis
y las variables que vamos a utilizar para contrastarlas. La sección 4 muestra los
resultados empíricos. Y finalmente mostramos las conclusiones de nuestro análisis
en la sección 5.
2. REVISIÓN DE LITERATURA
La existencia de una relación entre el coste de capital y la divulgación de
información ha sido tema central de un gran número de estudios, tanto teóricos
como empíricos. Desde el punto de vista teórico, se ha argumentado que la
divulgación disminuye la información asimétrica, y consecuentemente el coste de
capital de la empresa. Sin embargo, los resultados empíricos son muy diversos y
4 Gietzmann y Ireland (2004), contrastan la misma hipótesis utilizando una muestra de empresas
del Reino Unido. La diferencia con respecto a nuestro trabajo se encuentra en las variables
utilizadas. Gietzmann y Ireland (2004) miden cantidad de divulgación de un sector específico a
partir de una base de datos de noticias de prensa, mientras que nuestra medida de divulgación se
refiere a calidad en el contexto del informe anual. Gietzmann y Ireland (2004) también encuentran
evidencia positiva de la existencia del equilibrio de interacción.
61
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capitulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
dependen fundamentalmente del método utilizado tanto para obtener la variable
divulgación como la de coste de capital.
Mediante la divulgación de información privada las empresas tratan de evitar el
rechazo de los inversores potenciales a invertir en acciones poco líquidas, y de
esta manera, reducir el coste de capital. Siguiendo esta línea de argumentaciones,
Diamond y Verrechia (1991) muestran que las empresas pueden reducir su coste
de capital mediante la mejora de sus divulgaciones, lo que implica un aumento de
la liquidez de las acciones de la empresa y un incremento de la demanda de las
mismas por parte de los grandes inversores.
Otro posible beneficio de la divulgación de un mayor nivel de información por
parte de la empresa es una reducción del potencial riesgo de estimación que afecta
a la rentabilidad futura o pago de dividendos. Se entiende que los inversores
atribuyen un mayor riesgo sistemático a un activo del que se dispone poca
información que a un activo del cual hay más información disponible (Handa y
Linn (1993), Klein y Bawa (1976), Coles et a/.(1995), Clarkson et al. (1996))
Hay diversos estudios empíricos que se han centrado en los efectos de la
divulgación sobre el coste de capital de las empresas. Botosan (1997) muestra
que, entre las empresas con un bajo seguimiento de analistas, aquellas que
divulgan información de mayor calidad se ven beneficiadas con costes de capital
inferiores. En su análisis, Botosan (1997) se basa en una muestra de 115 empresas
y mide el coste de capital utilizando una versión del Modelo del Resultado
Residual. Botosan y Plumlee (2002b) estiman el coste de capital utilizando cuatro
métodos alternativos, y muestran que, una vez controlado el tamaño de la empresa
y la beta de mercado, una mayor divulgación está asociada a un menor coste de
capital. Hail (2002), basándose en una técnica de cálculo similar a la de Botosan
(1997), muestra que para una muestra de sección cruzada de 73 empresas no
financieras suizas, existe una relación negativa y significativa entre el coste de
capital de las empresas y su divulgación. Este resultado, además, se da de manera
general, incluso para aquellas empresas seguidas por un elevado número de
62
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
analistas. Leuz y Verrechia (2000) muestran que, incrementar la divulgación,
entendiendo el aumento de la divulgación como el paso de cumplir los GAAP
locales a los internacionales, implica una disminución en las horquillas de precios
y un mayor volumen de negociación, una vez controlados determinadas
características de la empresa. En esta línea, Welker (1995) también documenta
una relación negativa y significativa entre la divulgación, medida con el índice
AIMR, y las horquillas de precios de la empresa. Healy et al. (1999) muestra que
la rentabilidad de las acciones y la intermediación en el mercado de capitales
mejora cuando la divulgación voluntaria aumenta. Otros, como Marquardt y
Wiedman (1998) proporcionan evidencia acerca de la creencia de los directivos de
que aumentando la divulgación voluntaria se reduce la información asimétrica y,
consecuentemente el coste de capital.
Cuando nos centramos en la estimación del coste de capital podemos diferenciar
dos corrientes alternativas: por un lado encontramos estudios que se basan en
rentabilidades pasadas (estimaciones ex - post) y por otro lado, encontramos
también un gran número de trabajos que aproximan el coste de capital como la
tasa de rentabilidad que utiliza implícitamente el mercado para valorar a la
empresa (estimación ex - ante).
La utilización de una aproximación ex -post no está libre de críticas, y después de
numerosas revisiones del CAPM y del modelo de tres factores de Fama y French
(1997), se concluye que estas estimaciones del coste de capital son imprecisas. En
realidad, se identifican tres tipos de problemas potenciales asociados al uso de
rentabilidades pasadas para obtener la prima por riesgo: i) dificultades al
identificar el modelo correcto de valoración de activos, ii) imprecisión en las
estimaciones de los factores de descuento, iii) imprecisión en las estimaciones de
los factores de las primas por riesgo.
Este tipo de críticas han favorecido la aparición de variables proxy alternativas
para el coste de capital. Existen diversos estudios que adoptan la perspectiva ex -
ante, como Botosan y Plumlee (2002a), Gebhardt et al.(2001), Claus y Thomas
63
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
(2001) o Gode y Mohanram (2002)5. Estos estudios obtienen el coste de capital
implícito para cada empresa como la tasa interna de rentabilidad que iguala el
valor teórico de las empresas, calculado por algún modelo de valoración
multiperíodo, y el precio actual de la acción. Para llevar esto a cabo, es necesario
obtener los pronósticos de diversas variables contables (principalmente beneficios
y valor contable de los fondos propios) durante un periodo determinado y
establecer un valor terminal apropiado para capturar el valor de estas variables
contables más allá del horizonte de predicción. A pesar de que la metodología
general es la misma para todos los trabajos que adoptan la versión ex - ante, se
han propuesto diferentes fórmulas para el cálculo de la variable proxy del coste de
capital, dependiendo del modelo de valoración adoptado y de las hipótesis
realizadas acerca de su evolución futura y del valor terminal.
Guay et al. (2003) llevan a cabo un análisis comparativo de cuatro de los proxies
empíricos del coste de capital ex - ante y de la medida clásica ex - post del
modelo de tres factores de Fama y French (1997). Para realizar la comparación se
basan en la habilidad de cada una de las medidas para predecir rentabilidades a
uno, dos y tres años. A partir de una muestra de empresas norteamericanas en el
período comprendido entre 1982 y 2000, evidencian lo siguiente: a) la medida ex
-post de Fama y French (1997) no es capaz de predecir de forma significativa las
rentabilidades futuras y sufre de errores de estimación considerables, b) en media,
la medida propuesta por Gebhardt et al. (2001) se comporta relativamente mejor
que el resto de medidas ex - ante de cara a la predicción de rentabilidades futuras.
Por todos estos motivos, decidimos utilizar para nuestro estudio tan solo medidas
ex -ante del coste de capital.
Además, todos los estudios que han realizado análisis comparativos entre las
diversas variables proxy del coste de capital ex - ante muestran que todas ellas
5 Easton et al. (2002) también utilizan el modelo de valoración del resultado residual pero para
estimar simultáneamente el coste de capital esperado y la tasa de crecimiento.
64
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
están muy correlacionadas y que en la mayoría de casos las diferencias entre ellas
no son estadísticamente significativas6. Por tanto, entre las posibles medidas ex -
ante del coste de capital utilizamos para nuestro estudio dos: la medida que
proponen Gebhardt et al. (2001) y una media entre de nuevo la medida de
Gebhardt et al. (2001) y las tres medidas propuestas por Easton y Monahan
(2003).
3. DESARROLLO DE HIPÓTESIS Y DISEÑO DE LA INVESTIGACIÓN.
3.1 Desarrollo de las hipótesis
El problema de la selección adversa, asociado a las asimetrías de información, da
lugar a costes de transacción por la compra y venta de acciones. Las empresas que
afrontan una mayor información asimétrica, muestran menores niveles de liquidez
en sus acciones, y por tanto los potenciales compradores son más reacios a invertir
en ellas. Mejorar la calidad de la divulgación de la empresa reduce la información
asimétrica, y por tanto el problema de la selección adversa. Además, debería
suponer una mejora de la capacidad del inversor para predecir el crecimiento
futuro, y de esta manera reducir el riesgo y el componente de información
asimétrica del coste de capital de la empresa.
En consecuencia, y siguiendo esta línea de argumentaciones planteamos la
siguiente hipótesis:
Hi: Existe una relación negativa entre el coste de capital de la empresa y la
calidad de la información que ésta divulga en su informe anual.
6 Chen et al. (2004), Guay et al. (2003), Hail y Leuz (2003). Para un análisis detallado puede
consultarse el trabajo de Trombetta (2004).
65
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capitulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
Sin embargo, la relación existente entre la divulgación y el coste de capital, no
está del todo clara. Por ejemplo, Botosan (1997) no encuentra una relación
estadísticamente significativa entre ambas variables para la totalidad de su
muestra, en cambio, si que demuestra que la existencia de esta inversa asociación
entre divulgación y coste de capital se da para aquellas empresas poco seguidas
por los analistas. De este modo, nos planteamos que la hipótesis anteriormente
planteada puede depender en gran manera de la política contable seleccionada por
la empresa. La adopción de políticas contables agresivas puede parecer demasiado
arriesgada a los inversores y por tanto provocar un mayor nivel de divulgación por
parte de las empresas, que tratan de garantizar al mercado una buena proyección
futura. Por tanto, el mercado podría penalizar a aquellas empresas que adoptan
una política contable agresiva asignándoles un mayor coste de capital. Como
muestran Gietzmann y Trombetta (2003), la política contable seleccionada por la
empresa puede servir como mecanismo de señalización que afecte al coste de
capital. Las empresas con mejor perspectiva de futuro pueden diferenciarse de
aquellas con peores perspectivas mediante la elección de una política contable de
corte conservador. Por tanto, una política contable conservadora reduciría el coste
de capital de la empresa. Sin embargo, una vez que la fase de elección de la
política contable (señalización) ha tenido lugar, las empresas todavía pueden
ejercer alguna influencia sobre el coste de capital a través de las decisiones
relativas a la divulgación. Aquellas empresas que han seleccionado previamente
una política contable agresiva pueden tratar de reducir su coste de capital a través
de una mayor transparencia, mientras que las empresas que han optado por una
política contable conservadora pueden conformarse con el coste de capital que
muestran pensando que es suficientemente bajo y por tanto, prefieren evitar los
costes asociados a la divulgación de información.
De esta manera, la segunda hipótesis que proponemos para que sea objeto de
contraste es la siguiente:
66
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
H2: Existe una relación negativa entre el coste de capital y la calidad de la
información divulgada en el informe anual para aquellas empresas que han
adoptado una política contable agresiva, mientras que no existe relación entre
ambas variables para aquellas empresas que adoptan una política contable
conservadora.
3.2 Selección de la muestra y variables
3.2.1 Selección de la muestra
Inicialmente nuestra muestra se componía de todas las empresas no financieras
del Mercado Continuo español, para las cuales disponemos de los datos de calidad
de la divulgación entre los años 1998 y 2001 (ambos incluidos). Calculamos la
variable coste de capital a final de junio de los años 1999, 2000, 2001 y 2002,
respectivamente, porque consideramos que para esa fecha los informes anuales de
las empresas ya están disponibles para el mercado.
Excluimos de la muestra inicial todas aquellas empresas para las cuales alguno de
los datos necesarios para la obtención de las estimaciones del coste de capital,
como por ejemplo, la predicción de beneficios por acción de los analistas, no se
encuentra disponibles.
Por último, eliminamos también de la muestra todas aquellas observaciones para
las cuales nos falta alguna de las variables necesarias, bien para el análisis
empírico, o bien para la estimación de los ajustes por devengo discrecionales. Los
detalles acerca de la selección de la muestra aparecen en la Tabla 1.
Finalmente, la muestra definitiva se compone de 250 observaciones empresa-año,
correspondientes al periodo comprendido entre 1998 y 2002.
Dado que la misma empresa puede aparecer en uno o más años del periodo objeto
de análisis podemos experimentar un problema de dependencia temporal.
67
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
Tratamos de hacer frente a esta situación llevando a cabo regresiones año a año y
agregando posteriormente los resultados basándonos en la metodología propuesta
por Fama y Macbeth (1973).
El mercado español representa un caso interesante de estudio, debido al veloz
proceso de modernización que ha experimentado en los últimos años. El alcance
de este cambio se ve reflejado, entre otros, en algunos hechos como los que
comentaremos a continuación.
En términos de capitalización de mercado, la tasa de crecimiento medio anual
entre 1991 y 2001 ha sido del 21%. Por tanto, el mercado en 2001 era seis veces
mayor que lo era en 1991.
TABLA 1
Proceso de Selección de la Muestra
Muestra inicial
Instituciones financieras
Observaciones perdidas para el
coste de capital
Observaciones perdidas para el
resto de variables
MUESTRA FINAL
2002
121
21
31
6
63
2001
124
20
25
15
64
2000
117
20
33
18
46
1999
158
26
31
24
77
Total
520
87
120
63
250
Percent
100%
16.7%
23.1%
12.1%
48.1%
Todavía más interesante es la evolución en la distribución de las acciones. En
1992, el 16.64% de las acciones que cotizaban estaban en manos del Estado, tan
solo un 1.65%o correspondía a fondos de inversión y un escaso 1.12% pertenecía a
otras empresas no financieras. En 2001, debido al proceso de privatización, las
acciones que pertenecían al Estado disminuyeron hasta situarse en torno al 0.21%,
mientras que el porcentaje de participación de otras empresas no financieras
68
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
alcanzó un nivel del 21.73%. Además, la participación de los fondos de inversión
creció hasta situarse en el 4.86%. Finalmente, la participación de inversores
extranjeros también ascendió de manera considerable, pasando de un nivel del
30.61% en 1991 al 35% en 2001.
En un mercado que está sufriendo tal crecimiento, los aspectos relacionados con
factores determinantes del coste de capital, adquieren una importancia
fundamental, dado que el número de inversores tanto privados, como
institucionales y extranjeros que adquieren acciones es muy elevado. Por esta
razón, parece bastante probable que la importancia de la investigación
fundamental y de la transparencia en la valoración haya aumentado.
Por otro lado, el español es todavía un mercado donde un grupo de "familias"
controlan casi el 28% de las acciones. Por tanto, no parece tan obvio que la
divulgación tenga un papel vital en la determinación del coste de capital, en un
mercado donde un número considerable de transacciones todavía se negocian de
manera personal.
De esta manera, si detectáramos que la calidad de la divulgación desempeña un
papel determinante en un mercado con estas características, entones cabría esperar
que ésta ejerza todavía una influencia mayor en otros mercados más desarrollados.
La elección de la política contable la consideramos una variable clave que debe
ser considerada cuando tratamos de estudiar los rendimientos de una empresa, y
en particular, cuando nos centramos en la estrategia de comunicación financiera
de la misma. Givoly y Hayn (2000) afirman que existe evidencia que pone de
manifiesto que las empresas se han vuelto más conservadoras en los últimos años.
García y Mora (2004) proporcionan evidencia a favor de la existencia de
conservadurismo en Europa, tanto en el balance como en los beneficios. Afirman
a su vez, que en España, al igual que en el resto de los países continentales, es más
destacada la existencia de conservadurismo en el balance.
69
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
En primer lugar, a modo de comprobación preliminar, pretendemos determinar la
existencia de conservadurismo en nuestra muestra, y para ello contrastamos la
magnitud de la reacción de los beneficios ante buenas y malas noticias.
Utilizamos la regresión inversa de Basu (1997), tomando rentabilidades anuales
negativas y positivas como variable proxy de malas y buenas noticias
respectivamente. Basu (1997) afirma que bajo un ambiente de conservadurismo,
los beneficios son más sensibles o reaccionan con mayor rapidez ante la
publicación de "malas" noticias. Para contrastar esta idea, propone el siguiente
modelo:
X,/Pt.,= a + /?1D+/?2Rt+/#5DRt + ¿? (1)
donde,
• X, son los beneficios por acción antes de impuestos
• Pt-¡ es el precio de la acción al principio del periodo
• R, es la rentabilidad de la empresa en el periodo comprendido entre los 9
meses anteriores al final del ejercicio t hasta los 3 meses posteriores a su
cierre
• D es una variable dicotómica cuyo valor es 1 en el caso de que hayan
malas noticias (esto es, la rentabilidad es negativa o cero) y 0 en caso
contrario.
El coeficiente del término de interacción,/?3, mide el diferencial en cuanto a
sensibilidad de los beneficios ante malas noticias. Por tanto, podremos afirmar
que existe conservadurismo en los beneficios para el caso español, si éste es
significativamente positivo.
Los resultados obtenidos al estimar la regresión inversa de Basu (1997) se
muestran en la Tabla 2. Efectivamente, tenemos evidencia empírica de la
existencia de conservadurismo en los beneficios, puesto que el coeficiente del
70
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
término de interacción/?3, es 0.13, y es estadísticamente significativo a un nivel
del 1%.
La existencia de ambos tipos de conservadurismo y el proceso de modernización y
crecimiento experimentado por el mercado español, nos proporciona un
interesante contexto en el que analizar las consecuencias que la calidad de la
divulgación y la política contable tienen en el coste de capital de las empresas.
TABLA 2
Conservadurismo en los Beneficios: Basu (1997)
X,/Pt.i= a + /?! D + /32 Rt + /?3 DR, + s
Constante /?,
Coeficiente 0.08 0.01 -0.01 0.13
P-valor (0.00)*** (0.56) (0.63) (0.00)***
R2Aj. F-statistic
0.11
(0.00)***
Notas: Xt son los beneficios por acción antes de impuestos, Pt-1 es el precio de la acción al principio del periodo, Rt es la rentabilidad de la empresa en el periodo comprendido entre los 9 meses anteriores al final del ejercicio t hasta los 3 meses posteriores a su cierre, D es una variable dicotómica cuyo valor es 1 en el caso de que hayan malas noticias (esto es, la rentabilidad es negativa o cero) y 0 en caso contrario.
3.2.2 Estimación del coste de capital
El coste de capital es la variable dependiente de nuestro modelo. Como se ha
señalado anteriormente, vamos utilizar dos medidas alternativas ex - ante del
coste de capital, ambas basadas en los pronósticos de beneficios de los analistas.
En primer lugar, utilizaremos la medida propuesta por Gebhardt et al. (2001),
basada en el Modelo del Resultado Residual. De acuerdo con este modelo, el
71
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
precio de la acción puede ser expresado como el valor en libros de los fondos
propios, más una suma infinita de resultados residuales descontados:
P=bvt+fX,+< rbv'^ (2) ' ' tí (1 + rY
donde
• Pt es el precio de cierre en el momento t
• Bvt es el valor contable de los fondos propios en el momento t
• Xt son los beneficios en /
• r es el coste de capital
Sin embargo, por requerimientos de carácter práctico, necesitamos definir un
período de pronóstico explícito. Además, debemos determinar un "valor
terminal", es decir, una estimación del valor de la empresa posterior al período
explícito de pronóstico.
De acuerdo con la metodología propuesta por Gebhardt et al. (2001), utilizamos
un procedimiento en tres etapas para obtener el valor intrínseco: 1) En primer
lugar, utilizamos pronósticos explícitos de beneficios para los tres primeros años,
2) En segundo lugar, obtenemos los pronósticos de beneficios a través de una tasa
lineal de crecimiento/decrecimiento del ratio ROE del año t+3 al ROE medio del
mercado en el año t+T, 3) Por último, consideramos el último resultado residual
como perpetuo para calcular el "valor terminal".
Obtenemos por tanto la siguiente estimación en un horizonte finito y con un valor
terminal para cada una de las empresas:
p =bv | V X¡+T ~ r¿Vt+T-\ , y Xt+r ~ rebVl+r-\ |
X,+13 ~rJ3Vt*\l Q\ (\ + re)
T % (l + rj re(JL + re)12
72
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
donde,
•P tes el precio de cierre en el momento t
• xl+z consenso del pronóstico de los analistas para obtener predicciones de
los beneficios por acción a uno, dos y tres años7. A partir del año t+3 y hasta
t+12 las predicciones de beneficios se obtienen a través de una tasa lineal de
crecimiento/decrecimiento del ROE en t+3 al ROE medio del mercado.
Como ROE medio de mercado consideramos la mediana de los ROEs de las
empresas de nuestra muestra en los últimos 5 años.
• ¿v,+res el valor contable futuro esperado de los fondos propios en el
momento t+ z, asumiendo la relación del excedente limpio. Los dividendos
netos futuros esperados para el periodo (t+r -1, t+ r ) se obtienen utilizando
el ratio medio dzpayout de la empresa en los últimos 5 años.
La anterior relación, la resolvemos a través de un proceso iterativo de manera que
obtenemos una estimación del coste de capital ex - ante condicionada a la
información actualmente disponible. A esta estimación la llamaremos rriv.
Una vez obtenida la estimación del coste de capital utilizando la metodología
propuesta por Gebhardt et al. (2001), y utilizando los mismos datos, calculamos
otras tres estimaciones ex - ante.
Estas tres medidas alternativas del coste de capital se basan en el modelo de
valoración desarrollado por Ohlson y Juetter- Nauroth (2001), también conocido
como Abnormal Earnings Growth Valuation Model. La fórmula de valoración
general de este modelo es la siguiente:
7 Estos datos los obtenemos de la base de datos JCF Quant.
8 Utilizamos el programa Mathematica©
9 En el Anexo del capítulo se muestra un ejemplo del cálculo de rriv para una empresa concreta.
73
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
p = * ,+i | yx'^+rd'+^ - ( l + r)x,+r_, = x,+1 | & CBAt+r
" 7* r r ~2r(\ + r)T
Todas las variables se definen igual que antes, excepto dlt que es la tasa de reparto
de dividendos en el momento t, y CBA, que es la tasa de crecimiento de los
beneficios anormales.
Partiendo de esta fórmula de valoración general, cada una de las tres variables
proxy se obtiene realizando ciertas asunciones que restringen los parámetros del
modelo10. Las expresiones correspondientes para cada una de las tres medidas son
las siguientes:
a) Price to Forward Earnings model (PEF)
•~ ( r .+D 2 - 1 ()
b) Price to Earnings Growth model (PEG)
Pt = X,+2 X'+l (6)
' (ref
c) Modified Price to Earnings Growth models (MPEG)
p _ Xt+2 + re"(+l Xl+\ /n\
(O2 l }
A las estimaciones del coste de capital obtenidas a partir de las ecuaciones (5), (6)
y (7) las llamaremos rpef, rpeg y rmpeg respectivamente.
10 Dado que el objetivo de nuestro trabajo no es contrastar las propiedades específicas de las tres
estimaciones, no mostramos la derivación específica de cada una de las tres expresiones. Si el
lector está interesado puede acudir a Easton y Monahan (2004) o Chen et al. (2004).
74
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
Finalmente, calculamos la media de nuestras cuatro estimaciones (rr¡v, rpef, rpeg,
rmpeg) y la llamamos ravrg.
TABLA 3
Estadísticos Descriptivos de las Estimaciones del Coste de Capital
Panel A:Estadísticos Descriptivos de las Estimaciones del Coste de Capital
Percentil
Variable
r riv r pef r_peg
r_mpeg r_avrg
N
250 247 250 250 250
Media
9.41 8.16 10.40 12.70 10.14
Min
1.52 0.33
0 0
2.52
Qi
7.05 5.35 7.48 8.94 7.39
Q2
8.68 7.35 9.67 10.91 9.00
Q3
10.62 9.87 12.19 13.84 11.67
Max
85.96 26.38 43.38 79.42 34.08
Desviación
Estándar
6.27 4.26 6.21 8.55 4.73
Panel B: Coeficientes de Correlación de Spearman entre las Estimaciones del Coste de Capital.
Variable r nv r_pef r_peg r_mpeg
r_pef r_peg
r_mpeg r_avrg
0.81*** 0.53*** 0.54*** Q 77** *
0.54*** 0.72***
Q QQ***
0.84*** 0.92 * * *
Notas: r_riv es la estimación del coste de capital obtenida a partir del modelo de Resultado Residual, r_pef es la estimación obtenida a partir del modelo Price to Forward Earnings, r_peg deriva del modelo Price to Earninag Growth, r_mpeg se obtiene a partir del modelo Modified Price to Earninag Growth. Estas tres estimaciones se obtienen en base a restricciones sobre los parámetros de la fórmula general del modelo de valoración Abnormal Earnings Growth. Por último, r_avrg es la media aritmética de las 4 estimaciones anteriores.
En la Tabla 3 se muestran tanto los estadísticos descriptivos como los coeficientes
de correlación de las estimaciones del coste de capital. La correlación entre las
cinco estimaciones es siempre significativa y positiva. Este resultado, en línea con
la literatura previa, confirma la idea de que a pesar de que los valores absolutos de
las distintas estimaciones pueden ser bastante diferentes, la elección de una
75
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capitulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
estimación particular en lugar de otra, no debe afectar de una manera significativa
a los resultados del análisis. Este es nuestro caso, y para lograr una mayor
brevedad y concisión mostraremos únicamente los resultados para las
estimaciones que hemos denominado rrjv y ravrg.
3.2.3 Datos de divulgación
Nuestra variable proxy de la calidad de la divulgación se basa en los datos que
regularmente pública una revista de negocios ^'Actualidad Económica'1''). Ésta,
estudia cada año los informes anuales de las empresas que cotizan en el Mercado
Continuo español. Un grupo de expertos se encarga de asignar puntuaciones a
determinados parámetros, con el objetivo de lograr una puntuación que valore la
calidad de la información proporcionada en el informe anual. Entre los parámetros
que se puntúan encontramos: datos históricos, cuenta de resultados analítica,
composición del accionariado, porcentaje de acciones en manos de los directivos,
orden y claridad del informe, diseño, número de ramas, remuneración de los
directivos, rentabilidad de las acciones, evolución del mercado, información on-
line .
A cada uno de los parámetros que se valoran se le asigna una puntuación. Con
estas puntuaciones creamos nuestra medida de calidad de la divulgación, como la
suma de puntos obtenidos dividido por la puntuación total. Por ejemplo, CEPSA
en el año 2000 recibe una puntuación de 54, y como la puntuación máxima que se
puede alcanzar es 100, el índice de calidad de divulgación para esta empresa es de
0.54.
Al contrario de lo que ocurre con las puntuaciones AIMR12 que utilizan
numerosos estudios americanos, en nuestro caso, las puntuaciones de los informes
11 La lista completa de parámetros se muestra en el Apéndice de la Tesis.
12 Las puntuaciones asignadas por Association for Investment Management and Research (AIMR)
son llevadas a cabo por el Corporate Information Committee (CIC), tienen como objetivo valorar
76
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capitulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
anuales para todas las empresas incluidas en la muestra, son siempre llevadas a
cabo por el mismo grupo de expertos. Además, la lista de parámetros valorados es
también la misma para la muestra completa analizada. Esto garantiza consistencia
entre empresas e industrias.
3.2.4 Política contable
Nuestro objetivo es diferenciar aquellas empresas que están llevando a cabo una
política contable más agresiva de aquellas que aplican una de corte más
conservador. Esta diferenciación la realizamos de dos formas alternativas.
En primer lugar, y en línea con Gietzmann y Ireland (2004), utilizamos el Modelo
de Jones Modificado de Dechow, Sloan y Sweeney (1995) para obtener los ajustes
por devengo discrecionales para cada empresa, utilizando los datos contables que
proporciona la base de datos COMPUSTAT13.
Partiendo de los ajustes por devengo o accruals totales (TA), que se definen como
la diferencia entre el resultado ordinario y el flujo de caja de las operaciones,
obtenemos los ajustes por devengo discrecionales (DA), a través de la
modelización del componente no discrecional de los accruals totales (NDA).
tanto la cantidad como la calidad de la información divulgada por las empresas norteamericanas.
Para ello, se crea un subcomité para cada sector, integrado por, aproximadamente 13 analistas, que
se responsabilizan de analizar y puntuar las prácticas de divulgación de las empresas de su sector.
Para estandarizar el proceso de evaluación, el CIC confecciona una lista de criterios que cada uno
de los subcomités debe utilizar para valorar la revelación de las empresas. Finalmente se
proporcionan puntuaciones generales para las empresas y rankings por industrias. Entre el gran
número de estudios que utilizan este índice como medida de divulgación podemos citar los de
Welter (1995) o Healy et al. (1999)
13 Givoly y Hayn (2000) también diferencian entre empresas conservadoras y agresivas basándose
en los ajustes por devengo.
77
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capitulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
Siguiendo el Modelo de Jones Modificado propuesto por Dechow et al. (1995)
calculamos en primer lugar los ajustes por devengo totales (TA) según la ecuación
(8):
TAt = A (CA,- CASHt) - A (CL,- CBORRt) - DEPN, (8)
donde,
• CA es el activo circulante
• CASH es el dinero en efectivo y equivalentes
• CL es el pasivo circulante
• CBORR es la porción circulante de la deuda a largo plazo
• DEPN es depreciación y amortización
Todos estos datos nos los proporciona la base de datos COMPUSTAT. Una vez
que hemos obtenido los ajustes por devengo totales (TA), estimamos la siguiente
regresión por mínimos cuadrados ordinarios (MCO) para los ajustes por devengo
no discrecionales (NDA):
NDA,=PX
donde,
ASSETS,_, j + /32
&REV, AREC,
ASSETS,_{ ASSETS,^, + /?3
yASSETS,_ly/ + £, (9)
• ASSETS es el activo total
• REV es la cifra de ventas
• PPE es el activo fijo
• REC son los derechos de cobro.
Una vez obtenidos los coeficientes de esta regresión, obtenemos los ajustes por
devengo discrecionales (DA) como diferencia entre los ajustes por devengo
totales (TA) y los no discrecionales (NDA), esto es:
78
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
TA. í i A
ASSETS,^
1 ASSETS,,, j
( «nzrT/ A n r - ^ A
,„„„„„ n á n n T , „ n n ASSETS ASSETS, AREV, AREC,
?,_, ASSETS,^ j
r
ASSETS ,^ j
(10)
Finalmente, hemos definido esta primera medida de política contable de la
empresa como una variable dicotómica cuyo valor es 1 para aquellas empresas
cuyos ajustes por devengo discrecionales (DA) son positivos (consideradas
agresivas) y 0 para aquellas empresas que sean clasificadas como conservadoras
(las que muestren DA negativos).
La segunda alternativa que hemos considerado para diferenciar a las empresas
entre agresivas y conservadoras, se basa en una medida de construcción propia.
Para llevarla a cabo, nos hemos centrado en determinados aspectos contables que
consideramos que pueden ser objeto de manipulación por parte de los directivos,
con el objetivo de afectar al resultado del ejercicio. En particular, fijamos nuestra
atención en las cuentas referentes a cuatro tipos de provisiones: las provisiones
para riesgos y gastos del grupo 1 del actual PGC, las provisiones por depreciación
de existencias del grupo 3, las provisiones por depreciación de valores
negociables del grupo 2 y las provisiones por operaciones de tráfico del grupo 4.
Para cada empresa y año, el valor de cada una de estas provisiones lo dividimos
respectivamente por pasivo total, existencias, activos financieros y derechos de
cobro. Posteriormente obtenemos la mediana de cada uno de estos ratios para cada
año. Finalmente creamos una variable dicotómica cuyo valor es 0 si 3 o 4 de los
ratios estimados para la empresa se sitúan por encima del valor de la mediana y 1
en caso contrario (si menos de 3 ratios se sitúan por encima de la mediana).
La idea sobre la cual basamos la confección de esta variable es la siguiente: las
empresas cuyos ratios de provisiones muestran valores altos pueden estar más
79
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
interesadas en reducir la cifra de beneficios que aquellas empresas con menores
valores en sus ratios de provisiones, y esto puede interpretarse como una política
contable de corte más conservador. Para la creación de esta medida hemos
considerado diferentes conceptos del informe anual, pero la selección definitiva,
descrita con anterioridad, se compone de aquellas cuentas que pensamos que son
las más susceptibles de ser utilizadas de manera discrecional por parte de los
directivos. La principal ventaja de esta medida es, en nuestra opinión, que se
obtiene directamente del informe anual, al contrario que otras alternativas
indirectas como por ejemplo el Modelo de Jones (1991) o el Modelo de Jones
Modificado propuesto por Dechow, Sloan y Sweeney (1995) que proporcionan los
ajustes por devengo.
Por tanto, en nuestro estudio realizamos la distinción entre empresas agresivas y
conservadoras a partir de estas dos medidas alternativas, y con ambas obtenemos
resultados bastante similares que se mostrarán a continuación.
3.2.5 Otras variables independientes
El coste de capital ex - ante es simplemente una aproximación empírica de un
concepto inobservable como es el coste de capital. Una forma de justificar la
validez de esta medida, es estudiar la relación que muestra con otras variables que
representan factores de riesgo de la empresa, como hacen por ejemplo Botosan y
Plumlee (2002a), Gebhardt et al. (2001), Hail (2002) y Chen et al. (2004). Para la
elección de estas variables de control nos basamos en la selección que utilizan
dichos estudios previos.
En concreto, las medidas de riesgo que incluimos en nuestro análisis son las
siguientes:
80
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
i) Nivel de endeudamiento
El coste de capital de una empresa debería incrementar con la cuantía de la deuda
que forma parte de su estructura de capital, ya que el nivel de deuda incrementa la
volatilidad de los beneficios futuros. Diversos trabajos empíricos como Hail
(2002), Botosan y Plumlee (2002a) o Gebhardt et al. (2001), demuestran esta
relación positiva. Sin embargo, si el nivel de endeudamiento es visto como una
noticia positiva o negativa por los inversores, no está demasiado claro desde el
punto de vista de las asimetrías de información.
Como medida de endeudamiento de mercado consideramos el ratio pasivo
exigible dividido por la capitalización de mercado. Los datos se obtienen de la
base de datos COMPUSTAT.
ii) Beta
El CAPM {Capital Asset Pricing Model) sugiere que la beta de mercado de una
acción debería estar positivamente correlacionado con su coste de capital. Sin
embargo, la literatura previa no ha podido demostrar esta relación de manera
consistente. Es el caso por ejemplo de Gebhardt et al. (2001), mientras que otros
como Hail (2002) confirman la esperada relación positiva para el mercado suizo.
Obtenemos la beta de cada acción a partir de un Modelo de Mercado para los 60
meses anteriores al mes t, requiriendo al menos, 12 rentabilidades mensuales.
iii) Tamaño
El tamaño de la empresa puede ser considerado como una variable proxy de la
disponibilidad de información, ya que el nivel de información disponible es
superior para las empresas grandes que para las pequeñas. Conforme aumenta el
nivel de información divulgado por la empresa, los inversores perciben los
beneficios futuros con menos riesgo, y esto implica una reducción del coste de
81
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capitulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
capital. Esta relación, esperamos que sea aún más fuerte en un mercado todavía en
proceso de desarrollo, como es el caso del mercado español. Por tanto, esperamos
que las empresas de mayor tamaño tengan un menor coste de capital que aquellas
más pequeñas. Como variable proxy del tamaño consideramos el logaritmo de la
capitalización de mercado.
4. ANÁLISIS EMPÍRICO
4.1 Coeficientes de correlación
En la Tabla 4 se muestran los estadísticos descriptivos de las variables de control
y los coeficientes de correlación entre variables dependientes e independientes.
Podemos observar, como esperábamos, que la variable calidad de divulgación,
está negativamente correlacionada con las dos variables proxy del coste de capital
consideradas. Este resultado proporciona una primera evidencia a favor de la
hipótesis Hi: el coste de capital ex - ante decrece conforme aumenta el nivel de
calidad de la divulgación
Además, el coste de capital está positivamente relacionado con el nivel de
endeudamiento, y de manera inversa con el tamaño de la empresa. Estos
resultados proporcionan validez a nuestras medidas de coste de capital. Sin
embargo, no encontramos correlación significativa entre nuestra medida de riesgo
(Beta) y el coste de capital.
4.2 Análisis multivariante
4.2.1 Modelo "Clásico"
Como hemos puesto de manifiesto cuando realizábamos la descripción de nuestra
muestra, muchas de las empresas que la componen se incluyen más de un año.
82
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
Esta es la razón por la cual, además de las regresiones MCO ordinarias en pool u
observaciones empresa-año, también llevamos a cabo regresiones anuales que nos
permitan obtener los coeficientes y estadísticos t según la metodología propuesta
por Fama y MacBeth (1973).
TABLA 4 Estadísticos Descriptivos para las Variables de Control
Panel A: Estadísticos Descriptivos
Variable
Disc
Beta
Leverage Lnmkvalue
N
250
250
250 250
Media
0.60
0.86
0.49 6.44
Min
0.17
0.12 0
2.83
Percentil
Qi
0.53
0.41
0.10 5.11
Ch
0.61
0.83
0.33 6.41
Q3
0.69
1.25
0.70 7.60
Max
0.93
4.59
4.21 11.28
Desviación
Estándar
0.14
0.66
0.58 1.72
Panel B: Coeficientes de Correlación de Spearman
Variable
r_avrg Disc Beta
Leverage Lnmkvalue
r_riv
Q 77*** -0 19***
-0.07 0 44*** -0.46***
r_avrg
-0.20*** 0.05
0.31*** -0.38***
Disc
0.01 0.05
Q 4Q***
Beta
-0.05 -0.23***
Leverage
-0.10
Notas: r r iv es la estimación del coste de capital obtenida a partir del Modelo del Resultado Residual. Ravrg, es la media de las cuatro estimaciones obtenidas del coste de capital, esto es, rriv, r_pef, r_peg y r_mpeg.DISC es nuestro índice de calidad del informe anual obtenido para los años 1998,1999, 2000 y 2001 .BETA se obtiene a partir de un Modelo de Mercado para los 60 meses anteriores al mes t, requiriendo al menos, 12 rentabilidades mensuales, dentro del período comprendido entre el 30 de Junio de 1999 y el 30 de Junio de 2002. LEVERAGE es el ratio deuda total entre la capitalización de mercado al principio de cada año. LNMKVALUE es el logaritmo neperiano de la capitalización de mercado al principio de cada año.
83
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
En primer lugar, realizamos la siguiente regresión "clásica" del coste de capital
sobre la calidad de la divulgación y otras variables de control, con el fin de
contrastar la hipótesis Hi:
r, = a + P,DISC,_, + p2BETA, + P¿EVt_x + PALNMKVAL,_, +e, (11)
donde,
• rt es nuestro proxy del coste de capital (rr¡v, raVrg)
DISCt es el índice anual de calidad de la información divulgada en el
informe anual
• BETAt es la beta de mercado
• LEVt es el ratio de endeudamiento
• LNMKVALt es el logaritmo de la capitalización de mercado
La tabla 5 muestra los resultados de la estimación de la anterior regresión. En
primer lugar, podemos confirmar de nuevo las relaciones previstas de ambas
medidas del coste de capital ex - ante con las variables independientes. Los
coeficientes obtenidos tanto con la muestra completa (todas las observaciones
empresa-año) como con la metodología de Fama y MacBeth (1973), corroboran
que el coste de capital está significativamente relacionado con las variables
tamaño y nivel de endeudamiento. En la literatura previa sobre coste de capital, se
ha mostrado en numerosas ocasiones que estos dos factores tienen un efecto sobre
dicha variable. Nuestra medida de riesgo, beta, no es significativa, pero de nuevo
esta conclusión sigue la línea de los estudios previos, en los cuales los resultados
acerca de si la beta de mercado puede ser considerado un factor determinante del
coste de capital son mixtos.
Con respecto a la hipótesis Hi los resultados son dispares. La calidad de la
divulgación muestra el esperado coeficiente negativo en todas las regresiones,
pero el único caso en que éste es significativo se observa en la regresión completa
(observaciones empresa-año) en la que como variable dependiente consideramos
84
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capitulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
la medida de coste de capital que hemos denominado rr¡v. En el resto de
regresiones el coeficiente no es significativo.
Por tanto, rechazamos la hipótesis Hi ya que nuestros primeros resultados no
muestran una clara relación inversa entre la calidad de la divulgación y el coste de
capital.
Sin embargo, tal y como proponen de manera teórica Gietzmann y Trombetta
(2003), el coste de capital podría estar determinado conjuntamente por la calidad
de la divulgación y por la política contable seleccionada por la empresa.
Las empresas que llevan a cabo una política contable agresiva, pueden parecer a
los inversores demasiado "arriesgadas", de manera que el mercado podría
penalizarlas cargándoles un coste de capital superior. De esta manera, cabría
esperar que las empresas conservadoras muestren un coste de capital inferior al de
las agresivas. Esta situación, sin embargo, podría inducir a este tipo de empresas a
proporcionar mejor información al mercado, con el objetivo de reducir el efecto
negativo que la elección de una política contable agresiva ejerce sobre el coste de
capital. Por tanto, aquellas empresas cuya política contable pueda ser considerada
como agresiva, podrían reducir su coste de capital aumentando la calidad de la
información que divulgan. Este es el argumento teórico que subyace tras nuestra
hipótesis H2.
Para realizar el contraste de esta hipótesis, nos basaremos de nuevo en la regresión
(11) pero esta vez diferenciando entre dos submuestras: una, compuesta por las
empresas que hemos clasificado como agresivas y la otra, constituida por las
empresas conservadoras. A la hora de realizar esta distinción en función de la
política contable seleccionada por la empresa, se nos presentan dos vías
alternativas, ya que dicha variable la hemos aproximado, como hemos comentado
anteriormente, a través de dos procedimientos distintos: por un lado basándonos
en los ajustes por devengo discrecionales que proporciona el Modelo de Jones
85
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
Modificado, y por otro a través de nuestra propia medida de política contable,
obtenida a partir de diversos ratios de provisiones.
TABLA 5 MODELO "CLÁSICO"
n=250 (estadístico t entre paréntesis)
Pool
Variable r riv r avrg
Dependiente
14.61 17.05 Constante
(7.35)*** (11.53)***
-5.24 -2.85 Disc
(-1.86)* (-1.36)
0.67 -0.22 Beta
(1.21) (-0.53)
3.28 1.73 Leverage
(5.19)*** (3.68)***
-0.66 -0.91 LnMkvalue
(-2.77)*** (-5.15)***
R2 0.18 0.20
P(F-Stat) (0.00) (0.00)
Fama y McBeth (1973)
r_riv r_avrg
13.93 17.19
(11.66)*** (6.49)***
-5.06 -0.67
(-0.83) (-0.28)
1.55 1.10
(1.19) (0.68)
5.27 2.39
(1.53)* (2.24)**
-0.80 -1.14
(-11.83)*** (-3.21)***
0.38 0.27
Notas: : rr iv es la estimación del coste de capital obtenida a partir del Modelo del Resultado Residual. Ravrg, es la media de las cuatro estimaciones obtenidas del coste de capital, esto es, rriv, r_pef, r_peg y r_mpeg. DISC es nuestro índice de calidad del informe anual obtenido para los años 1998,1999, 2000 y 2001 .BETA se obtiene a partir de un Modelo de Mercado para los 60 meses anteriores al mes t, requiriendo al menos, 12 rentabilidades mensuales, dentro del período comprendido entre el 30 de Junio de 1999 y el 30 de Junio de 2002. LEVERAGE es el ratio deuda total entre la capitalización de mercado al principio de cada año. LNMKVALUE es el logaritmo neperiano de la capitalización de mercado al principio de cada año. Utilizamos la metodología de Fama y MacBeth (1973) para hacer frente al posible problema de dependencia temporal. Los coeficientes de los parámetros se obtienen como la media aritmética de los coeficientes obtenidos a partir de las regresiones anuales. Los estadísticos t son los ratios de la media de los coeficientes estimados dividido entre el cociente de la desviación estándar de los coeficientes obtenidos a partir de las regresiones anuales entre la raíz cuadrada del número de años.
86
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
4.2.1.1 Análisis de submuestras a partir de los ajustes por devengo discrecionales.
En la tabla 6 y 7 mostramos los resultados de estimar nuevamente la anterior
regresión, para cada una de las dos submuestras de empresas agresivas y
conservadoras, respectivamente. Dicha distinción, como se ha comentado
previamente, se basa en este caso en el signo de los ajustes por devengo
discrecionales que proporciona el Modelo de Jones Modificado: aquellas
empresas que presentan accruals positivos, en este caso 109, son consideradas
agresivas, mientras aquellas que los muestren negativos, un total de 141, son
clasificadas como conservadoras.
Como podemos observar, el mismo modelo se comporta de manera bastante
distinta dependiendo de cada muestra. En el caso de la submuestra de empresas
agresivas (tabla 6), los determinantes clásicos del coste de capital son menos
significativos que en los casos en los que incluíamos la muestra completa (es
decir, sin diferenciación en función de su política contable) o de la submuestra de
empresas conservadoras. Pero por otro lado, la variable calidad de la divulgación
muestra siempre el esperado coeficiente negativo, que es significativo en tres de
los cuatro casos. Solo en el caso de la regresión por Fama y McBeth para la
variable dependiente rriV el estadístico t es demasiado bajo.
Si nos centramos en la submuestra de empresas conservadoras (tabla 7),
observamos que las variables que se han venido considerando como determinantes
clásicos del coste de capital (LEV y LNMKVAL) son siempre significativas y
muestran el signo esperado, mientras que la variable calidad de divulgación nunca
es significativa e incluso, en tres de los cuatro casos muestra un coeficiente
positivo.
Estos primeros resultados muestran una primera evidencia a favor de la hipótesis
H2. La calidad de la divulgación reduciría el coste de capital de aquellas empresas
87
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
TABLA 6 SUB-MUESTRA DE EMPRESAS AGRESIVAS
(Basadas en los ajustes por devengo) (estadístico t entre paréntesis)
Pool Fama y McBeth (1973)
Variable
Dependiente
Constante
Disc
Beta
Leverage
LnMkvalue
R2
P(F-Stat)
r_nv
17.42 (494)***
-11.78
(-2.21)**
-0.52
(-0.54)
4.35
(4.07)***
-0.40
(-0.82)
0.19
(0.00)
r_avrg
16.52
(8.75)***
-7.93
(-2.77)***
0.18
(0.36)
1.44
(2.51)**
-0.47
(-1.81)*
0.20
(0.00)
r_nv
19.25
(3.26)***
-8.54
(-1.39)
-3.36
(-0.83)
8.44
(1.24)
-0.72
(-2.61)***
0.46
r_avrg
15.82
(5.66)***
-5.26
(-2.17)**
0.99
(0.35)
3.02
(1.38)
-0.56
(-2.12)**
0.35
Notas: r r iv es la estimación del coste de capital obtenida a partir del Modelo del Resultado Residual. R_avrg, es la media de las cuatro estimaciones obtenidas del coste de capital, esto es, rriv, r_pef, r_peg y rtnpeg. DISC es nuestro índice de calidad del informe anual obtenido para los años 1998,1999, 2000 y 2001 .BETA se obtiene a partir de un Modelo de Mercado para los 60 meses anteriores al mes t, requiriendo al menos, 12 rentabilidades mensuales, dentro del período comprendido entre el 30 de Junio de 1999 y el 30 de Junio de 2002. LEVERAGE es el ratio deuda total entre la capitalización de mercado al principio de cada año. LNMKVALUE es el logaritmo neperiano de la capitalización de mercado al principio de cada año. Utilizamos la metodología de Fama y MacBeth (1973) para hacer frente al posible problema de dependencia temporal. Los coeficientes de los parámetros se obtienen como la media aritmética de los coeficientes obtenidos a partir de las regresiones anuales. Los estadísticos t son los ratios de la media de los coeficientes estimados dividido entre el cociente de la desviación estándar de los coeficientes obtenidos a partir de las regresiones anuales entre la raíz cuadrada del número de años.
88
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
que adoptan una política contable de corte agresivo, pero no tendría ningún efecto
en las compañías que se deciden por una política contable más conservadora.
A continuación, repetimos el análisis, esta vez realizando la clasificación entre
empresas agresivas y conservadoras en base a nuestra propia medida.
4.2.1.2 Análisis de submuestras a partir de los ratios de provisiones.
Las tablas 8 y 9 muestran los resultados de estimar de nuevo la ecuación (11)
diferenciando entre empresas agresivas y empresas conservadoras, pero en esta
ocasión, para dicha distinción, nos basamos en nuestra propia medida de política
contable.
Para la construcción de esta variable, tal y como hemos comentado con
anterioridad, fijamos nuestra atención en las cuentas referentes a cuatro tipos de
provisiones, a partir de las cuales construimos cuatro ratios que nos permiten
diferenciar entre empresas agresivas y empresas conservadoras, a través del
procedimiento anteriormente detallado.
Si nos centramos en los resultados referentes a la submuestra de empresas
agresivas que nos proporciona la tabla 8, observamos que de nuevo la variable
calidad de la divulgación muestra siempre el esperado coeficiente negativo, sin
embargo, solamente son significativos los coeficientes proporcionados por las
regresiones en pool (observaciones empresa-año), pero no cuando aplicamos la
metodología de Fama y MacBeth (1973). Con respecto al resto de variables de
control incluidas, los resultados muestran la misma tendencia que venían
presentando en los casos anteriores. Observamos que la variable tamaño muestra
un coeficiente negativo, que es significativamente distinto de cero en el caso en el
que utilizamos la metodología de Fama y MacBeth (1973), pero no para lo
coeficientes obtenidos con el pool.
89
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capitulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
TABLA 7
SUB-MUESTRA DE EMPRESAS CONSERVADORAS (Basadas en los ajustes por devengo)
(estadístico t entre paréntesis)
Pool Fama y McBeth (1973)
Variable
Dependiente
Constante
Disc
Beta
Leverage
LnMkvalue
R2
P(F-Stat)
r_riv
12.11
(6.06)***
0.41
(0.15)
1.92
(3.36)***
1.90
(2.80)***
-0.88
(.4.04)***
0.26
(0.00)
r_avrg
16.93
(7.63)***
0.74
(0.25)
-0.52
(-0.81)
2.11
(2.80)***
-1.14
(.4,73)***
0.23
(0.00)
r_nv
11.03
(5.77)***
-0.55
(-0.20)
2.40
(1.21)
3.16
(2.21)**
-0.82
(-4.21)***
0.44
r_avrg
16.43
(4.44)***
2.20
(0.97)
0.95
(0.85)
2.78
(2.07)**
-1.29
(-2.56)**
0.29
Notas: r r iv es la estimación del coste de capital obtenida a partir del Modelo del Resultado Residual. Ravrg, es la media de las cuatro estimaciones obtenidas del coste de capital, esto es, rriv, r_pef, r_peg y rmpeg.DISC es nuestro índice de calidad del informe anual obtenido para los años 1998,1999, 2000 y 2001.BETA se obtiene a partir de un Modelo de Mercado para los 60 meses anteriores al mes t, requiriendo al menos, 12 rentabilidades mensuales, dentro del período comprendido entre el 30 de Junio de 1999 y el 30 de Junio de 2002. LEVERAGE es el ratio deuda total entre la capitalización de mercado al principio de cada año. LNMKVALUE es el logaritmo neperiano de la capitalización de mercado al principio de cada año. Utilizamos la metodología de Fama y MacBeth (1973) para hacer frente al posible problema de dependencia temporal. Los coeficientes de los parámetros se obtienen como la media aritmética de los coeficientes obtenidos a partir de las regresiones anuales. Los estadísticos t son los ratios de la media de los coeficientes estimados dividido entre el cociente de la desviación estándar de los coeficientes obtenidos a partir de las regresiones anuales entre la raíz cuadrada del número de años.
90
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
El nivel de endeudamiento de nuevo presenta en todos los casos un coeficiente
positivo, y en esta ocasión la significatividad es elevada con la excepción de la
regresión por Fama y MacBeth (1973) que toma rr¡v como variable proxy del coste
de capital. Por último, conviene señalar que, como ocurría en los primeros análisis
que hemos realizado, la variable beta no parece ejercer un papel significativo en la
determinación del coste de capital.
En la tabla 9 se recogen los resultados relativos a la submuestra de empresas que
hemos catalogado de conservadoras en base a los ratios de provisiones. En primer
lugar, podemos destacar que la medida de calidad de los informes anuales no es
significativa en ninguno de los cuatro casos, como tampoco lo es nuestro proxy de
riesgo sistemático, beta. El nivel de endeudamiento está relacionado de manera
directa con el coste de capital, como pone de manifiesto su signo positivo, pero
esta relación muestra una significatividad mayor cuando consideramos rriv como
variable proxy del coste de capital. Por último, podemos observar, que la variable
tamaño, reafirma su relación inversa con la variable dependiente, si bien, solo son
significativamente distintos de cero los coeficientes obtenidos a partir de la
metodología propuesta por Fama y MacBeth (1973).
Los resultados en base a submuestras que diferencian entre empresas agresivas y
conservadoras a partir de esta medida de confección propia, no son tan
significativos como los que obtenemos en el caso en que nos basamos en los
ajustes por devengo discrecionales que proporciona el Modelo de Jones
modificado, aunque los resultados siguen en ambos casos, la misma dirección.
Con el fin de proporcionar mayor robustez al análisis, llevamos a cabo una última
especificación, que es la que se detalla a continuación.
91
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
TABLA 8
SUB-MUESTRA DE EMPRESAS AGRESIVAS (Basadas en los ratios)
(estadístico t entre paréntesis)
Pool Fama y McBeth (1973)
Variable
Dependiente
Constante
Disc
Beta
Leverage
LnMkvalue
R2
P(F-Stat)
r_nv
10.64
(3.59)***
-11.04
(-2.82)***
1.52
(1.86)*
4.84
(4.59)***
0.16
(1.11)
0.17
(0.00)
r_avrg
14.78
(8.95)***
-11.02
(-5.05)***
0.27
(0.59)
1.44
(3.60)***
0.01
(0.17)
0.19
(0.00)
r_nv
13.75
(59.27)***
-5.89
(-0.73)
1.09
(0.75)
5.38
(1.29)
-0.72
(-2.68)***
0.34
r_avrg
17.95
(6.50)***
-3.38
(-0.87)
1.02
(0.70)
1.84
(1.70)*
-1.10
(-3.62)***
0.26
Notas: r_riv es la estimación del coste de capital obtenida a partir del Modelo del Resultado Residual. Rav rg , es la media de las cuatro estimaciones obtenidas del coste de capital, esto es, r_riv, r_pef, r_peg y r_mpeg. DISC es nuestro índice de calidad del informe anual obtenido para los años 1998,1999, 2000 y 2001.BETA se obtiene a partir de un Modelo de Mercado para los 60 meses anteriores al mes t, requiriendo al menos, 12 rentabilidades mensuales, dentro del período comprendido entre el 30 de Junio de 1999 y el 30 de Junio de 2002. LEVERAGE es el ratio deuda total entre la capitalización de mercado al principio de cada año. LNMKVALUE es el logaritmo neperiano de la capitalización de mercado al principio de cada año. Utilizamos la metodología de Fama y MacBeth (1973) para hacer frente al posible problema de dependencia temporal. Los coeficientes de los parámetros se obtienen como la media aritmética de los coeficientes obtenidos a partir de las regresiones anuales. Los estadísticos t son los ratios de la media de los coeficientes estimados dividido entre el cociente de la desviación estándar de los coeficientes obtenidos a partir de las regresiones anuales entre la raíz cuadrada del número de años.
92
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
TABLA 9 SUB-MUESTRA DE EMPRESAS CONSERVADORAS
(Basadas en los ratios) (estadístico t entre paréntesis)
Pool Fama y McBeth (1973)
Variable
Dependiente
Constante
Disc
Beta
Leverage
LnMkvalue
R2
P(F-Stat)
r_nv
12.34
(4.73)***
-4.86
(-1.56)
-0.39
(-0.63)
2.22
(3.72)***
-0.05
(-0.49)
0.19
(0.00)
r_avrg
13.74
(3.35)***
-4.13
(-0.84)
-0.29
(-0.30)
1.80
(1.91)*
-0.06
(-0.37)
0.03
(0.00)
r_nv
16.14
(7 91)***
-2.52
(-1.25)
0.56
(0.84)
2.54
(3.31)***
-0.96
(-5.35)***
0.39
r_avrg
20.49
(6.27)***
0.50
(0.17)
0.46
(0.31)
1.83
(1.83)*
-1.46
(-4.36)***
0.31
Notas: rr iv es la estimación del coste de capital obtenida a partir del Modelo del Resultado Residual. R_avrg, es la media de las cuatro estimaciones obtenidas del coste de capital, esto es, rriv, r_pef, r_peg y rmpeg. DISC es nuestro índice de calidad del informe anual obtenido para los años 1998,1999, 2000 y 2001.BETA se obtiene a partir de un Modelo de Mercado para los 60 meses anteriores al mes t, requiriendo al menos, 12 rentabilidades mensuales, dentro del período comprendido entre el 30 de Junio de 1999 y el 30 de Junio de 2002. LEVERAGE es el ratio deuda total entre la capitalización de mercado al principio de cada año. LNMKVALUE es el logaritmo neperiano de la capitalización de mercado al principio de cada año. Utilizamos la metodología de Fama y MacBeth (1973) para hacer frente al posible problema de dependencia temporal. Los coeficientes de los parámetros se obtienen como la media aritmética de los coeficientes obtenidos a partir de las regresiones anuales. Los estadísticos / son los ratios de la media de los coeficientes estimados dividido entre el cociente de la desviación estándar de los coeficientes obtenidos a partir de las regresiones anuales entre la raíz cuadrada del número de años.
93
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
4.2.2 Modelo de interacciones
En el presente apartado planteamos un segundo contraste de la hipótesis H2. En
esta ocasión planteamos un modelo de regresión con términos de interacción, que
permita contrastar si la elección de la política contable y la calidad de los informes
anuales de las empresas "interactúan" a la hora de determinar el coste de capital
de la empresa. De esta manera, planteamos el siguiente modelo de interacciones
para la muestra completa:
rt = a + ppiSC^ + J32BETA, + fcLEVt_x + fiALNMKVAL,_x
+P5DA GG,_X + +J36DA GG,_, *DISC,_X + faDA GG,_X * BETA, (12)
+fi,DAGG,_x *LEV^+j39DAGGl_l *LNMKVAL,_X +e,
donde,
• rt es el proxy de nuestra medida de coste de capital (rr¡v, ravrg)
• DISCt es el índice de calidad del informe anual
• BETAt es la beta de mercado
• LEVt es el ratio de endeudamiento
• LNMKVALt es el logaritmo de la capitalización de mercado
• DAGGt-i es una variable dicotómica cuyo valor es 1 para las empresas
agresivas y 0 para las conservadoras.
De nuevo, la especificación de este modelo dependerá del procedimiento que
seleccionemos para definir la variable dicotómica DAGG. Como ocurría en el
apartado previo, realizaremos el contraste en base a los dos métodos alternativos
que hemos considerado en nuestro estudio para distinguir entre empresas
agresivas y conservadoras: por un lado los ajuste por devengo discrecionales que
proporciona el Modelo de Jones Modificado y por otro, en base a los ratios de
provisiones de nuestra propia medida.
94
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
4.2.2.1 Ajustes por devengo discrecionales
Estimamos la ecuación (12) teniendo en cuenta que definimos DAGGt.i como una
variable dicotómica que toma el valor 1 cuando la empresa presenta ajustes por
devengo discrecionales positivos y 0 en caso contrario.Los resultados relativos a
la estimación de esta especificación se muestran en la tabla 10.
Como esperábamos, los coeficientes de la parte "clásica" del modelo son los
mismos que los de la regresión para la submuestra de empresas conservadoras del
apartado 4.2.1.1, por tanto, no repetiremos los comentarios de nuevo. Sin
embargo, es importante señalar nuevamente que para las empresas conservadoras
no hay evidencia de que exista un efecto de la calidad de la divulgación sobre el
coste de capital.
Si nos centramos en las interacciones del modelo de regresión, debemos destacar
los siguientes aspectos:
El coeficiente de la variable dicotómica de política contable DAGGt-i, nunca es
estadísticamente distinto de cero. Por tanto, no hay evidencia de la existencia de
un efecto fijo provocado por el hecho de que una empresa sea agresiva en el coste
de capital.
Sin embargo, el coeficiente del término de interacción de la política contable con
la calidad de la divulgación muestra siempre un coeficiente negativo y
significativo, tal y como esperábamos. Este resultado proporciona de nuevo
evidencia a favor de la hipótesis de que las empresas cuya política contable es
agresiva, reducen el componente de información asimétrica del coste de capital
por medio de la calidad de la información que proporcionan. Si combinamos este
resultado con el que habíamos señalado anteriormente relativo a la ausencia de un
efecto directo de la calidad de la divulgación en el caso de las empresas
conservadoras, podemos concluir que nuestras estimaciones proporcionan
95
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capitulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
TABLA 10 MODELO DE INTERACCIONES (Basado en los ajustes por devengo)
n=250 (estadístico t entre paréntesis)
Pool Fama y McBeth (1973)
Variable
Dependiente
Constante
Disc
Beta
Leverage
LnMkvalue
Dagg
Dagg*disc
Dagg*beta
Dagg*leverage
Dagg*lnmkvalue
R2
P(F-Stat)
r_nv
12.11
(4.33)***
0.41
(0.11)
1.92
(2.41)**
1.90
(2.01)**
-0.88
(-2.89)***
5.31
(1-35)
-12.20
(-2.17)**
-2.44
(-2.23)**
2.44
(1.93)*
0.48
(0.99)
0.21
(0.00)
ravrg
16.93
(8.09)***
0.74
(0.26)
-0.52
(-0.86)
2.11
(2.97)***
-1.14
(-5.02)***
-0.42
(-0.14)
-8.66
(-2.06)**
0.70
(0.85)
-0.67
(-0.71)
0.67
(1.86)*
0.22
(0.00)
r n v
11.03
(5.77)***
-0.55
(-0.20)
2.40
(1.21)
3.16
(2.21)**
-0.82
(-4 21)***
8.22
(1.07)
-7.99
(-1.82)*
-5.75
(-0.99)
5.28
(0.94)
0.10
(0.22)
0.45
ravrg
16.43
(4 44)* **
2.20
(0.97)
0.95
(0.85)
2.78
(2.07)**
-1.29
(-2.56)**
-0.61
(-0.17)
-7.46
(-2.63)**
0.54
(0.39)
2.85
(0.79)
0.23
(0.64)
0.35
Notas: r_riv es la estimación del coste de capital obtenida a partir del Modelo del Resultado Residual. R_avrg, es la media de las cuatro estimaciones obtenidas del coste de capital, esto es, rriv, r_pef, r_peg y rmpeg. DISC es nuestro Índice de calidad del informe anual obtenido para los años 1998,1999, 2000 y 2001.BETA se obtiene a partir de un Modelo de Mercado para los 60 meses anteriores al mes t, requiriendo al menos, 12 rentabilidades mensuales, dentro del período comprendido entre el 30 de Junio de 1999 y el 30 de Junio de 2002. LEVERAGE es el ratio deuda total entre la capitalización de mercado al principio de cada año. LNMKVALUE es el logaritmo neperiano de la capitalización de mercado al principio de cada año. DAGG es una variable dicotómica cuyo valor es 1 para las empresas cuya política contable se ha clasificado como agresiva y 0 en caso contrario. Utilizamos la metodología de Fama y MacBeth (1973) para hacer frente al posible problema de dependencia temporal. Los coeficientes de los parámetros se obtienen como la media aritmética de los coeficientes obtenidos a partir de las regresiones anuales. Los estadísticos / son los ratios de la media de los coeficientes estimados dividido entre el cociente de la desviación estándar de los coeficientes obtenidos a partir de las regresiones anuales entre la raíz cuadrada del número de años.
96
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
evidencia a favor de la existencia del equilibrio de interacción propuesto por
Gietzmann y Trombetta (2003).
En el siguiente apartado mostramos los resultados de plantear esta misma
especificación, pero realizando la distinción entre empresas conservadoras y
agresivas en base a nuestra medida de ratios de provisiones.
4.2.2.2 Ratios de provisiones
La variable DAGGt-i incluida en la ecuación (12) de nuevo asigna el valor 1 a las
empresas agresivas y el 0 a las conservadoras, pero en esta ocasión para la
distinción entre unas y otras nos basamos en nuestra medida de ratios de
provisiones descrita con anterioridad. La tabla 11 muestra los resultados.
Al igual que ocurría en el caso anterior, en el que la especificación se basaba en
los ajustes por devengo, los coeficientes de la parte "clásica" del modelo
coinciden exactamente con lo obtenidos en el análisis por submuestras para el
caso de las conservadoras, presentado en el apartado 4.2.1.2, por tanto, de nuevo
obviaremos los comentarios.
De nuevo en este caso, el coeficiente de la variable dummy de política contable
DAGGt-i, nunca es significativamente distinto de cero, por tanto descartamos una
vez más la existencia de un efecto fijo en el coste de capital como consecuencia de
que la empresa haya seleccionado una política contable agresiva.
Centrándonos ahora en el coeficiente del término de interacción que relaciona
política contable con calidad de la divulgación (DAGG*DISC) observamos que
está siempre relacionado de manera inversa con el coste de capital, no obstante,
para esta especificación, en ninguno de los casos el coeficiente asociado a este
término de interacción es significativamente distinto de cero.
97
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
TABLA 11 MODELO DE INTERACCIONES
(Basado en los ratios) n=250
(estadístico t entre paréntesis)
Pool Fama y McBeth (1973)
Variable
Dependiente
Constante
Disc
Beta
Leverage
LnMkvalue
Dagg
Dagg*disc
Dagg* beta
Dagg*leverage
Dagg*lnmkvalue
R2
P(F-Stat)
r_nv
12.34
(2 74)***
-4.86
(-0.90)
-0.39
(-0.37)
2.22
(2.15)**
-0.05
(-0.28)
-1.70
(-0.33)
-6.18
(-0.97)
1.91
(1.50)
2.62
(1.90)*
0.21
(0.97)
0.16
(0.00)
r_avrg
13.74
(4.04)***
-4.13
(-1.02)
-0.29
(-0.37)
1.80
(2.31)**
-0.06
(-0.46)
-1.04
(0.27)
-6.88
(-1.45)
0.56
(0.59)
0.28
(0.27)
0.08
(0.46)
0.14
(0.00)
r_nv
16.14
(7.91)***
-2.52
(-1.25)
0.56
(0.84)
2.54
(3.31)***
-0.96
(-5.35)***
-2.39
(-1.31)
-3.37
(-0.47)
0.54
(0.39)
2.85
(0.79)
0.23
(0.64)
0.39
ravrg
20.49
(6.27)***
0.50
(0.17)
0.46
(0.31)
1.83
(1.84)*
-1.46
(-4.36)***
-2.53
(-0.83)
-3.88
(-0.71)
0.56
(0.64)
0.01
(0.01)
0.36
(8.62)***
0.30
Notas: r_riv es la estimación del coste de capital obtenida a partir del Modelo del Resultado Residual. R_avrg, es la media de las cuatro estimaciones obtenidas del coste de capital, esto es, rriv, r_pef, r_peg y rmpeg. DISC es nuestro índice de calidad del informe anual obtenido para los años 1998,1999, 2000 y 2001 .BETA se obtiene a partir de un Modelo de Mercado para los 60 meses anteriores al mes t, requiriendo al menos, 12 rentabilidades mensuales, dentro del período comprendido entre el 30 de Junio de 1999 y el 30 de Junio de 2002. LEVERAGE es el ratio deuda total entre la capitalización de mercado a! principio de cada año. LNMKVALUE es el logaritmo neperiano de la capitalización de mercado al principio de cada año. DAGG es una variable dicotómica cuyo valor es 1 para las empresas cuya política contable se ha clasificado como agresiva y 0 en caso contrario. Utilizamos la metodología de Fama y MacBeth (1973) para hacer frente al posible problema de dependencia temporal. Los coeficientes de los parámetros se obtienen como la media aritmética de los coeficientes obtenidos a partir de las regresiones anuales. Los estadísticos I son los ratios de la media de los coeficientes estimados dividido entre el cociente de la desviación estándar de los coeficientes obtenidos a partir de las regresiones anuales entre la raíz cuadrada del número de años.
98
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2, Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
Como ocurría anteriormente, apreciamos que los resultados que obtenemos
cuando realizamos la distinción entre empresas agresivas y conservadoras en base
a nuestra propia medida de ratios de provisiones, si bien siguen la misma
tendencia, no son tan significativos como los que proporcionan las mismas
especificaciones pero clasificando por el Modelo de Jones Modificado.
Los ajustes por devengo (accruals) discrecionales que proporciona el Modelo de
Jones Modificado, es una medida aceptada por la literatura previa para clasificar a
las empresas en función de su grado de agresividad. No obstante, y pese a que los
resultados no son tan robustos, consideramos pertinente incluir entre los
resultados de nuestro análisis los proporcionados por la medida alternativa que los
autores proponen, para proporcionar una visión más amplia de una tarea difícil y
cargada de connotaciones subjetivas: la de diferenciar a las empresas en función
de su política contable.
5. CONCLUSIONES
El objetivo de nuestro estudio es analizar la relación existente entre la calidad de
la información que proporcionan las empresas en sus informes anuales y su coste
de capital. En particular, queremos contrastar la existencia del equilibrio de
interacción propuesto en el modelo teórico de Gietzmann y Trombetta (2003). Las
empresas podrían reducir el componente de selección adversa de su coste de
capital por medio de dos posibles canales de comunicación: por un lado, la
elección de una determinada política contable, dentro del las opciones permitidas
en el marco de la regulación contable y por otro, la elección del nivel de
divulgación de información relevante. Gietzmann y Trombetta (2003) muestran
que estos dos canales de comunicación podrían interactuar, en el sentido de que la
elección relativa a la divulgación de información, podría depender de una manera
significativa de la elección de la política contable de la empresa. Las empresas
que adoptan una política contable conservadora, podrían no sentirse en la
99
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capitulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
necesidad de proporcionar más información o información de mayor calidad dado
que su "calidad" ya se habría puesto de manifiesto al seleccionar la política
contable menos ventajosa. Por otro lado, las empresas que adoptan una política
contable agresiva pueden utilizar el canal de la divulgación para mitigar las
consecuencias negativas que la elección de la política contable más ventajosa
conlleva.
Para contrastar nuestra hipótesis nos basamos en una muestra de empresas que
cotizan en el mercado continuo español entre 1998 y 2002, para las cuales
disponemos de los datos de calidad de sus informes anuales. El mercado español,
proporciona un marco apropiado para llevar a cabo este tipo de estudio, ya que
pese al rápido crecimiento que ha protagonizado en los últimos años, es todavía
relativamente pequeño y muy influenciado por un grupo reducido de "familias".
Estas circunstancias podrían llevarnos a pensar que en este mercado el coste de
capital no debería reaccionar en gran medida ante las divulgaciones de las
empresas, y como consecuencia si encontráramos evidencia a favor de un "efecto
divulgación" en este mercado, el efecto debería ser aún mayor en el caso de
mercados de capitales más desarrollados.
La interacción entre la elección de la política contable y la divulgación puede
también proporcionar una posible explicación a los diferentes resultados
obtenidos hasta ahora en la literatura empírica con respecto al esperado efecto
positivo de la transparencia sobre el coste de capital: la elección de la política
contable puede ser la variable omitida en los modelos planteados hasta la fecha.
Nuestros resultados confirman esta idea. En primer lugar planteamos un modelo
"clásico" de la relación entre la calidad de la divulgación y el coste de capital sin
tener en cuenta la elección de la política contable. Con esta especificación no
obtenemos evidencia significativa clara a favor de la existencia de una relación
inversa entre la calidad de la divulgación y el coste de capital. Sin embargo, si
tenemos en cuenta la elección de la política contable, a través de los dos
procedimientos alternativos que se han descrito anteriormente, encontramos que
100
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Capítulo 2. Interacción entre la divulgación de información y el coste de capital
esta relación inversa existe para las empresas agresivas, mientras que no es
significativa para aquellas empresas que seleccionan una política contable de corte
más conservador.
La evidencia empírica corrobora la necesidad de considerar siempre una
especificación más amplia de la estrategia de comunicación de la empresa. El
centrarse tan solo en un canal de comunicación, ya sea la calidad o cantidad de
divulgación o la elección de la política contable, no proporcionaría las
conclusiones oportunas puesto que ambas vías de comunicación parecen
interactuar conjuntamente de manera significativa.
101
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
o o NÍ o Q O H tí
O
w
3
H Q.
< u ¡a o w H (Z) O u w Q O J
U fcd
o * J
B
<u
1 '3 5 u u <u
• a
es es H
CN
o >s 53
O _o '-5 <A ' O
s o l_
a,
i —
o i C
es o u
'•C <A
> © c o I .
a.
t »
o i .
0>
& >eS
• -
es 0 .
m CN
—
c i
•—* *-'
o p 1—1
CA . ©
'3 c o S o
A Si
• o VI O
e o
CN
CN
en O
'a. o s a. wj! O
• o e
.o < 4 H
Ü 2 es • * #
a o
u O "él >
SO (TI
t» s es
1 .2 - 4 ^
«1 c*
^r Os
o u
o •o.
'3 1 .
PH
O
"*
O "O
es 1_ : V
i»
-a O Oí
a es U a>
T3
* • >
o u
u X w z <
u O I - I O j
§ S w
o o o »N
(Z¡
U
"és
lor
rmin
es «¿
> H
O CN
o F N
o CN
e j \ o o CN
0 0 o o CN
o o CN
S© o o CN
o o CN
O
o CN
o o CN
CN O o CN
o o CN
o o © CN
o <
0 0
o <N
0 0 o CN
i — l
O
CN
m a\
rt 0 0
T t l >
SO
<T) VI
l O < í
sn en
r-n CN
m " • ;
—*
o p *"-
CA O
'3 V
e ea
0 0
o <N
oo o <N
m t »
o
o r-; O
t > S0
o
m so o
OS
o
^O I/-1
o
CN <n
o
OS "3-
o
0 0 0 0
e->
o f-;
ro
o i n
r n
©
•o B
'> 5
<* oo r~
«* 0 0
t-^
— ir>
vO
r o CN •O
O
o ^r
CN oo
CN
» l >
SO vO
O
r-sq OS
l O r-oo
oo oo l >
0 0
p r
r t
"* SO
^ - N
B O
'3 u es la O
c. s»^ en O
'o. O l_
-(A O
• o s o
t b
O r-~
• ^
^ o r-rt
0 0 1—1
CN
so SO
CN
os TT t — í
r n
o1-CN SO
n-i
O
^ t
s °
f~ so
•5T
-5 5: P i r i
sn sri
o x
OO OS
>ri
o s O O
SO
^
O O
so 1—1
u o ai
5? CN SO
O
CN
so o
5? CN SO
O
CN SO
o
CN SO
O
5? CN SO
O
5? CN SO
o F N
CN SO
o
CN SO
O i - H
CN SO ©
^ CN SO
o F -
5? CN SO
O
*H
5? CN SO
o 1-H
a . ^
es • •—
O .
es
u 1) • o
V) O U
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
CAPÍTULO 3
ANÁLISIS DE LA RELACIÓN ENTRE DIVULGACIÓN DE
INFORMACIÓN, LIQUIDEZ Y VOLATILIDAD
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
1. INTRODUCCIÓN
La transparencia de los informes anuales de las empresas se ha convertido en un
importante tema de debate en los últimos años. A ambos lados del Atlántico,
empresas que parecían gozar de una buena "salud financiera", han anunciado de
manera inesperada que estaban atravesando problemas de solvencia y en pocos
meses o semanas han quebrado. Estas situaciones han puesto en duda la utilidad
de los informes anuales de las empresas como fuentes de información para la toma
de decisiones de inversión.
Pero estas dudas en cuanto a la relevancia de la información contable para
valoración de las acciones no es algo nuevo. Lev (1989), ya cuestionaba la
utilidad de los beneficios como información relevante en los mercados de
capitales.
Sin embargo, el debate reciente, ha desviado su centro de atención de la utilidad
de la "información contable" a la importancia de la "transparencia" de la
información proporcionada por la empresa. La reacción pública ante los últimos
escándalos ha cuestionado las actuales normas de contabilidad, fundamentalmente
en aquellos aspectos cuantificables y que derivan directamente de las cuentas de la
empresa. Pero también se han planteado cuestiones relativas a aspectos no
cuantificables, tanto relacionados con el gobierno corporativo (composición del
consejo, conexiones con otras empresas...) como con otros aspectos no
cuantificables que no proporcionan directamente las cuentas anuales (evaluación
del riesgo, pronósticos de mercado...). Ante esta situación, es de vital importancia
comprender el efecto que ejerce la transparencia en el funcionamiento de los
mercados de capitales.
104
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
Utilizando una muestra de empresas que cotizan en el Mercado Continuo,
tratamos de estudiar si las diferencias en los niveles de calidad de los informes
anuales provocan algún efecto en la liquidez de las acciones de la empresa.
El trabajo se estructura como a continuación se detalla: en la siguiente sección
realizamos una revisión de la literatura previa y planteamos las hipótesis objeto de
contraste. En la sección 3 se resume el proceso de selección de la muestra así
como las variables incluidas para la realización del estudio. En el apartado 4 se
muestran los resultados obtenidos y por último, se concluye en la sección 5.
2. REVISIÓN DE LITERATURA
Los posibles efectos de la cantidad y calidad de la divulgación en el mercado de
capitales han sido estudiados de manera bastante extensa, tanto desde una
perspectiva teórica como empírica.
Como señala Dye (2001), desde un punto de vista teórico, existen dos grandes
ramas de la literatura sobre divulgación: divulgación obligatoria de información y
divulgación voluntaria de información.
Los modelos sobre revelación obligatoria de información (o exógena) se plantean
normalmente como extensiones al modelo de equilibrio general de valoración de
activos. Suponemos por simplicidad que sólo existe un activo con riesgo. Los
inversores adversos al riesgo reciben alguna información (divulgación) sobre el
valor de este activo y posteriormente comienzan la negociación. Verrechia (2001)
llama a estos modelos "association-based disclosure models", y tienen como
objetivo encontrar una relación entre divulgación y liquidez desde un punto de
vista teórico y derivar relaciones matemáticas entre divulgación y precios y/o
volumen.
105
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
La literatura teórica sobre revelación voluntaria de información (endógena) es una
extensión del análisis económico de las asimetrías informativas. Si estudiamos
una situación donde la información es imperfecta y/o incompleta, entonces
cualquier información proporcionada por alguno de los agentes informados a
otro(s) menos informado(s) afectaría al nivel de información asimétrica y, por
tanto, podría afectar al equilibrio final del modelo.
El "principio de revelación completa" ("Unravelling result"), de Milgrom (1981)
indica que en equilibrio, no se puede mantener oculta la información "valiosa".
Esta predicción va en contra de lo observado en los mercados, donde las
empresas, de manera habitual, esconden información al mercado. Por este motivo,
los modelos de revelación de información voluntaria, han tratado de explicar
porqué solo tenemos divulgación "parcial" en equilibrio en lugar de revelación
"total". Sin embargo, la intuición básica del "principio de revelación completa"
original, es todavía válida en algún caso, ya que por ejemplo, las empresas que
están convencidas de que tienen buenas noticias tienen incentivos para
divulgarlas. Si no lo hacen, es porque hay otros elementos que lo impiden (como
por ejemplo, costes de la divulgación que sobrepasan a los beneficios).
La razón por la cual la revelación pública de información puede ser un
determinante fundamental de la liquidez es bastante intuitiva. Kyle (1985) muestra
como la liquidez está inversamente relacionada con el nivel de selección adversa
presente en el mercado. Así, según este modelo, la liquidez es inversamente
proporcional a la cantidad de información poseída por el agente con información
("insider") respecto a la demanda de los agentes que acuden al mercado por
razones de liquidez. El modelo se compone del creador de mercado, inversores
informados y negociadores de liquidez. El primero observa el flujo de órdenes, y
establece los precios a los cuales se producen las transacciones. En ningún
momento el creador de mercado conoce qué inversor posee una ventaja
informativa, ni tampoco qué tipo de información se encuentra en posesión del
inversor mejor informado. En cambio, el creador de mercado observa el flujo de
órdenes y establece unos precios de equilibrio que representan el valor esperado
106
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
del activo. Por tanto, el modelo se centra en el problema de selección adversa al
que han de hacer frente el conjunto de creadores de mercado frente a los
inversores mejor informados.
Mayor cantidad de información pública en manos de los agentes que interaccionan
en el mercado debería implicar una mayor liquidez y por lo tanto una menor
selección adversa. Este es el resultado que obtiene Tapia (1996). Por tanto, parece
lógico extender este análisis a través del estudio del efecto que tiene la revelación
pública de información sobre la liquidez y el nivel de selección adversa. En este
contexto, la divulgación debería reducir la selección adversa y por tanto, reducir la
horquilla de precios o spread e incrementar la liquidez del mercado.
Todos estos argumentos configuran la primera de nuestras hipótesis:
H¡: Conforme aumenta la calidad de los informes anuales de las empresas, mayor
será la liquidez asociada a sus acciones.
Sin embargo, esta no es la única relación prevista por la literatura previa. De
nuevo desde un punto de vista teórico, Kim y Verrechia (1994), por ejemplo,
proporcionan una posible explicación para la relación contraria. Si los anuncios
públicos se interpretan de forma diferente entre los inversores, entonces es posible
que se produzca un incremento de la información asimétrica. Si este fuera el caso,
entonces la divulgación reduciría la liquidez del mercado.
Los modelos de revelación voluntaria no estudian directamente el efecto de la
divulgación sobre la liquidez. Normalmente se centran en los efectos de la
divulgación de información sobre la valoración de la empresa, y predicen que una
mayor transparencia estaría relacionada con un precio de equilibrio más alto o con
un menor coste de capital1. La justificación a este resultado es similar a la
presentada para los modelos de divulgación de información obligatoria:
1 Sin embrago, Gietzmann y Trombetta (2003) y Espinosa y Trombetta (2004) muestran que esta
relación es más complicada si se pueden utilizar varios canales de comunicación.
107
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
proporcionar información de manera pública reduce el nivel de selección adversa
del mercado. Por tanto, si pensamos que la liquidez es una función inversa de la
selección adversa, entonces la divulgación de información voluntaria debería
incrementar la liquidez del mercado.
Como puede apreciarse, tanto en el caso de información voluntaria como en el de
información obligatoria, el efecto de la divulgación sobre la liquidez no es directo,
siempre tiene lugar a través de la selección adversa.
Otro importante aspecto a tener en cuenta es el mecanismo de negociación de los
mercados de capitales. Podemos distinguir entre mercados dirigidos por órdenes y
mercados dirigidos por precios. La principal diferencia entre ambos es si se
permite o no la existencia de creadores mercado que efectúen transacciones por su
cuenta. Los mercados dirigidos por órdenes, como el español, pueden ser descritos
por el modelo propuesto en Glosten (1994). Este autor presenta un modelo teórico
de revisiones de precios debidas a información proporcionada por la negociación a
través de un mecanismo basado en el libro de órdenes límite. Este es el contexto
en el que se estima la relación entre divulgación y liquidez. De acuerdo con el
modelo de Glosten, las medidas de liquidez son medidas directas de la selección
adversa.
Desde un punto de vista empírico, es también difícil asumir un modelo económico
para estimar la selección adversa,2 así como determinar una medida apropiada
para medir la divulgación de información. En este sentido, de nuevo nos
centramos en divulgación voluntaria, obligatoria o una combinación de ambas.
Además, podemos diferenciar entre "cantidad" de divulgación (cuánto se divulga)
o "calidad" de la misma (hasta qué punto es informativo aquello que se divulga).
2 Madhavan (2000) ofrece una extensa revisión de literatura de microestructura.
108
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
La mayoría de los estudios empíricos utilizan índices que miden cantidad, calidad
o una combinación de los dos.3 Encontramos al menos tres trabajos que han
utilizado este tipo de medidas para estudiar la relación existente entre divulgación
y liquidez. En concreto, todos ellos miden el nivel de divulgación utilizando como
medida los ratios anuales publicados por el Corporate Communication Comittee
ofthe Association for Investment Management and Research (AIMR). Se trata de
los trabajos de Welker (1995) y Healy, Hutton y Palepu (1999), que miden la
liquidez con la horquilla relativa, y el de Heflin, Shaw y Wild (2002), que utiliza
la horquilla efectiva y la profundidad. Todos ellos encuentran una relación
positiva y significativa entre la calidad de la divulgación y la liquidez.
A pesar de que éste es ya un resultado importante, creemos que existen buenas
razones para ampliar la investigación relativa a la relación existente entre
divulgación y liquidez de manera empírica.
Como ya hemos comentado, desde un punto de vista teórico el impacto de la
divulgación sobre la liquidez no es directo, sino que su efecto se produce a través
del mecanismo de transmisión de la selección adversa. Por tanto, un contraste
empírico debería tener en cuenta este efecto indirecto explícitamente. Bushee y
Noe (2000) proporcionan un buen ejemplo de este tipo de metodología. Para
estudiar el efecto de la revelación sobre la volatilidad, llevan a cabo dos
regresiones: la primera contrasta el efecto de la divulgación en la composición del
accionariado y la segunda contrasta el efecto de la composición del accionariado
sobre la volatilidad. A través de esta metodología muestran que el efecto de la
divulgación sobre la volatilidad viene mediado por la composición del
accionariado. Un contraste más directo hubiera mostrado simplemente, la
existencia de un efecto de la revelación sobre la volatilidad, sin proporcionar un
entendimiento claro acerca de cómo se ha motivado dicho efecto. En este trabajo
Hutton et al. (2001) es una excepción, ya que en lugar de usar una puntuación para medir la
actividad de divulgación, analiza una base de datos de noticias de prensa que clasifica mediante un
"contení análisis "
109
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
vamos a seguir una metodología similar para contrastar si en el efecto que la
divulgación tiene sobre la liquidez interviene la volatilidad.
Desde el punto de vista de los estudios que relacionan explícitamente volatilidad y
liquidez los resultados empíricos no van en una única dirección. Domowitz et al.
(2000) muestran que mayores niveles de volatilidad reducen la liquidez, tomando
como variable proxy de la misma el volumen de negociación. Beltran et al.
(2004), a partir de datos de 6 títulos belgas que se negocian en la plataforma
Euronext, en el periodo comprendido entre el 2 de Diciembre de 2002 y el 30 de
Abril de 2003, muestran que no se produce un deterioro significativo en la
provisión de liquidez ante incrementos en la volatilidad, sin embargo, la
negociación se encarece en periodos de alta volatilidad afectando en este sentido a
la dinámica del mercado. Los resultados de su análisis demuestran que los
coeficientes asociados a las medidas de liquidez no cambian de manera
significativa ante cambios en la volatilidad. En cambio, los valores esperados de
las variables proxy de liquidez, son habitualmente más significativos en los
periodos de alta volatilidad, resultado que ya había puesto de manifiesto la
literatura previa relativa a microestructura. En esta línea, Foster y Viswanathan
(1993), a partir de una muestra de empresas que cotizan en la Bolsa de Nueva
York en 1998, obtienen que, los volúmenes de negociación intra-diarios son
superiores conforme aumenta la volatilidad de las rentabilidades.
Todo ello, pone de manifiesto que la relación entre volatilidad y liquidez, no es
fácilmente demostrable, lo cual supone un incentivo adicional para llevar a cabo
nuestro análisis.
A la hora de realizar el estudio de la relación existente entre divulgación y
liquidez, en este trabajo no vamos a estimar la selección adversa de los activos a
analizar. Como muestran Van Ness et al. (2001) los resultados obtenidos en
cuanto a la magnitud de la misma dependerán en gran medida del modelo que se
utilice para estimar la selección adversa. Además estos autores comparan las
medidas de selección adversa y spread con diversas medidas de volatilidad. Sus
110
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
resultados muestran como el spread recoge parte de la selección adversa y está
relacionado con la volatilidad.
Por tanto, nuestra segunda hipótesis objeto de contraste se plantea como sigue:
H2: La volatilidad ejerce un papel fundamental en la relación existente entre la
calidad de la información divulgada por una empresa y su liquidez.
Por otro lado, y como se ha comentado anteriormente, la literatura teórica sobre
revelación no siempre establece que la relación entre divulgación y liquidez debe
ser positiva. Kim y Verrechia (1994) proporcionan un buen fundamento para
justificar la existencia de la relación opuesta. De manera adicional, es importante
señalar que, para medir el impacto de las decisiones informativas en la liquidez,
hay que considerar de manera simultánea tanto los costes de inmediatez
(horquillas de precios) como la profundidad del mercado. El primer trabajo que
puso de manifiesto este carácter bidimensional de la liquidez fue el de Lee et al.
(1993). De esta manera, un análisis que tan solo considerara una de las
dimensiones de la liquidez se encontraría sesgado, ya que los resultados
dependerán en gran medida de la variable utilizada como proxy de la misma. Por
tanto, y en base a esta peculiaridad de la variable principal de nuestro análisis,
establecemos nuestra última hipótesis:
H3: El efecto total de la calidad de la información divulgada por la empresa sobre
la liquidez, dependerá de la medida de liquidez que consideremos.
Además de estos factores, los tres estudios que se centran en determinar la
relación existente entre divulgación y liquidez de manera empírica utilizan el
mismo proxy para la revelación y se centran exclusivamente en el mercado
norteamericano. Por estos motivos, consideramos interesante comprobar si en un
mercado diferente y utilizando una variable proxy distinta para la divulgación, se
sigue manteniendo la relación positiva. Por otro lado, y con el objetivo de
contrastar la hipótesis H3, realizamos de manera simultánea el análisis para cuatro
111
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
variables proxy alternativas de la liquidez. Además, ninguno de los estudios
anteriores ha tenido en cuenta la posibilidad de que la liquidez y la divulgación se
determinen de manera simultánea. Las empresas poco líquidas podrían decidir
revelar más información o mejorar la calidad de la que están divulgando. Un
problema similar ha sido ya considerado en estudios que se centran en establecer
una relación entre divulgación y coste de capital (Hail (2002)), pero no se ha
tenido en cuenta para la relación entre divulgación y liquidez.
3. DATOS Y SELECCIÓN DE LA MUESTRA
Nuestra muestra inicial se compone de las empresas que cotizan en el Mercado
Continuo entre los años 1994 y 2000, para las cuales disponemos de los datos de
calidad de sus informes anuales así como medidas ex - ante y ex - post de
liquidez. Dependiendo de las variables que incorporemos a las regresiones, éstas
se estiman en base a muestras que oscilan de entre 658 hasta 704 observaciones
empresa-año.
Dado que la misma empresa puede aparecer en uno o más años del periodo objeto
de análisis podemos experimentar un problema de dependencia temporal.
Tratamos de hacer frente a esta situación llevando a cabo regresiones año a año y
agregando posteriormente los resultados basándonos en la metodología propuesta
por Fama y Macbeth (1973).
3.1 Medida de calidad de los informes anuales
Nuestra medida de calidad de la divulgación procede de una revista económica
{"Actualidad Económica") que cada año, publica un ranking que clasifica a las
empresas que cotizan en el Mercado Continuo, en función del nivel de
transparencia de sus informes anuales.
112
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
Un grupo de expertos valoran determinados aspectos relativos a la información
que contienen los informes anuales, y de esta manera confeccionan una
puntuación que mide la calidad de la información que la empresa proporciona. Al
contrario de lo que ocurre en el caso del índice AIMR americano4, en el caso
español, el grupo de expertos que puntúa los informes anuales es el mismo para
todas las empresas consideradas. Esto garantiza consistencia entre las distintas
industrias.
Entre los parámetros incluidos en el índice, se encuentran: datos históricos, cuenta
de resultados analítica, composición del accionariado, acciones en manos del
Consejo, orden y claridad del informe, diseño, número de ramas, remuneración de
los directivos, rentabilidad de las acciones, evolución del mercado, información
on - Une5.
Los expertos asignan a cada uno de los parámetros considerados una puntuación.
Posteriormente con estas puntuaciones confeccionamos nuestro índice de
divulgación como suma de puntos obtenidos entre la puntuación máxima. Por
ejemplo, CEPSA en el año 2000 recibe una puntuación total de 54, y la
puntuación máxima alcanzable eran 100 puntos. Por tanto el índice de calidad de
la divulgación para esta empresa es de 0.54.
3.2 Medidas de liquidez
En nuestro estudio consideramos varias medidas de liquidez. La principal razón
por la cual estudiamos los efectos de la divulgación sobre diferentes medidas de
liquidez se debe a un problema bidimensional de la liquidez. El primer trabajo que
4 En el índice AIMR, utilizado por diversos trabajos que estudian el mercado norteamericano, el
grupo de expertos que analiza la información proporcionada por las empresas difiere para cada
industria.
5 La lista completa de parámetros considerados se proporciona en el Apéndice de la Tesis.
113
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
trató de afrontar este problema es el de Lee et al. (1993). Estos autores muestran
como los especialistas de la Bolsa de Nueva York afrontan el riesgo de
información asimétrica ajustando tanto los costes de inmediatez (horquillas de
precios) como la profundidad de mercado. La principal implicación es que no es
posible sacar conclusiones definitivas acerca de la liquidez del mercado
analizando únicamente los costes de inmediatez o la profundidad de manera
aislada. A su vez, otros estudios, como por ejemplo el de Jones y Lipson (2001) o
el de Chordia et al. (2001) entre otros, destacan la importancia de considerar
ambas dimensiones simultáneamente de cara a medir el impacto de las decisiones
políticas y eventos informativos en la liquidez.
Por tanto, se producen cambios en el nivel de liquidez tanto si los costes de
inmediatez y la profundidad se alteran en sentido contrario como si uno de ellos
cambia y el otro permanece constante. Para afrontar este problema, en nuestro
trabajo hemos calculado cuatro variables diferentes de liquidez:
i) Horquilla de precios (Bid-ask spreads): se obtiene como la media
anual de las horquillas diarias relativas. Estas horquillas de precios
diarias se calculan como la media de los mejores precios de oferta y de
demanda divididas por su punto medio.
ii) La profundidad: es una medida agregada del número de acciones
disponibles en el mejor nivel del libro de órdenes límite. Se calculan
anualmente igual que la horquilla de precios relativa.
iii) El índice de Calidad del Mercado (ICM) sugerido por Bollen y Whaley
(1998): para evitar el problema de la bidimensionalidad6, numerosos
autores proponen medidas alternativas para considerar
simultáneamente tanto a la horquilla de precios como a la
' Ver Lee, Mucklow y Ready (1993)
114
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
profundidad.7 El ICM se define como la media de la profundidad
dividida por la horquilla relativa. Utilizamos medidas diarias para
ambas variables. La fórmula es la siguiente:
(Prof. Oferta + Prof. Demanda)/2 Horquilla relativa
iv) La última medida de liquidez que consideramos es la que propone
Amihud (2002). Esta variable mide, de manera sencilla e intuitiva, el
impacto en el precio de una transacción de 1 euro. De este modo, ésta
es una medida de la elasticidad del libro de órdenes. Utilizamos la
alternativa ajustada al mercado como medida de liquidez.
El ratio de Amihud (2002) se define como sigue:
^ G , = i r l i &\Rj*\
Dj, t í vjd,
donde Rjdt y Vjdt son, respectivamente, la rentabilidad y el volumen en
euros del día d en el mes t, y Djt es el número de días para los cuales
disponemos de observaciones de la acción y en el mes t. Cuando una
acción específica tiene un alto valor de ILIOjt, significa que los precios
se alteran considerablemente como respuesta al volumen de
negociación y, por tanto, la acción se considera poco líquida. Es
importante destacar que Hasbrouck (2002) señala que esta medida
parece ser la más apropiada entre las consideradas habitualmente para
capturar el lambda de Kyle. Además, Martínez et al. (2004) y Acharya
y Pedersen (2004), muestran que la medida de liquidez agregada de
Amihud es valorada como medida de riesgo de liquidez agregado.
7 Entre estas medidas encontramos las que proponen Pascual et al. (2004), Martínez et al. (2004) o
Bestoneía/. (2000)
115
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
Para obtener la medida de liquidez de la acción ajustada al mercado, en
primer lugar calculamos una media entre todas las acciones:
•'ví y'=i
donde Nt es el número de acciones de nuestra muestra disponibles en el
mes t. Finalmente, construimos el ratio ajustado al mercado como
sigue:
MAILQ,, = 'ILQ,
3.3 Variables de control.
i) Volatilidad
En nuestro estudio, empleamos dos medidas alternativas para la variable
volatilidad. La primera, a la que hemos llamado VOLAT, se define como la
desviación estándar de las rentabilidades diarias de cada acción para cada año,
dividido por la misma medida para el índice de mercado IBEX-35. Este ratio nos
proporciona una medida de volatilidad idiosincrática relativa a la volatilidad de
mercado. Valores por encima de 1 indican un grado de volatilidad superior a la
volatilidad media del activo independientemente considerado.
La segunda medida de volatilidad que hemos utilizado es un ratio similar, en el
que sustituimos la desviación estándar por el cuadrado de las rentabilidades
diarias de cada acción para cada año. Esta medida la utilizamos como variable
instrumental en análisis posteriores.
ii) Tamaño
Como medida del tamaño de la empresa utilizamos el logaritmo de la
capitalización de mercado a 30 de Junio de cada año. Las empresas más grandes
116
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
suelen ser vistas por los inversores como menos arriesgadas, ya que el nivel de
información disponible es normalmente superior para este tipo de empresas.
López y Marhuenda (2002), ponen de manifiesto, que las compañías de mayor
tamaño muestran un mayor seguimiento por parte de los analistas, que
proporcionan a los inversores información depurada y procesada acerca de la
empresa. Por todo ello, esperamos que la relación entre nuestro proxy de tamaño y
la liquidez sea positiva.
iii) Volumen efectivo
El volumen efectivo lo medimos mediante el logaritmo de la media anual de los
volúmenes diarios efectivos (número de acciones por precio de la transacción)
para cada año.
4. ANÁLISIS EMPÍRICO
4.1 Análisis cualitativo
La tabla 1 proporciona los estadísticos descriptivos de nuestras variables para cada
año incluido en el análisis. Podemos observar que la mediana de la calidad de la
divulgación experimenta un periodo constante de crecimiento entre 1993 y 1998,
pero posteriormente desciende hasta el nivel en el que nos situábamos en 1995.
La horquilla relativa, muestra una tendencia decreciente hasta el año 1998, en el
que experimenta un ligero ascenso, para mantenerse constante posteriormente.
Puede también apreciarse una disminución de la desviación estándar de esta
medida de liquidez a lo largo de los años.
En los últimos años incluidos en nuestro análisis observamos un descenso de la
profundidad. Además, y al contrario de lo que ocurría en el caso de la horquilla
117
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
TABLA 1
Mediana, Desviación Estándar y Número de Observaciones de las Variables
1996 1997 1998 1999 2000
O60 062 065 058 0.58
0.16 0.16 0.16 0.16 0.15
138 142 125 103 122
Mediana 1.21 1.01 ~094 083 088 088 0.88
Desv.Est 1.78 1.76 1.26 1.09 1.27 0.61 0.73
N 120 122 130 146 154 132 134
Mediana L85 L91 L98 L85 L56 Ü 4 1.17
Profundidad/1000 Desv.Est 18.90 31.56 35.71 105.98 280.13 896.84 141.32
N. 120 122 130 146 154 145 134
Mediana L65 224 232 lj\ 2M L69 1.72
ICM/1000 Desv.Est 54.59 105.45 89.23 90.31 156.96 392.32 163.38
N 120 122 130 146 154 132 134
Mediana Ol í OH (U8 (U2 027 036 0.25
Amihud Desv.Est 3.00 3.64 2.84 4.43 1.93 1.68 1.75
N 110 115 119 126 135 124 124
Mediana LIO 049 044 088 L09 088 0.69
Volatilidad Desv.Est 3.02 1.91 1.55 0.90 1.58 1.39 2.09
N 117 123 122 130 137 142 145
Mediana 23.72 28.88 61.88 99.51 77.48 75.71 91.04
Volumen Efectivo Desv.Est 104.37 155.63 258.98 494.41 721.18 1040.26 1194.51
N 120 122 130 146 154 145 134
Mediana 1051 10.58 10.70 ÍTTl 11.27 ÍToi 11.13
LnTamaño Desv.Est 1.58 1.64 1.70 1.63 1.61 1.72 1.72
N. 106 108 115 125 119 130 134 NOTAS: La Horquilla relativa se calcula como la media anual de las horquillas de precios diarias. La profundidad es una medida agregada de las acciones disponibles en el libro de órdenes límite. ICM es la profundidad media dividida por la horquilla relativa. Utilizamos observaciones diarias para ambas variables. MAILIQ es una medida que refleja la respuesta asociada a un euro de volumen de negociación. Se define como la media del ratio rentabilidad dividido por el nivel de efectivo. Para cada activo construimos una medida que tiene en cuenta el nivel de liquidez del mercado (MAILIQ). DISC es la variable retardada de calidad de la divulgación para el periodo de 1993 a 1999. VOLAT es la desviación estándar de las rentabilidades diarias de cada acción y para cada año, dividida por la misma medida para el índice de mercado del SIBE, IBEX 35, en el periodo 1994-2000. El Volumen Efectivo se define como el logaritmo de la media anual de los volúmenes diarios efectivos (número de acciones por precio de transacción)
Años 1993 1994 1995
Mediana 0.53 0.55 0.60
Calidad 0.13 Desv.Est 0.15 0.16
Divulgación
N 131 137 133
Horquilla
Relativa
118
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
relativa, la desviación estándar ha seguido en los últimos años una clara tendencia
creciente, a excepción del último año. El ratio ICM crece a lo largo de los años
incluidos en nuestra muestra, exceptuando los últimos años. En cuanto a la
variable volatilidad, venía manifestando hasta 1997 una tendencia creciente. A
partir de este año, comienza un declive que se mantiene hasta el último año
incluido en nuestra muestra.Por último, el tamaño, experimenta un crecimiento
constante hasta 1997, año en el que comienza una tendencia decreciente de la que
se recupera parcialmente en el último año.
En la tabla 2 se muestran los coeficientes de correlación de Spearman.
A la vista de los coeficientes, observamos que la variable calidad de la
divulgación está altamente correlacionada con el resto de variables, exceptuando
la profundidad. El elevado coeficiente de correlación que muestra la divulgación
con el tamaño y el volumen puede originar un problema de multicolinealidad. Esta
es la razón por la cual ortogonalizamos estas variables en el resto del análisis. Las
variables calidad de los informes anuales y volatilidad muestran una alta
correlación, lo cual confirma de manera inicial el importante papel que la
volatilidad puede desempeñar a la hora de determinar la relación entre la
divulgación y la liquidez. Por último, en la tabla 2 se puede apreciar que los
coeficientes de correlación entre la variable calidad de la divulgación y las
medidas de liquidez (a excepción de la profundidad) son todas significativas y
muestran el signo esperado.
4.2 Análisis Multivaviante
Con el objetivo de realizar el contraste empírico de nuestra hipótesis, planteamos
el siguiente modelo de regresión:
LIQ, = a + ftDISC,^ + j32RSIZEt + 03VOLAT, + fit REFFEC, + e, (1)
119
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
TABLA 2
COEFICIENTES DE CORRELACIÓN DE SPEARMAN
ICM
LnTamaflo
LnEfec
Prof.
Volat
Horq.Relat
Divulgación
MAILIQ
-0.67
(0.00)***
-0.73
(0.00)***
-0.80
(0.00)***
-0.37
(0.00)***
0.16
(0.00)***
0.85
(0.00)***
-0.32
(0.00)***
ICM
0.39
(0.00)***
0.68
(0.00)***
0.88
(0.00)***
-0.01
(0.87)
-0.74
(0.00)***
0.17
(0.00)***
LnTamaflo
0.74
(0.00)***
0.07
(0.04)**
-0.33
(0.00)***
-0.71
(0.00)***
0.48
(0.00)***
LnEfec
0.40
(0.00)***
-0.20
(0.00)***
-0.81
(0.00)***
0.33
(0.00)***
Prof.
0.15
(0.00)***
-0.37
(0.00)***
-0.02
(0.56)
Volat
0.24
(0.00)***
-0.32
(0.00)***
Horq.Relat
-0.39
(0.00)***
NOTAS: La Horquilla relativa se calcula como la media anual de las horquillas de precios diarias. La profundidad es una medida agregada de las acciones disponibles en el libro de órdenes límite. ICM es la profundidad media dividida por la horquilla relativa. Utilizamos observaciones diarias para ambas variables. MAILIQ es una medida que refleja la respuesta asociada a un euro de volumen de negociación. Se define como la media del ratio rentabilidad dividido por el nivel de efectivo. Para cada activo construimos una medida que tiene en cuenta el nivel de liquidez del mercado (MAILIQ). DISC es la variable retardada de calidad de la divulgación para el periodo de 1993 a 1999. VOLAT es la desviación estándar de las rentabilidades diarias de cada acción y para cada año, dividida por la misma medida para el índice de mercado del SIBE, IBEX 35, en el periodo 1994-2000. El Volumen Efectivo se define como el logaritmo de la media anual de los volúmenes diarios efectivos (número de acciones por precio de transacción)
'Estadísticamente significativo al 10% ** Estadísticamente significativo al 5% *** Estadísticamente significativo al 1%
donde,
• LIQ es una de las 4 medidas de liquidez descritas en la sección anterior
(horquilla relativa, profundidad, ICM o Amihud)
• DISC es el índice de calidad de la divulgación del año anterior
120
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
• RSIZE son los residuos de la regresión MCO del logaritmo de la
capitalización de mercado a 30 de junio del año t sobre el índice de la
calidad de la divulgación del año t-1.
• VOLAT es la media anual de la desviación estándar de las rentabilidades
diarias de la acción dividido por la media anual de la desviación estándar
diaria de las rentabilidades del índice de mercado IBEX 35, calculado para
el año t.
• REFFEC son los residuos de la regresión MCO del logaritmo de la media
anual del volumen efectivo diario (número de acciones por precio de la
transacción) sobre el logaritmo de la capitalización de mercado y el índice
de calidad de la divulgación. Todas las variables se calculan para el año t.
En la tabla 3, se muestran los resultados de las regresiones MCO para cada una de
las medidas de liquidez que utilizamos en nuestro estudio.
Podemos observar que la calidad de la divulgación tiene un efecto positivo y
significativo sobre la liquidez. Además, esta relación se mantiene para cada una
de las cuatro medidas de liquidez consideradas, y tanto para las regresiones en
pool como para los coeficientes obtenidos a través de la metodología de Fama y
MacBeth (1973), aunque en este caso el coeficiente de la calidad de la
información vinculado a la medida de ¿liquidez de Amihud no es
significativamente distinto de cero. En concreto, la calidad de los informes
anuales está negativamente relacionada con la horquilla relativa y el ratio de
iliquidez de Amihud (2002) mientras que se encuentra positivamente vinculada a
la profundidad y al ratio ICM de Bollen y Whaley (1998)8. Por tanto, en base a
estos resultados aceptaríamos la hipótesis Hi ya que parece existir una
8 Aunque no se incluye en los resultados, hemos repetido el mismo análisis pero utilizando en
lugar de datos anuales, datos de los 4 meses correspondientes al periodo comprendido entre
Agosto y Noviembre. Los resultados obtenidos son similares tanto en términos de coeficientes
como de significatividad.
121
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
o o 2
3 "" <
<0
+ O"
E +
I +
t/1 <ú
-4-»
a
O V)
w ce.
& $$ »3 Oí
CN
^ +
"J" O" £> ^ Q < + « 11
c5 ^ 0
• * - »
0 0
cfl
-3 en <D
CQ
ai
ed
U tu u.
s
II
U C/3
iri —• —
1 - co •*-• ^o >w 1 sw
R *. S? 05 55 *. Qf ^ d S 5 ü - S - C
°. ON <N <N ^ o
.1 2: •—' C: ¡o 00 5"
2 > E: "i o —;
<N ^ ^ m 2 *c
« § g § - 8 < > 8 ó S ó S d S o S
« ? 9 ^ -o\ o 5 « S o ' ?
n , ; ,rv 1 5 * * fS TI JO VO 'S — <N O "7 _; (N 3 •* O
^n^sb^ 00 • 2 <° 1-» — f> v~i _; "7 m
1 w < N ^ f i — £ ¿ ^ 2
U 2? <N ¡5 00 vo r-; O) 00 « *o ^ ^ " 2 " " ^
O o X tí 1 i
<D •O tn ¿S •5
f ¡2 2 * ra 3 c a ro =5
1 1
tn
£ N
• =
<ó > ro 2 iS = = CT h-O SL
JS
1 5
O ^ TD '> TD •a ro
3 ro c 2 0
ro a> • a ro
13 0 E ro
ro ™
Ni 3 ro
o E a> c
P JB P
ro
^ S
3 S 8 Í
a)
•2 .2
ro I
i J ' i'E
ro c tn o E cu
ro o ro o <D
<u m .2 >>§
"5 .ü « *o > ro y> <D "5 q>
« e l •o ro ¿S ro E c " § S 2 - o •p a> <" o ^ S -2 > g ro „ c „ m ro ^ o c
^3 _ ro -o ro iS "o jf . ro cu <2 2 5 > T5 t , Q.J5 ro c ^ (i) ro ñ :2 c 5 2> S S =8 •= >
W <D > ' n> i r w co co — c l ra » — a> ^.-2 -o m -o O o> <o , •o ^ -o — H ro
| § ^ 8 O B J Ü : * • •o 2 O _• ,2
5 •= o o O)-o
ss ro a> c ro
•a E ni w
8.-8 E .3 o -o CS g
IJS s ic es
a g -o 4Í ° o 73 » i C ^
1- . "O a o 2 S ' s '
•3 °
15 _rt
P 01 o 2 -ó
ro o E CN ro
!¿ 53 »
.5 <u ro
&!
m ^ = O) <D
8 i= o i •g o. o -a £
I ro I -2 fe
5> o „ c5 -Q .5 „. ¡S . ™
i ra c a. o
so ¡u
« ^
«B •=; <B <*> — ~ . . ™ » d) S x > S 8 - 2 L U S8 c - °-m 7> ro c - £
» 3 U J Í 1 a>
l!l: i» g « -
H!i rt CA
tliMill = -o o. ro <-
ro
.sr <s "S
£ ; § • §
•o S g
a ° o O =» 01
Q} P
ro c •o = 5. » 2 ^.
ro ic "2 <u
5 ro 3 Ha ro
0)
•g
9 o
r 2 i r o> o) E
2 ro ro ~ <1 I
! P >
S tu a>
S -H T3
ro
•s í i = £
2 S
7, 2 " • § 2 Q
ro o- ro 5 ro '±
n
ros I c -a B ca E 5 , o ro o c E 2 ¡n "cü
•a UJ E •£ -o S u ro ^ c
o: S •- <o <D O.
? s C vi
II - o e
ro
o . O) -: UJ - CU <D P C3) y) "ü »-.2 •<- P P m E ! -o iS
O z
o> O - 10 <U OJ c O o
-. ro T~I 2 % •§ ro -1 c o ro <? •-J o f g S o 55 .2 ro <¡> o. a.-a a.-a
« l - s
P -a ° °" o 13
ro ja o C U T I o c 2 € e3 -S P O.T3
ro o § p s -e ¿ ro SS 8 l | ~ S, o) £ , - » 5 . S « E S c o p
E ro SS S .y. •—
~ I ™ ro i» ni » UJ . n i . :
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
significativa relación positiva entre la calidad de los informes anuales de las
empresas y su liquidez.
El tamaño y el volumen efectivo también ejercen un efecto significativo sobre la
liquidez en la dirección esperada, esto es, un coeficiente negativo asociado a la
horquilla relativa y a la medida de iliquidez de Amihud (2002) y un coeficiente
positivo vinculado al índice ICM y a la profundidad9.
Sin embargo, queremos centrar nuestra atención en el efecto de la volatilidad
sobre las medidas alternativas de liquidez que hemos seleccionado para nuestro
estudio. Los resultados de las regresiones en pool, son idénticos a los obtenidos
por medio de la metodología de Fama y MacBeth (1973), salvo que en este último
caso el coeficiente asociado al índice ICM no es significativo. Podemos observar
que, un incremento de la volatilidad implica un crecimiento de la horquilla
relativa y de la medida de iliquidez de Amihud (2002), es decir, supone una
reducción de la liquidez. En cambio, por otro lado observamos que una mayor
volatilidad tiene un efecto positivo sobre la profundidad y sobre el índice ICM de
Bollen y Whaley (1998), por lo que implicaría un incremento de la liquidez. Por
tanto, el efecto de la volatilidad sobre la liquidez depende claramente de la medida
de liquidez utilizada.
Esta ambigua relación entre la volatilidad y la liquidez, nos lleva a la siguiente
fase de nuestro análisis, que pretende contrastar la hipótesis H2. La volatilidad
podría presentar un problema de endogeneidad con respecto a alguna de las
variables incluidas en nuestras regresiones. En este caso, el efecto de la calidad de
la divulgación sobre la liquidez puede deberse al efecto que ejerce la divulgación
sobre la volatilidad. En otras palabras, podemos tener un efecto indirecto de la
revelación sobre la liquidez, además del efecto directo que ya se ha puesto de
manifiesto anteriormente. Además, dado que el efecto de la volatilidad sobre la
9 Estos resultados son consistentes con la literatura previa. Mirar Madhavan (2000)
123
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
liquidez depende de la medida de liquidez que estemos considerando, el efecto
indirecto de la calidad de la divulgación sobre la liquidez, en caso de existir,
también va a depender de la medida de liquidez utilizada.
Para estudiar la existencia de este efecto indirecto de la divulgación sobre la
liquidez, estimamos un sistema de ecuaciones utilizando la metodología de
Mínimos Cuadrados Ordinarios en 2 etapas (2SLS). En la primera etapa
estimamos la siguiente ecuación:
VOLAT, =a + S.DISC, , + 82RSIZE, + 5.VOLSQ, + REFEC, + e, (2)
La nueva variable que incluimos como instrumento (VOLSQ) es la media anual
del cuadrado de las rentabilidades diarias. Por medio de esta primera etapa del
análisis podremos determinar la relación existente entre la divulgación y la
volatilidad que, a su vez, permitirá conocer el efecto que de manera indirecta
ejerce la calidad de los informes anuales de las empresas en la liquidez de sus
activos.
En la segunda etapa, estimamos la ecuación (1) incluyendo como medida de la
volatilidad la predicción obtenida a partir de la ecuación (2).
En la tabla 4 mostramos los resultados obtenidos al estimar este sistema de
ecuaciones: en el Panel A, podemos observar los coeficientes estimados en el
primer estadio de la regresión. Todas las variables instrumentales son
significativas, a excepción del volumen efectivo. Pero en particular, nos interesa
el efecto de la calidad de la divulgación sobre la volatilidad, ya que el signo de
este coeficiente determinará el efecto indirecto de la divulgación sobre la liquidez.
De acuerdo con los resultados que mostramos en la tabla 4, la calidad de los
124
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
TABLA 4
REGRESIONES 2SLS
LIQ, =a + ¡3,DISC,_X + J32RSIZE, + fcVOLAT, + &REFFEC, + e,
(p- valor entre paréntesis)
Panel A: 1a etapa
Variable Dependiente
Volatilidad 704
N Constante DISC RSIZE VOLAT (instr.)
REFEC Adj.R2
F-statistic
1.76 JO00J
Panel B: 2a etapa
Variable Dependiente N Constante DISC RSIZE VOLAT REFEC
Adj.R2
F-statistic
""6.47" (0.00)***
0.06 (0.00)***
0.11 (0.00)***
0.18 (0.00)***
"0r?f3 685 Relativa
Prof.
ICM
MAILQ
704
685
681
1.43 (0.00)*" -15.93 (0.04)** -29.07
(0.00)**' -0.01 (0.99)
-1.56 (0.00)*"
24.52 (0.00)**'
50.64 (0.00)**'
-1.67 (0-12)
-0.23 (0.00)**
2.86 (0.01 r 10.50
(0.00)** -0.20
(0.03)"
0.36 (0.00)***
4.94 (0.07)* 5.29
(0.00)*** 1.07
(0.11)
-0.35 (0.00)**
3.00 (0.00)**
5.09 (0.00)**
-0.68 (0.00)**
NOTAS: LIQ. Es una de las cuatro variables proxy de liquidez/iliquidez (Horquilla relativa, profundidad, ratio ICM o Amihud). La Horquilla relativa se calcula como la media anual de las horquillas de precios diarias. La profundidad es una medida agregada de las acciones disponibles en el libro de órdenes límite. ICM es la profundidad media dividida por la horquilla relativa. Utilizamos observaciones diarias para ambas variables. MAILIQ es una medida que refleja la respuesta asociada a un euro de volumen de negociación. Se define como la media del ratio rentabilidad dividido por el nivel de efectivo. Para cada activo construimos una medida que tiene en cuenta el nivel de liquidez del mercado (MAILIQ). DISC es la variable retardada de calidad de la divulgación para el periodo de 1993 a 1999. RSIZE es nuestro proxy para el tamaño de la empresa, que se obtiene a partir de los residuos de la regresión de la variable tamaño (Lnsize) sobre la calidad de la divulgación. Incluimos de esta manera una variable ortogonalizada para evitar un problema de multicolinealidad. VOLAT es la desviación estándar de las rentabilidades diarias de cada acción y para cada año, dividida por la misma medida para el índice de mercado del SIBE, IBEX 35, en el periodo 1994-2000. REFECT es la variable proxy del nivel de negociación, y lo obtenemos a partir de los residuos de la regresión del logaritmo de la media de volumen efectivo sobre las variables logaritmo del tamaño y calidad de la divulgación, de manera que de nuevo obtenemos una variable ortogonalizada que evita la multicolinealidad.
•Estadísticamente significativo al 10% ** Estadísticamente significativo al 5% *** Estadísticamente significativo al 1 %
informes anuales de las empresas tiene un efecto negativo y significativo sobre la
volatilidad, es decir, una mayor calidad en la información divulgada por las
125
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
empresas implicará una menor volatilidad del precio de sus acciones, tal y como
esperábamos10.
En el panel B se muestran los coeficientes estimados en la segunda etapa, para
cada una de las cuatro medidas alternativas de liquidez. El efecto directo de la
calidad de la divulgación permanece significativo con el signo esperado para tres
de las cuatro medidas de liquidez. La excepción es la medida de iliquidez de
Amihud (2002), ya que cuando tenemos en cuenta la endogeneidad de la variable
volatilidad, la calidad de los informes anuales no ejerce una influencia directa
sobre esta medida de liquidez.
Además, la variable endógena volatilidad, no tiene un efecto significativo en la
determinación de la medida de iliquidez de Amihud (2002) y es solo ligeramente
significativa y con signo positivo en el caso de la profundidad. Esto implica que
para estas dos medidas de la liquidez, el efecto indirecto de la calidad de la
divulgación carece de importancia.
Con respecto a la horquilla relativa, tanto el efecto directo como el indirecto de la
divulgación siguen una misma dirección. Una mayor calidad en los informes
anuales reduce la horquilla relativa de manera directa, y también de una manera
indirecta a través de la reducción de la volatilidad. Estos resultados están avalados
por un R2 del 47%.
Sin embargo, cuando nos fijamos en el ratio ICM de Bollen y Whaley (1998), los
dos efectos actúan en sentido contrario. La calidad de la divulgación tiene un
efecto directo positivo, pero muestra también una influencia indirecta negativa, ya
que la calidad de los informes anuales reduce la volatilidad y como consecuencia
disminuye el ICM. Una posible explicación para esta relación la encontraríamos
en los resultados obtenidos para la variable profundidad. Aunque el p-valor es del
10 Dado que no distinguimos entre diferentes tipos de accionistas, nuestro resultado es similar al
obtenido por Bushee y Noe (2000).
126
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
6%, el efecto indirecto de la calidad de la divulgación sobre la profundidad es
negativo. Reduciendo la volatilidad, la calidad de los informes anuales reduce la
profundidad, aunque al mismo tiempo también minora la horquilla relativa de
precios. La combinación de ambos efectos puede ser la explicación a los
resultados obtenidos para el índice ICM.
Estos resultados ponen de manifiesto que, efectivamente, el efecto de la calidad de
los informes anuales de las empresas sobre la liquidez de sus activos se ve
claramente influenciado por la volatilidad de los mismos, y a su vez, la magnitud
de este efecto dependerá en gran medida de la medida de liquidez que
consideremos. De esta manera, proporcionamos evidencia empírica tanto de la
hipótesis Hl como de H2.
4.3 Análisis adicional
Los resultados obtenidos a partir de los modelos anteriores proporcionan
evidencia de la existencia de un efecto de la calidad de los informes anuales sobre
la liquidez. Para profundizar en la comprensión acerca de la relación entre ambas
variables, llevamos a cabo dos análisis adicionales.
En primer lugar, queremos verificar si el efecto de la calidad de los informes
anuales depende del nivel inicial de divulgación. En segundo lugar, tratamos de
comprobar cómo afectan los cambios en la calidad de la divulgación a cambios en
los niveles de liquidez.
Para contrastar la existencia de posibles diferencias debidas al nivel inicial de
calidad de los informes anuales, dividimos nuestra muestra para cada año en tres
grupos de acuerdo con su nivel de divulgación. Cada uno de estos tres grupos esta
compuesto por el mismo número de empresas. Y una vez que hemos realizado la
clasificación, definimos dos variables dicotómicas: DI, que toma el valor 1 si la
empresa pertenece al grupo de menor calidad en la divulgación y 0 en caso
contrario; y D2, que toma el valor 1 si la compañía ha sido caracterizada como de
127
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
calidad media en su divulgación y O en caso contrario. Por lo tanto, el grupo que
omitimos es el referente a las empresas con mayor calidad en sus informes
anuales.
El nivel inicial de calidad de los informes anuales puede tener un efecto fijo sobre
la liquidez (coeficiente de la variable dummy) y/o puede ejercer un efecto
marginal de la divulgación sobre la liquidez (coeficiente del término de
interacción). Para estudiar estos dos posibles efectos de manera simultánea,
planteamos el siguiente modelo de regresión:
LIQl=a + ftDi+/32D2+ADISC,_l+0A(Di*DISCl_l)
+j35(D2*DISCl_l) + j36RSIZEt+j37VOLATl+j3sREFEC,+sl
Los resultados se muestran en la tabla 5. Como puede apreciarse, el efecto del
nivel inicial de calidad del informe anual depende sustancialmente de la medida
de liquidez que utilicemos. Para el caso de la horquilla relativa, los resultados
difieren en función de si consideramos los resultados en pool o a partir de la
metodología de Fama y MacBeth (1973). Los resultados de la regresión en pool
muestran que las empresas con mayores niveles de calidad en la información que
proporcionan se comportan de manera diferente a las empresas clasificadas como
de calidad media o baja, mientras que las compañías incluidas dentro de estos dos
últimos grupos muestran un comportamiento similar. Los coeficientes de las
variables dicotómicas son ambos positivos, significativos y prácticamente de la
misma magnitud. Esto significa que las empresas de informes anuales de calidad
baja o media muestran horquillas relativas superiores a las que presentan las
empresas de mayor calidad en su divulgación, y este efecto fijo es similar en
magnitud para ambos grupos. Los coeficientes de los dos términos de interacción,
son ambos negativos, significativos y de nuevo muy similares. Esto implica que el
efecto marginal de la calidad de la divulgación sobre la liquidez es mayor para las
empresas de niveles de calidad de sus memorias medios y bajos que para las
128
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
TABLA 5 MODELOS DE INTERACCIÓN
(estadístico t entre paréntesis)
Variable Dependiente
N
Constante
DI
D2
DISC
DDISC1
DDISC2
VOLAT
RSIZE
REFEC
R2 Ajust.
Horquilla Relativa
685 1.03
(4.13)*** 1.02
(2.85)*** 1.23
(2.63)*** -0.82
(-2.64)*** -1.69
(-2.49)** -1.69
(-2.27)** 0.23
(3.67)*** -0.25
(14.57)***
-0.35 (-8.39)***
0.49 (0.00)
Regresiones Pool
Prof
704 7.72
(0.42) -14.72 (-0.81) -22.09 (-1.04) -3.42
(-0.14) 9.86
(0.40) 24.81 (0.82) 4.26
(3.36)*** 2.71
(2.71)***
3.09 (6.50)***
0.08 (0.00)
ICM
685 26.53 (0.78) -36.58 (-0.99) -46.98 (-1.19) -16.46 (-0.37) 23.86 (0.50) 45.21 (0.87) 5.03
(2.56)** 10.36
(4.22)***
5.11 (5.71)***
0.12 (0.00)
Amihud
681 -0.67
(-0.70) 3.83
(2.39)** -0.77
(-0.57) -0.08
(-0.12) -7.45
(-2.19)** 1.64
(0.76) 0.75
(1.63) -0.23
(-2.49)**
-0.68 (-3.08)***
0.20 (0.00)
Horquilla Relativa
685 0.74
(3.77)*** 0.75
(1.51) 0.60
(0.49) -0.76
(-2.75)*** -1.12
(-1.03) -0.40
(-0.18) 0.37
(4.12)*** -0.23
(-12.51)***
-0.25 (-1.99)**
0.58
FamayMacBeth(1973)
Prof
704 -9.36
(-0.32) 1.26
(0.04) -23.96 (-0.71) 15.87 (0.41) -12.16 (-0.29) 33.18 (0.70) 3.99
(2.75)*** 3.45
(2.55)***
2.85 (4.31)***
0.12
ICM
685 33.45 (0.73) -34.20 (-0.69) -78.93 (-1.40) -20.75 (-0.34) 20.46 (0.34) 100.57 (1.33) 0.83
(0.23) 11.62
(5.17)***
6.12 (4.29)***
0.17
Amihud
681 -1.66
(-1.41) 3.21
(1.75)* 0.84
(0.40) -0.14
(-0.19) -7.02
(-1.70)* -0.89
(-0.25) 1.33
(3.77)*** -0.23
(-1.69)* -0.74
(-4.91)***
0.35
NOTAS: LIQ. Es una de las cuatro variables proxy de liquidez/iliquidez (Horquilla relativa, profundidad, ratio ICM o Amihud). La Horquilla relativa se calcula como la media anual de las horquillas de precios diarias. La profundidad es una medida agregada de las acciones disponibles en el libro de órdenes límite. ICM es la profundidad media dividida por la horquilla relativa. Utilizamos observaciones diarias para ambas variables. MAILIQ es una medida que refleja la respuesta asociada a un euro de volumen de negociación. Se define como la media del ratio rentabilidad dividido por el nivel de efectivo. Para cada activo construimos una medida que tiene en cuenta el nivel de liquidez del mercado (MAILIQ). DISC es la variable retardada de calidad de la divulgación para el periodo de 1993 a 1999. RSIZE es nuestro proxy para el tamaño de la empresa, que se obtiene a partir de los residuos de la regresión de la variable tamaño (Lnsize) sobre la calidad de la divulgación. Incluimos de esta manera una variable ortogonalizada para evitar un problema de multicolinealidad. VOLAT es la desviación estándar de las rentabilidades diarias de cada acción y para cada año, dividida por la misma medida para el índice de mercado del SIBE, IBEX 35, en el periodo 1994-2000. REFECT es la variable proxy del nivel de negociación, y lo obtenemos a partir de los residuos de la regresión del logaritmo de la media de volumen efectivo sobre las variables logaritmo del tamaño y calidad de la divulgación, de manera que de nuevo obtenemos una variable ortogonalizada que evita la multicolinealidad. DI es una variable dicotómica cuyo valor es 1 si la empresa pertenece al grupo de menor calidad en la divulgación y 0 en caso contrario; D2 es una variable dicotómica cuyo valor es 1 si la compañía pertenece al grupo de calidad media en su divulgación y 0 en caso contrario. DDISC1 es el término de interacción D1*DISC. DDISC2 es el término de interacción D2*DISC.
* Estadísticamente significativo al 10% ** Estadísticamente significativo al 5% *** Estadísticamente significativo al 1%
129
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
empresas clasificadas en el grupo de alta calidad de divulgación. De nuevo, el R2
de la regresión es casi del 50%, muy por encima del correspondiente al resto de
regresiones. Si nos basamos en los resultados obtenidos a partir de la metodología
de Fama y MacBeth (1973), no es posible hacer esta diferenciación entre grupos
de empresas, ya que tanto el coeficiente de las variables dummy como el de los
términos de interacción no aparecen como significativos.
Con respecto a las variables de profundidad y al índice ICM de Bollen y Whaley
(1998), los resultados obtenidos tanto para las regresiones enpool como con Fama
y MacBeth son muy similares. Ninguno de los términos relacionados con las
variables dicotómicas se muestra significativo, esto es, ni los coeficientes de los
términos de interacción ni los coeficientes de las variables dummy. Esto significa
que en este caso, la calidad de la divulgación no tiene ni un efecto fijo ni marginal
sobre estas dos medidas de liquidez, cuando clasificamos a las empresas en
función de la calidad de sus informes anuales.
Si nos centramos en la última medida, el ratio de iliquidez de Amihud (2002),
parece que la divulgación tiene dos tipos de efectos sobre la misma. Tanto el
efecto fijo como el marginal son significativos para aquellas empresas incluidas
dentro del grupo de "baja calidad", mientras que ninguno de estos efectos tiene
lugar para el caso de las empresas de niveles de calidad medios y altos. En este
caso, las empresas que muestran bajos niveles de calidad en sus informes anuales
son generalmente menos líquidas, pero dentro de este grupo, el nivel de iliquidez
es menor para las empresas con mejores memorias. A estas conclusiones llegamos
tanto a partir de los resultados obtenidos con la metodología de Fama y MacBeth
como con el pool.
A continuación, y con el objetivo de contrastar cómo afectan los cambios en los
niveles de calidad de los informes anuales a cambios en la liquidez, planteamos un
nuevo modelo:
130
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
VAR _ LIQ, =a + ftVAR_ DISC^ + ¡32VAR _ RSIZE, +
fcVAR _ VOLA T, + &VAR _ REFEC, +e,
donde VAR_ representa la variación porcentual para cada año, de manera que:
VAR y = i ¿ - _ i - t y
1¡-\
donde Y hace referencia a cualquiera de las variables incluidas en nuestro estudio.
Estimamos la regresión anterior utilizando la metodología de Mínimos Cuadrados
Ordinarios en 2 etapas (2SLS), y los resultados se muestran en la tabla 6.
Los resultados difieren ligeramente con respecto a los presentados en el análisis
por niveles anterior. Observando el panel B de la tabla podemos apreciar que tan
solo para dos de las medidas de liquidez (horquilla relativa e índice ICM) el efecto
directo de las variaciones de la calidad de la divulgación es positivo y
significativo, es decir, un incremento (disminución) de la calidad de los informes
anuales supone un aumento (descenso) de la liquidez.
Además, si nos fijamos en el panel A (primera etapa) de la tabla 6, podemos
apreciar que el efecto de las variaciones de la calidad de la divulgación, sobre los
cambios de la volatilidad es también positivo. Y esto es contrario a lo que
obteníamos en la regresión por niveles. Bushee y Noe (2000) llegan a un resultado
similar cuando llevan a cabo su análisis de variaciones, y lo intentan justificar
haciendo referencia al efecto de la divulgación sobre la composición del
accionariado de la empresa. Una variación positiva de la divulgación está asociada
con una variación positiva en el número de accionistas transitorios. Dado que este
tipo de inversores se caracteriza por la utilización de estrategias de negociación a
corto plazo, no es sorprendente que un incremento del número de acciones en
131
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
TABLA 6
REGRESIONES 2SLS CON VARIACIONES
(p- valor entre paréntesis)
VAR_Liq=a + j3]VAR_DISC + /32VAR_SIZE + /3iVAR_VOLAT + j34VAR_REFEC + e
Panel A: Ia etapa Variable
Dependiente
VarVolatilidad
N
505
Panel B: 2a etapa Variable
Dependent
Var Horquilla Relativa
Var_Prof
VarJCM
VarAmihud
N
489
505
489
491
Constante
0.04 (0.00)***
Constante
0.02 (0.31) 0.20
(0.08)* 0.21
(0.00)*** 0.91
(0.00)***
VAR_DISC
0.20 (0.04)**
VAR_DISC
-0.43 (0.00)***
0.21 (0.48) 0.78
(0.00)*** -6.84 (0.19)
VAR_RSIZE
0.01 (0.42)
VARRSIZE
-0.01 (0.04)**
-0.01 (0.83) -0.01 (0.58) -0.01 (0.49)
VARJVOLAT (instr.)
0.18 (0.00)***
VARVOLAT
0.14 (0.08)* -0.10 (0.19) -0.17
(0.00)*** 4.47
(0.23)
VAR_REFEC
-0.01 (0.19)
VARREFFEC
-0.01 (0.00)***
0.01 (0.33) 0.01
(0.03)** -0.01 (0.46)
Adj.R2
F-statistic
0.57 (0.00)***
Adj.R2
F-statistic
0.08 (0.00)***
-0.01 (0.98) 0.01
(0.29) 0.04
(0.00)***
NOTAS: LIQ. Es una de las cuatro variables proxy de liquidez/iliquidez (Horquilla relativa, profundidad, ratio ICM o Amihud). La Horquilla relativa se calcula como la media anual de las horquillas de precios diarias. La profundidad es una medida agregada de las acciones disponibles en el libro de órdenes límite. ICM es la profundidad media dividida por la horquilla relativa. Utilizamos observaciones diarias para ambas variables. MAILIQ es una medida que refleja la respuesta asociada a un euro de volumen de negociación. Se define como la media del ratio rentabilidad dividido por el nivel de efectivo. Para cada activo construimos una medida que tiene en cuenta el nivel de liquidez del mercado (MAILIQ). DISC es la variable retardada de calidad de la divulgación para el periodo de 1993 a 1999. RSIZE es nuestro proxy para el tamaño de la empresa, que se obtiene a partir de los residuos de la regresión de la variable tamaño (Lnsize) sobre la calidad de la divulgación. Incluimos de esta manera una variable ortogonalizada para evitar un problema de multicolinealidad. VOLAT es la desviación estándar de las rentabilidades diarias de cada acción y para cada año, dividida por la misma medida para el índice de mercado del SIBE, IBEX 35, en el periodo 1994-2000. REFECT es la variable proxy del nivel de negociación, y lo obtenemos a partir de los residuos de la regresión del logaritmo de la media de volumen efectivo sobre las variables logaritmo del tamaño y calidad de la divulgación, de manera que de nuevo obtenemos una variable ortogonalizada que evita la multicolinealidad.
•Estadísticamente significativo al 10% ** Estadísticamente significativo al 5% *** Estadísticamente significativo al 1%
manos de este tipo de accionistas implique un incremento de la volatilidad del
precio de las mismas.
132
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
Volviendo de nuevo al panel B de la tabla, podemos apreciar que para las medidas
de liquidez a las que estábamos haciendo referencia anteriormente (horquilla
relativa e ICM), el efecto de la volatilidad sobre la liquidez es negativo. Por tanto,
podemos concluir que para estas medidas el efecto indirecto de la calidad de la
divulgación sobre la liquidez es negativo. No obstante, la magnitud de los
coeficientes nos hace pensar que el efecto general que ejercen las variaciones de la
calidad de los informes anuales de las empresas sobre las variaciones de la
liquidez es positivo. Para las otras dos medidas de liquidez (profundidad y ratio de
Amihud) ni el efecto directo ni el indirecto de las variaciones de la divulgación es
significativamente distinto de cero.
5. CONCLUSIONES
Los recientes escándalos financieros que han tenido lugar a ambos lados del
Atlántico, han dado lugar a que la transparencia informativa se convierta en tema
central de debate público sobre la regulación del mercado.
En este trabajo investigamos si la calidad de los informes anuales está
significativamente relacionada con una variable fundamental relacionada con el
funcionamiento del mercado de capitales: la liquidez.
A partir de una muestra de empresas españolas que cotizan en el Mercado
Continuo entre los años 1994 y 2000, para las cuales disponemos de la medida de
calidad de los informes anuales, hemos contrastado la hipótesis de que mayor
transparencia o calidad en la información que las empresas proporcionan está
asociada con mayores niveles de liquidez.
En términos generales, los resultados de nuestras regresiones confirman el
resultado previo de que la calidad de la divulgación tiene un efecto positivo sobre
la liquidez del mercado (Ht). Sin embargo, nuestros resultados también ponen de
manifiesto el hecho de que la magnitud y significatividad de este efecto depende
133
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Análisis de la relación entre divulgación de información, liquidez y volatilidad
de la medida de liquidez que utilicemos (H3). Además, también demostramos que
la volatilidad puede ejercer un papel fundamental en esta relación (H2). El efecto
indirecto que la divulgación tiene sobre la liquidez a través de la volatilidad puede
ir en dirección contraria a la que tendría en el efecto directo. Cuando realizamos el
análisis por niveles encontramos que esto es exactamente lo que ocurre para el
caso del índice ICM de Bollen y Whaley (1998). Cuando repetimos el análisis
para las variaciones de nuestras variables de nuevo observamos que el efecto
directo y el indirecto tienen signo contrario para el índice ICM y también para la
horquilla relativa.
Finalmente, demostramos que el efecto de la divulgación sobre la liquidez puede
depender del nivel inicial de calidad de la divulgación. Sin embargo, de nuevo la
elección de la medida de liquidez afecta de una manera significativa a los
resultados, siendo en todos los casos más fiables los resultados relativos a la
horquilla de precios, ya que muestran mayores R ajustados
La conclusión principal de nuestro análisis es que la relación entre la divulgación
y la liquidez no puede ser estudiada sin tener en cuenta dos cuestiones
fundamentales: a) la naturaleza multidimensional del concepto liquidez y la
consecuente dificultad a la hora de seleccionar la medida apropiada; b) la
posibilidad de que existan efectos indirectos significativos que surgen a través del
efecto de la divulgación sobre ciertas variables intermedias.
En este trabajo utilizamos cuatro medidas alternativas de liquidez /¿liquidez y
consideramos la volatilidad como una de las posibles variables intermedias. La
utilización de otras medidas de liquidez/iliquidez y/o otras posibles variables
intermedias está abierta para investigaciones futuras.
134
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
CONCLUSIONES
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Conclusiones
CONCLUSIONES
La transparencia y la calidad de los informes anuales de las empresas se han
convertido en temas de vital importancia y en centro de atención de numerosas
investigaciones. Este interés, se ha visto incrementado sustancialmente tras los
recientes escándalos financieros que han tenido lugar tanto en EEUU como en
Europa, y han planteado nuevas cuestiones entre las que cabría destacar hasta qué
punto la información contable obligatoria constituye un sistema de información
eficiente. Circunstancias tales como la necesidad de financiarse en unos mercados
de capitales cada vez más sofisticados y complejos, obligan a las empresas a
facilitar una cantidad de información superior a la que implica el mero
cumplimiento de las obligaciones legales en materia de información contable. Por
ello, la estrategia de comunicación económico-financiera ha venido asumiendo
cada vez más importancia en el marco general de la definición de la estrategia
competitiva de la empresa. Además, la continua evolución de los procedimientos
de organización y desarrollo de las actividades económicas y de los instrumentos
financieros utilizados para financiar dichas actividades han llevado tanto a los
académicos como a los profesionales a cuestionar el modelo tradicional de
comunicación financiera de la empresa basado en la información proporcionada
en los estados contables, así como determinados prácticas como la valoración de
los activos según el principio del coste histórico.
Esta tensión entre la evolución del mundo de los negocios y la rigidez del modelo
contable clásico ha generado en muchas empresas la necesidad de considerar la
posibilidad de revelar de manera voluntaria información relevante de la empresa,
mejorando el nivel de la tradicional información contable.
Nuestro objetivo, en cambio, en la presente Tesis no ha sido cuantificar la
información que las empresas proporcionan al mercado sino diferenciar a las
mismas en función de la calidad de sus informes anuales. Con este fin, utilizamos
136
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Conclusiones
un índice en el que se incluyen parámetros tanto de divulgación voluntaria como
obligatoria en el informe anual y que van desde aspectos puramente relacionados
con los estados financieros de la empresa hasta características como el orden y la
claridad con que se ha confeccionado el informe. La lista de parámetros a tener en
cuenta, así como la valoración relativa a cada uno de ellos en función del grado de
detalle o claridad con el que se incluye en la memoria, nos la proporciona la
revista española "Actualidad Económica", que cada año realiza un ranking de las
memorias más transparentes del mercado continuo español.
A pesar de que las ventajas de proporcionar una mayor cantidad de información o
mejorar la calidad de la misma han sido frecuentemente citadas en la literatura
previa, la evidencia empírica no siempre ha obtenido resultados concluyentes. De
esta manera, nuestro objetivo es profundizar en tales cuestiones a través de un
análisis empírico que permita mejorar nuestro conocimiento acerca de algunas de
las consecuencias derivadas de la divulgación de información por parte de las
empresas.
Concretamente, nos centramos en tres aspectos que consideramos fundamentales e
interesantes para ser objeto de nuestra investigación, y que dan forma a cada uno
de los tres capítulos que componen la presente Tesis Doctoral.
En el primer capítulo, analizamos las consecuencias que la mayor o menor calidad
de los informes anuales de las empresas pueden tener en la reputación de las
mismas. El concepto multidimensional de reputación, es un valioso activo
intangible estrechamente vinculado al conocimiento que el mercado tiene de una
empresa, y por tanto a su valoración. Ello nos llevó a plantearnos que la estrategia
de comunicación que la empresa lleve a cabo, puede de alguna manera intervenir
en la reputación asignada a la misma por el mercado. A pesar de que en mercados
como el americano este tema ha sido objeto de numerosos estudios, en nuestro
país no existe evidencia de estudios empíricos previos relativos a este tema. En
Estados Unidos, se publica cada año desde 1982 el índice Fortune de las empresas
137
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Conclusiones
americanas más admiradas. Esta medida se confecciona a partir de encuestas a
distintos colectivos entre los que destacan ejecutivos, directivos y analistas, que
puntúan de 0 a 10 una serie de atributos de la empresa. Numerosos estudios se han
basado en esta medida como variable proxy de la reputación de la empresa, y han
puesto de manifiesto la existencia de una relación positiva entre ésta y los
rendimientos de la misma. Sin embargo, las conclusiones extraídas a partir de los
anteriores resultados presentan unos límites, ya que esta medida de reputación no
está exenta de críticas. Algunas de las más destacables podrían ser, por ejemplo,
su alta correlación con los resultados de la empresa, el limitado grupo de personas
a los que se dirigen las encuestas que posteriormente permiten confeccionar la
medida y que el ratio Fortune solo se dispone para empresas de gran tamaño. Esta
serie de limitaciones hace que se plantee la posibilidad de utilizar otro tipo de
medida como la que plantea Deephouse (2000). En su estudio, utiliza una variable
que denomina Reputación de los Medios y que define como la evaluación general
de una empresa presentada en los medios de comunicación. Utilizando esta
medida, muestra que una reputación favorable es un importante activo intangible
que permite mejorar la situación económico-financiera de la empresa.
En el caso español, desde el año 2000 disponemos del Monitor Español de
Reputación Corporativa (MERCO), un índice que valora con una puntuación, de 0
a 1000, el concepto multidimensional de reputación empresarial. Entre sus
dimensiones, encontramos resultados económico-financieros, calidad producto-
servicio, cultura corporativa, presencia internacional e Investigación y Desarrollo
(I + D).
Este índice, es confeccionado por un Instituto de Investigación a partir de datos de
una muestra de 10.000 directivos de más de 2.150 empresas. Por medio de
cuestionarios, estos directivos citaban aquellas empresas que consideraban que
poseían una "buena reputación", tanto en su propio sector como en cualquier
otro. A partir de sus respuestas se confecciona esta medida. A comienzos del año
138
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Conclusiones
siguiente se publica el valor del índice pero tan sólo para las 50 primeras
empresas.
El objetivo de nuestro primer capítulo es analizar si la calidad de los informes
anuales de las empresas del mercado continuo español está relacionada de manera
significativa con la reputación de las mismas.
Utilizando los datos de los dos primeros años en los que se confecciona este
índice MERCO, esto es, 2000 y 2001, obtenemos dos claros resultados: que el
tamaño es un determinante fundamental del nivel de reputación de una empresa y
que efectivamente, existe una relación positiva y significativa entre la calidad de
la divulgación y su reputación. Este resultado, pone de manifiesto que la calidad
de los informes anuales de las empresas juega un papel primordial en la
proyección estratégica de las mismas, añadiendo así otra característica más a la
larga lista de efectos positivos empíricamente documentados de incrementar la
calidad y/o cantidad de divulgación.
El segundo capítulo de la Tesis se centra en la relación existente entre la calidad
de la divulgación y el coste de capital de las empresas. Desde un punto de vista
teórico, encontramos modelos que predicen que los incrementos de la cantidad o
la calidad de la información divulgada están relacionados con precios de
equilibrio más altos o menores costes de capital. La justificación a este resultado
no es más que el hecho de proporcionar información de manera pública reduce el
nivel de selección adversa del mercado, y por tanto el riesgo esperado de dicha
acción.
Sin embargo, está relación en principio tan clara, no ha podido ser demostrada
empíricamente de manera unánime. El ejemplo más claro de esta situación sería el
trabajo de Botosan (1997), donde se pone de manifiesto que aquellas empresas
que divulgan información de mayor calidad se ven beneficiadas con costes de
139
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Conclusiones
capital inferiores. No obstante, este resultado solo es cierto para el caso de
empresas que no muestren un alto grado de seguimiento por parte de los analistas.
Entre los motivos por los cuales los resultados empíricos relativos a esta cuestión
no son tan concluyentes como cabría esperar en un principio, encontramos
básicamente dos:
i) Dificultades de medición. Tanto el coste de capital como la calidad de
la información son variables que no pueden observarse directamente
por el investigador. Por tanto, debemos confiar en percepciones
individuales que conllevan que los contrastes que se realicen
impliquen un alto grado de subjetividad.
ii) Cuestiones relativas a la especificación de los modelos. Como
proponen Gietzmann y Trombetta (2003), los contrastes empíricos que
se han realizado hasta la fecha pueden estar afectados por un
importante problema de especificación, ya que no consideran el
posible efecto que tendría la elección de diferentes políticas contables.
Este trabajo, por tanto, pretende contribuir a la literatura existente que se centra en
los efectos de la divulgación sobre el coste de capital, tomando en consideración
estas dos importantes cuestiones.
Como medida de calidad de los informes anuales tomamos el índice que se ha
descrito previamente para el primer capítulo, ya que esta medida es común en los
tres capítulos y constituye el nexo de unión entre los mismos.
Con respecto a la estimación del coste de capital, la literatura previa establece dos
vertientes diferenciadas: por un lado, las estimaciones ex - ante, basadas en
pronósticos de analistas, y por otro, las estimaciones ex - post, que toman como
base rentabilidades pasadas. Ambas vertientes han dado lugar a numerosas
críticas, sin embargo recientemente diversos trabajos han propuesto nuevas
alternativas para la medición del coste de capital basadas en el precio actual de la
140
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Conclusiones
acción y en los pronósticos de analistas acerca de los beneficios futuros. Para
nuestro estudio, seguimos esta nueva vertiente y realizamos una estimación ex -
ante del coste de capital utilizando las previsiones de los analistas como variable
proxy de las expectativas del mercado.
El objetivo primordial de nuestro segundo capítulo es proporcionar evidencia
empírica acerca de la existencia o no del equilibrio de interacción mostrado de
manera teórica por Gietzmann y Trombetta (2003). La característica distintiva de
este equilibrio es el hecho de que el coste de capital está determinado
simultáneamente por la calidad de la información divulgada por las empresas y
por la política contable seleccionada. En este equilibrio, las empresas clasificadas
como conservadoras son las que muestran un menor coste de capital,
independientemente de su divulgación. Por otro lado, las empresas agresivas
pueden reducir su coste de capital incrementando la cantidad de información
divulgada. Este resultado podría ser una explicación a la dificultad que hasta la
fecha ha existido para encontrar signifícatividad estadística a la relación inversa
existente entre el coste de capital y la divulgación, como ocurre por ejemplo en el
trabajo anteriormente referenciado de Botosan (1997).
La característica distintiva de nuestro trabajo es la inclusión de esta variable proxy
de la política contable seleccionada por la empresa, en interacción con la variable
de calidad de divulgación, en la especificación empírica del modelo de coste de
capital. El modelo, por tanto, incluye una variable dicotómica que diferencia a las
empresas agresivas de las conservadoras. La confección de esta variable
dicotómica se ha realizado de dos maneras alternativas:
Por un lado, a partir de los discretionary accruals o ajustes por devengo
discrecionales del Modelo de Jones Modificado de Dechow et al. (1995),
considerando como empresas conservadoras (agresivas) aquellas que muestran
ajustes por devengo negativos (positivos). Por otro lado, y como forma alternativa
de diferenciar a las empresas en función de su política contable, construimos una
141
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Conclusiones
medida propia que diferencia entre empresas agresivas y conservadoras a partir de
una serie de ratios obtenidos directamente de los informes anuales.
Basándonos en una muestra de empresas españolas en el período comprendido
entre 1999 y 2002, nuestros resultados ponen de manifiesto que la elección de la
política contable de la empresa se muestra como una variable con un significativo
poder explicativo en la relación existente entre el coste de capital y la calidad de la
divulgación. En el caso de las empresas clasificadas como agresivas la relación es
negativa, como esperábamos. Por otro lado, para las empresas conservadoras la
divulgación no aparece como un determinante significativo del coste de capital.
Esto lo interpretamos como evidencia positiva a favor de la existencia del
equilibrio de interacción que predicen teóricamente Gietzmann y Trombetta
(2003) y pone de manifiesto que la estrategia de comunicación de una empresa
viene determinada de manera simultánea por dos variables que están en constante
interacción: las decisiones acerca de la política de divulgación de información de
la empresa y la elección de la política contable de la misma.
Por último, en el tercer capítulo, realizamos un análisis de la relación existente
entre la calidad de los informes anuales de las empresas y la liquidez de sus
acciones.
La liquidez ha sido considerada como una de las principales variables a la hora de
estimar el grado de información asimétrica al que se enfrentan los inversores, por
tanto cabe esperar la existencia de una relación entre ambas variables. De hecho,
la literatura previa ha puesto de manifiesto la existencia de dicha relación, aunque
ésta depende en gran medida de las variables proxy de liquidez utilizadas, así
como de las variables incluidas u omitidas en los modelos de regresión.
Desde un punto de vista teórico, la relación entre la divulgación y la liquidez ya
estaba implícita en el modelo de Kyle (1985). En este modelo, la liquidez está
inversamente relacionada con el nivel de selección adversa presente en el
142
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Conclusiones
mercado. Por tanto, es lógico extender este análisis a través del estudio del efecto
que tiene la revelación pública de información sobre el nivel global de selección
adversa. La intuición nos dice que la divulgación debería reducir la selección
adversa y por tanto, incrementar la liquidez del mercado. Sin embargo, esta
relación no tiene porqué cumplirse. De nuevo desde un punto de vista teórico,
Kim y Verrechia (1994), por ejemplo, proporcionan una posible explicación para
la relación contraria. Si los anuncios públicos se interpretan de forma diferente
entre los inversores, entonces es posible que se produzca un incremento de la
información asimétrica. Si este fuera el caso, entonces la divulgación reduciría la
liquidez del mercado.
Desde el punto de vista empírico, encontramos tres trabajos que ya han
demostrado la existencia de una relación positiva entre divulgación y liquidez.
Welker (1995) y Healy, Hutton y Palepu (1999) lo hacen tomando como medida
de liquidez la horquilla relativa mientras que Heflin, Shaw y Wild (2002) miden la
liquidez por medio de la horquilla efectiva y la profundidad.
A pesar de que estos resultados son importantes, encontramos interesante ampliar
el estudio acerca de la relación entre liquidez y divulgación principalmente por
dos razones: en primer lugar, porque incluimos diferentes medidas de liquidez que
ponen de manifiesto que la significatividad y el signo de la relación dependen en
gran medida de la variable considerada, y en segundo lugar, porque la aplicación
de una metodología Two Stages Least Squares (TSLS) o Mínimos Cuadrados en
Dos Etapas, nos permite apreciar que el efecto total que la calidad de la
divulgación ejerce en la liquidez, no se debe únicamente al efecto directo de la
primera variable sobre la segunda, sino también, a un efecto indirecto que la
calidad de la divulgación ejerce sobre la volatilidad. Además, el signo de esta
relación indirecta no tiene porqué coincidir con el signo positivo de la relación
directa.
143
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Conclusiones
Como medidas de liquidez hemos considerado además de las tradicionales como
son la horquilla relativa y la profundidad, el ratio Market Quality Index o índice
de Calidad de Mercado (ICM) de Bollen y Whaley (1998) que relaciona las
anteriores variables mediante el cociente de la profundidad media entre la
horquilla relativa. La última medida incluida en nuestro estudio es el ratio de
Amihud (2002), que podría ser considerado como una medida de la elasticidad del
libro de órdenes.
A partir de una muestra de empresas que cotizan en el mercado continuo español
entre 1994 y 2000, los resultados de nuestras regresiones confirman el resultado
previo de que la calidad de la divulgación tiene un efecto positivo sobre la
liquidez del mercado. Sin embargo, nuestros resultados también ponen de
manifiesto el hecho de que la magnitud y significatividad de este efecto depende
de la medida de liquidez que utilicemos. Además, también demostramos que la
volatilidad puede ejercer un papel fundamental en esta relación. El efecto
indirecto que la divulgación tiene sobre la liquidez a través de la volatilidad puede
ir en dirección contraria a la que tendría en el efecto directo. Esto es exactamente
lo que ocurre para el caso del índice ICM de Bollen y Whaley (1998) cuando
realizamos el análisis por niveles. Los resultados que se desprenden del análisis
para las variaciones de nuestras variables de nuevo muestran que el efecto directo
y el indirecto tienen signo contrario para el índice ICM y también para la horquilla
relativa, aunque observando las magnitudes de los coeficientes en valor absoluto,
podemos concluir que el efecto global de la calidad de la divulgación sobre la
liquidez continuará siendo positivo.
Por tanto, cabría destacar de este tercer capítulo dos cuestiones fundamentales que
determinan la naturaleza de la relación entre divulgación y liquidez: a) la
naturaleza multidimensional del concepto liquidez y la consecuente dificultad a la
hora de seleccionar la medida apropiada; b) la posibilidad de que existan efectos
indirectos significativos que surgen a través del efecto de la divulgación sobre
ciertas variables intermedias.
144
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Conclusiones
No es el objetivo de la presente Tesis Doctoral establecer resultados y
conclusiones definitivas, antes al contrario, pretenden establecer la base sobre la
cual se desarrollen posteriores investigaciones. La autora expresa así su voluntad
de seguir avanzando en este estudio mediante la ampliación de las muestras de
cada uno de los tres capítulos, así como la introducción de nuevas metodologías
que contribuyan a proporcionar robustez a los resultados hasta ahora obtenidos.
145
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Acharya, V. V. y Pedersen, L. H. 2004. Asset Pricing with Liquidity Risk. Working Paper.
Amihud Y., 2002. "Illiquidity and stock returns: cross-sections and time series effects". Journal of Financial Markets, 5:31-56
Amir, E. y Lev, B. 1996. "Valué Relevance of Nonfínancial Information: The Gíreles Telecommunications Industry". Journal of Accounting and Economics, 22: 3-30.
Barney, J. y Hansen, M. 1994. "Trustworthiness as a Source of Competitive Advantage". Strategic Management Journal, 15: 175-190.
Barret, ME. 1976. "Financial Reporting Practices: Disclosure and Comprehensiveness in an International Setting". Journal of Accounting Research, 14: 10-26.
Basu, S. 1997, 'The conservatism principie and the asymmetric timeless of earnings'. Journal of Accounting and Economics, 24(1), pp. 3-37
Beatty, RP. y Ritter, JR. 1986. "Investment Banking, Reputation and Underpricing of Initial Public Offerings". Journal of Financial Economics, 15:213-232.
Belsley, D., E. Kuh y R. Welsch (1980), Regression Diagnostics: Identifying Influential Data and Sources of Collinearity, New York: John Willey and Sons.
Beltran, H., Durré, A. y Giot, P. 2004. Nacional bank ofBelgium Working Papers
Benston, G., Irvine P. y E. Kandel., 2000. "Liquidity beyond the inside spread: Measuring and using information in the limit order book". Working Paper, Goizueta Business School, Emory University.
Bollen, N.P.B. y R.E. Whaley, 1998. Are "teenies" better?. Journal of Portfolio Management, Fall 1998:10-24.
Botosan, C.A. 1997, 'Disclosure level and the cost of equity capital'. The
Accounting Review, 72(3), pp. 323-349.
Botosan, C.A. y M. A. Plumlee 2002a, "Assessing the Construct Validity of
Alternative Proxies for Expected Cost of Equity Capital".
http://ssrn.com/abstract=310181
147
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Botosan, C.A. y M. A. Plumlee 2002b, 'A re-examination of disclosure level and
the expected cost of equity capital'. Journal of Accounting Research, 40(1),
pp. 21-40.
Bushee, B.J y C.F. Noe, 2000. Corporate disclosure practices, institutional
investors and stock return volatility. Journal of Accounting Research,
38(S):171-202
Chalmers, K. y Godfrey, JM. 2004. "Reputation Costs: the ímpetus for Voluntary
Derivative Financial Instrument Reporting". Accounting, Organizations and
Society, 29: 95-125.
Chauvin, KW. y Hirschey, M. 1994. "Goodwill, Profítability and the Market
Valué of the Firm". Journal of Accounting and Public Policy, 13: 159-180.
Chen, F., B.N. Jorgensen y Yoo, Y.K. 2004, 'Implied Cost of Equity Capital in
Earnings-based Valuation: International Evidence', forthcoming in
Accounting and Business Research.
Choi, F. 1973. "Financial Disclosure and Entry to the European Financial
Market". Journal of Accounting Research, 11: 159-175.
Chordia, T., Roll, R. y Subrahmanyam, A. 2001. Market liquidity and trading
activity, Journal ofFinance, 56, 501-530.
Chow, C.W. y A. Wong-Boren 1987, 'Voluntary fínancial disclosure by Mexican
corporations', The Accounting Review 62(3), pp. 533-541.
Cooke, S. 1989. "Disclosure in the Corporate Annual Reports of Swedish
Companies". Accounting and Business Research, 19: 113-124.
148
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Clarkson, P., J. Guedes y R. Thompson 1996, 'On the diversification,
observability, and measurement of estimation risk', Journal of Financial
and Quantitative Analysis 31(1), pp. 69-84.
Claus, J. y J. Thomas 2001, 'Equity risk premium as low as three percent?
Evidence from analysts' earnings forecasts for domestic and intemational
stocks', Journal ofFinance 56(5), pp. 1629-1666
Coles, J. L., U. Loewenstein y J. Suay 1995, 'On equilibrium pricing under
parameter uncertainty', Journal of Financial and Quantitative Analysis
30(3), pp. 347-364.
Cooke, T.E. (1989), 'Disclosure in the corporate annual reports of Swedish
companies', Accounting and Business Research 19, pp. 113-124.
Crawford V.P. y Sobel J. 1982. "Strategic information transmission",
Econometrica 50(6):1431-1451
Daellenbach, U., Sharma, S. y Vredenburg, H. 1998. "A Dynamic Theory of
Corporate Reputation Formation and Stability". Working Paper. St. Mary 's
University, Halifax: Nova Scotia.
Dechow, P.M., R.G. Sloan y A.P. Sweeney (1995), 'Detecting Earnings
Management', The Accounting Review, 70(2), pp. 193-225.
Deephouse, D. 2000. "Media Reputation as a Strategic Resource: an Integration of
Mass Communication and Resource- Based Theories". Journal of
Management, 26: 1091-1112.
De Jong, F., Nijman, T. y A. Róell, 1996. Price effects of trading and components
of the bid-ask spread on the Paris Bourse. Journal of Empirical Finance, 3,
193-213.
149
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Diamond, D. E. y R. E. Verrechia 1991, 'Disclosure, liquidity, and the cost of
capital', Journal ofFinance 46(4), pp. 1325-1359.
Domowitz, I., Glen, J. y Madhavan, A. 2000. Liquidity, Volatility and Equito
Trading Costs Across Countries and Over Time. Working Paper,num.322.
Dye, R.A., 2001. "An evaluation of "Essays on disclosure" and the disclosure
literature in accounting". Journal ofAccounting Economics, 32:181-235.
Easton, P. y S. Monahan 2003, 'An evaluation of the reliability of accounting
based measures of expected returns: a measurement error perspective',
http://ssrn.com/abstract=433801
Easton, P., G. Taylor, P. Shroff y T. Sougiannis 2002, 'Using forecasts of
earnings to simultaneously estímate growth and the rate of return on equity
investment', Journal of Accounting Research 40(3), pp. 657-676.
Elton, E.J. 1999, 'Expected returns, realized returns and asset pricing tests', The
Journal ofFinance 54(4), pp. 1199-1220.
Fama, E.F. y K. French (1997), 'Industry costs of equity', Journal of Financial
Economics, 33(1), pp. 3-57.
Fama, E.F. y J.D. MacBeth (1973), 'Risk, return, and equilibrium: empirical
tests', Journal of Political Economy, 81(3), pp. 607-636.
Firth, M, 1979. "The Impact of Size, Stock Market Listing and Auditors on
Voluntary Disclosure in Corporate Annual Reports". Accounting and
Business Research, 9: 273- 280.
Fishman, A. y Robb, R. 2002. "Is Bigger Better? Investing in Reputation". SSRN
Working Paper: March 2002.
150
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Fombrun, C. 1996. "Reputation: Realizing Valué from the Corporate Image".
Harvard Business School Press: Boston MA.
Fombrun, C. y Shanley, M. 1990. "What's in a Ñame? Reputation Building and
Corporate Strategy". Academy oj Management Journal, 33: 233-258.
Foster, D.F. y Viswanathan, S. 1993. Variations in Trading Volume, Return
Volatility, and Trading Costs: Evidence on Recent Price Formation Models.
The Journal of Finance, 48: 187-211.
Garcia-Lara, J.M. y A. Mora (2004), 'Balance sheet versus earnings conservatism
in Europe', European Accounting Review, 13(2), pp. 261-292.
Gebhardt, W. R., C. M. Lee y B. Swaminathan (2001), 'Toward and implied cost-
of-capital', Journal of Accounting Research, 39(1), pp. 135-176.
Gelb, DS. 2002. "Intangible Assets and Firms' Disclosures: An Empirical
Investigation". Journal of Business, Finance and Accounting, 29: 457-476.
Gietzmann M. y J. Ireland (2004), 'Cost of Capital, Strategic Disclosures and
Accounting Choice', forthcoming in the Journal of Business Finance and
Accounting
Gietzmann, M. y M. Trombetta (2003), 'Disclosure Interactions: Accounting
policy choice and voluntary disclosure effects on the cost of raising outside
capital', Accounting and Business Research, 33(3), pp. 187-205.
Gigler F. 1994. "Self-enforcing voluntary disclosures", Journal of Accounting Research 32(2):224-240
151
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Giner, B. (1997), 'The influence of company characteristics and accounting
regulation on information disclosed by Spanish firms', European
Accounting Review 6(1), pp. 45-68.
Glosten, L.R., 1994. "Is the electronic open limit order book inevitable?" Journal
ofFinance, 49, 1127-1161.
Greene, WH. 1999. "Análisis Econométrico". Pearson Educación, Madrid.
Gode, D. y P. Mohanram 2002, 'Inferring the cost of capital using the Ohlson-
Juettner model', Working Paper, Stern School of Business.
Guay, W. R., S. P. Kothari y S. Shu (2003), 'Properties of implied cost of capital
using analysts' forecasts', MIT Shan Working Paper No. 4422-03.
http://ssrn.com/abstract=426560
Hail, L. (2002), 'The impact of voluntary corporate disclosures of the ex-ante cost
of capital for Swiss firms', European Accounting Review 11(4), pp. 741-
773.
Hail L., y C. Leuz (2003), 'International differences in the cost of equity capital:
do legal institutions and securities regulation matter?', ECGI - Law Working
Paper No. 15/2003. http://ssm.com/abstract=437603.
Hall, R. 1992. "The Strategic Analysis of Intangible Resources". Strategic
Management Journal, 13: 135-144.
Hall, R. 1993. "A Framework Linking Intangible Resources and Capabilities to
Sustainable Competitive Advantage". Strategic Management Journal, 14:
607-618.
152
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Hasbrouck, J. 2002. "Inferring Trading Costs from Daily Data: US Equities from
1962 to 2001", Working Paper, Stern School of Business, New York
University.
Handa, P. y S. C. Linn (1993), 'Arbitrage pricing with estimation risk', Journal of
Financial and Quantitative Analysis 28(1), pp. 81-100.
Healy, P. M , A. P. Hutton y K. G. Palepu (1999), 'Stock performance and
intermediation changes surrounding sustained ulereases in disclosure',
Contemporary Accounting Research 16(3), pp. 485-520.
Heflin, F., K.W. Shaw, y J.J. Wild, 2002. "Disclosure quality and market
liquidity, working paper", Robert H. Smith School of Business, College
Park, MD.
Hutton, AP., Miller, GS. y Skinner, DJ. 2000. "Effective Voluntary Disclosure".
Working Paper, Harvard Business School July 2000. Available in SSRN
Datábase.
Jones, C.M. y Lipson, M.L. 2001. "Sixteenths: direct evidence on institutional
execution costs", Journal of Financial Economics, 59, 253-278.
Kim, O. y Verrecchia, R.E., 1994."Market liquidity and volume around earnings
announcements". Journal of Accounting and Economics 17,41-67.
Klein, R. W. y V. S. Bawa (1976), 'The effect of estimating risk on optimal
portfolio choice', Journal of Financial Economics 3(3), pp. 215-231.
Klein, B. y Leffier, K. 1981. " The Role of Market Forces in Assuring Contractual
Performance". Journal ofPolitical Economy, 89: 615- 641.
153
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Kyle, A., 1985. "Continuous auctions and insider trading". Econometrica 53,
1315-1335.
Lang, M. y Lundholm, R. 1993. "Cross-Sectional Determinants of Analysts
Ratings of Corporate Disclosures". Journal of Accounting Research, 31: 246-
271.
Lee, C, B. Mucklow, y M. Ready. 1993. "Spreads, depths, and the impact of
earnings information: An intraday analysis." The Review of Financial Studies,
6, No. 2: 345-374.
Leuz, C. y Verrechia, RE. 2000. "The Economic Consequences of Increased
Disclosure". Journal of Accounting Research, Supplement 2000: 91- 124.
Lev, B., 1989. On the usefulness of earnings: Lessons and directions from two
decades of empirical research. Journal of Accounting Research, 27
(Supplement), 153-192.
Logsdon, JM. y Wartick, SL. 1995. "Theoretically Based Applications and
Implications for Using the Brown and Perry Datábase". Business & Society,
34: 222-226.
López, G. y Marhuenda, J. 2002. ¿Determina el diferencial de información la
valoración de activos?: Una aproximación al mercado de capitales español. X
Foro de Finanzas, Sevilla, 2002.
Lundholm, R. y Myers, LA. 2002. "Bringing the Future Forward: the Effect of
Disclosure on the Return- Earnings Relation". Journal of Accounting
Research, 40: 809-839.
Madhavan, A., 2000." Market microstructure: A survey." Journal of Financial
Markets, 3: 205-258.
154
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Marquardt, C. A. y C. I. Wiedman (1998), 'Voluntary disclosure, information
asymmetry, and insider selling through secondary equity offerings',
Contemporary Accounting Research, 15(4), pp. 505-537.
Martínez, M.A., Rubio,G. y Tapia, M.,2004. "Understanding liquidity: A closer
look at the limited order book". Revista de Economía Aplicada. Aceptado para
su publicación.
Milgrom, P. 1981. "Good News and Bad News: Representation Theorems and
Applications". Bell Journal ofEconomics, 12: 380-391.
Milgrom, P. y Roberts, J. 1986a. "Relying on the Information of Interested
Parties". Rand Journal ofEconomics, 17: 18-32.
Milgrom, P. y Roberts, J. 1986b. "Price and Advertising Signáis of Product
Quality". Journal ofPoliíical Economy, 94: 796-821.
Novales, A. 1993, Econometría, McGraw-Hill/Interamericana de España, S.A.,
Madrid.
Ohlson, J. A., y B. E. Juettner-Nauroth 2001, 'Expected EPS and EPS growth as
determinants of valué', Working paper, New York University.
Pascual, R., Escribano, A. y Tapia, M., 2004. "On the Bi-dimensionality of
Liquidity". The European Journal ofFinance. Aceptado para su publicación.
Raffournier, B. 1995, 'The determinants of voluntary financial disclosure by
Swiss Usted companies', European Accounting Review 4, pp. 261-280.
155
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Rao, H. 1994. "The Social Construction of Reputation: Certifícation Contests,
Legitimation, and the Survival of Organizations in the American Automobile
Industry: 1895-1912". Strategic Management Journal, 15:29-44.
Rindova, VP. y Fombrun, C.1999. "Constructing Competitive Advantage: the
Role of Firm-Constituent Interaction". Strategic Management Journal, 20:
691-710.
Roberts, PW. y Dowling, GR. 2002. "Corporate Reputation and Sustained
Superior Financial Performance". Strategic Management Journal, 23: 1077-
1093.
Sabaté, JM. y Puente, E. 2003. "The Concept and Measurement of Corporate
Reputation: An Application to Spanish Financial Intermediaries". Corporate
Reputation Review, 54: 280-301.
Sengupta, P. 1998. "Corporate Disclosure Quality and the Cost of Debt". The
Accounting Review, 73: 459-474.
Singhvi, SS. y Desai, HB. 1971. "An Empirical Análisis of the Quality of
Corporate Financial Disclosure". The Accounting Review, 46: 129-138.
Tapia, M. 1996. "Formación de Precios en un mercado Financiero con Creadores
de Mercado Informados". Revista Española de Economía. 13, 141-155.
Toms, JS. 2002. "Firm Resources, Quality Signal and the Determinants of
Corporate Environmental Reputation: Some UK Evidence". British
Accounting Review, 34: 257-282.
156
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Trombetta, M. (2004), 'Implied Cost of Equity Capital in Earnings-based
Valuation: International Evidence. Discussion'. Accouníing and Business
Research. Aceptado para su publicación.
Van Ness, B., R. Van Ness, and R. Warr, 2001. How Well do Adverse Selection
Components Measure Adverse Selection? Financial Management, 30, 77-98
Verrecchia, R., 2001. "Essays on Disclosure". Journal of Accouníing Economics,
32:97-180.
Weigelt, K. y Camerer, C. 1988. "Reputation and Corporate Strategies". Strategic
Management Journal, 9: 443-454.
Wagenhofer A. 1990. "Voluntary Disclosure with a Strategic Opponent", Journal
oí Accouníing and Economics 12(4):341-362
Welker, M., 1995. "Disclosure policy, information asymmetry, and liquidity in
equity markets", Contemporary Accouníing Research, 11 (Spring), 801-827.
157
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
APÉNDICE
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Apéndice
1) La carta del Presidente: Si se firma durante el primer cuarto del año, se le
asigna un punto. Al contenido de la carta se le asignará hasta 5 puntos si se
incluye una clara definición de la estrategia de la empresa. (Escala: de 0 a 6
puntos)
2) Datos históricos: se asignarán dos puntos si se proporcionan los principales
datos del balance y la cuenta de pérdidas y ganancias del año t-2. Cuatro puntos si
aparece esta información para el año t-3 y seis puntos si aparece para el año t-4.
(Escala: de 0 a 6 puntos)
3) Datos básicos: ocho puntos si aparecen resúmenes de los principales datos
contables, y de los ratios financieros y de mercado. Tanto la cantidad como la
calidad de los datos son evaluados. (Escala: de 0 a 8 puntos)
4) Cuenta de resultados analítica: si aparece una cuenta de resultados que
explique en cascada y en términos porcentuales sobre ingresos o activos totales
medios las distintas partidas del año t comparados con los del año t-1, se les
asignará hasta 6 puntos. Si solo se incluyen datos del año t, se le asignaran 4
puntos. (Escala: de 0 a 6 puntos)
5) Informe de gestión: seis puntos si se incluye toda la información legal
requerida: por ejemplo, evolución del negocio y situación actual de la empresa,
acontecimientos que han sucedido después del cierre, evolución previsible de la
compañía, compra de acciones propias y actividades de I+D. La claridad y la
159
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Apéndice
cantidad de la información se premiarán con hasta 12 puntos. (Escala: de 0 a 12
puntos)
6) Orden y claridad: se valora la claridad, la concisión y la precisión en el
lenguaje, así como si la información se proporciona siguiendo el orden lógico y
esperado. (Escala: de 0 a 3 puntos)
7) Diseño: Tratamiento gráfico, calidad del diseño y fotografías. (Escala: de 0 a 2
puntos)
8) Filiales: se asignan dos puntos si se proporciona información acerca de la
actividad, domicilio, participación, fondos propios y resultados de las diferentes
filiales. Se otorgan cuatro puntos si se incluyen los dividendos que se reciben de
las participadas y su valor en libros. Seis puntos si se incluyen los balances y
cuentas de resultados. (Escala: de 0 a 6 puntos)
9) Análisis por actividad: desglose del negocio por categorías de actividades y
mercados geográficos. Se asignarán cuatro puntos si se incluye un análisis
completo de la contribución a los resultados generales de cada una de estas áreas.
(Escala: de 0 a 4 puntos)
10) Informe de auditoría: cuatro puntos para los informes sin salvedades, dos
para los que presentan excepciones o incertidumbres y cero si el auditor indica
limitaciones o deniega su opinión. El coste de auditoría se valorará en una escala
de cero a dos puntos. (Escala: de 0 a 6 puntos)
11) Accionistas: se asignarán dos puntos si se especifica a los accionistas que
poseen más del 10% de las acciones de la empresa. Cuatro puntos si se especifica
el porcentaje total del capital y seis si se incluye información adicional. (Escala:
de 0 a 6 puntos)
160
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Apéndice
12) Acciones del consejo: se asignan dos puntos si se informa de los accionistas
que controlan más de un diez por ciento. Cuatro puntos si se especifica el
porcentaje de capital y seis si hay información adicional. (Escala: de 0 a 6 puntos)
13) Remuneración de los consejeros: si se proporciona información sobre el
total de las remuneraciones de manera global se asignan dos puntos. Cuatro
puntos si se desglosan las diferentes partidas. Y seis puntos si se incluye la
remuneración consejero por consejero. (Escala: de 0 a 6 puntos)
14) Retribución ligada a la acción: descripción de los planes, beneficiarios,
condiciones de ejercicio, coste para la empresa y demás características. Para
lograr la máxima puntuación, las opciones concedidas a consejeros y altos
directivos deben de proporcionarse de manera detallada por individuo. (Escala: de
0 a 4 puntos)
15) Otra información: hasta cuatro puntos serán asignados a aquellas empresas
que ofrezcan información relevante que permita conocer su situación real.
Algunos parámetros que aquí se considera serían: el grado de concentración de las
ventas y de los suministradores, la cuota de mercado, análisis de mercado,
volumen de los canales de distribución, información sobre calidad o iniciativas
medioambientales, son algunos de los datos que se tienen en cuenta. (Escala: de 0
a 4 puntos)
16) Información on-line: La inclusión del informe anual de la empresa en su
página web se valora en una escala de dos puntos. Si también se incluyen los
informes trimestrales se añaden dos puntos más. (Escala: de 0 a 4 puntos)
17) Normas de buen gobierno: completa y detallada información sobre las
normas de buen gobierno adoptadas por la sociedad. Para lograr la máxima
puntuación, la compañía debe explicar hasta qué grado ha llevado a cabo las
recomendaciones incluidas en el Informe Olivencia (Escala: de 0 a 5 puntos)
161
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Apéndice
18) Evolución bursátil: tres puntos si se incluye información sobre la evolución
de la cotización, volumen de contratación y días de negociación. Cuatro puntos si
se incluyen ratios bursátiles. Cinco si la cotización se compara con el índice
general de la Bolsa de Madrid o el Ibex-35, y seis si también se incluye el índice
sectorial. (Escala de 0 a 6)
Estos 18 parámetros proporcionan la puntuación total de calidad de la divulgación
asignada a cada una de las empresas que componen las respectivas muestras
vinculadas a los tres capítulos que conforman la presente Tesis. Se trata de
información obtenida directamente de los informes anuales de las empresas que
cotizan en la Bolsa de Madrid y en el Mercado Continuo. Para el segundo y tercer
capítulo se han considerado todos estos parámetros en su conjunto, como medida
global de la calidad de la información proporcionada por las empresas en sus
informes anuales.
En cambio, en el primer capítulo, hemos considerado oportuno descomponer este
índice global en dos subíndices, a los cuales hemos denominado "Información
Anual" y "Otra Información".
En la categoría "Información Anual", se incluyen aquellas partidas vinculadas
directamente con los estados financieros de las empresas, y que permiten valorar
la calidad de la información proporcionada en estos estados obligatorios, así como
su claridad, concisión e incluso el diseño con el que han sido presentados. Dentro
de este subíndice se valorará, entre otras cosas, el grado de detalle en información
relativa a los directivos, los éxitos logrados por la empresa, información
desglosada en función de los productos o mercados geográficos, información
relativa a las filiales de la empresa...
La categoría "Otra Información", se compone principalmente de información no
directamente vinculada a los estados financieros anuales de la empresa. Dentro de
este subíndice se valora, por ejemplo, que la empresa proporcione información de
aquellos accionistas cuya participación supere el 10%, información relativa a la
162
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004
Apéndice
evolución de la acción en el mercado, normas de buen gobierno adoptadas por la
sociedad...
Por último, la categoría "Total", hace referencia a la consideración de las
puntuaciones asignadas a todos los parámetros sin diferenciación por categorías o
subíndices, es decir, de manera general. Esta es la forma en que se incluye la
medida de divulgación en los capítulos dos y tres de la presente Tesis.
DESCOMPOSICIÓN DEL ÍNDICE DE DIVULGACIÓN EN CATEGORÍAS
CAPÍTULO 1
INFORMACIÓN ANUAL La carta del Presidente
Datos históricos Datos básicos
Cuenta de resultados analítica Informe de gestión Orden y claridad
Diseño Filiales
Análisis por actividad Informe de auditoría
OTRA INFORMACIÓN Accionistas
Acciones del consejo Remuneración de los consejeros
Retribución ligada a la acción Otra información
Información on-line Normas de buen gobierno
Evolución bursátil
u ?•- " F R S í Q A Ü DE A IC.AWTE
Comisión de Doctor
Reunido, el Tribunal que suscribe en t:¡ a de la feche
acordó otorgar, por l?W<fa'04&la Tesis Doctoral de Don/Dña.
la calificación de
Ji? &KeS4¿t£*7£ Q\)MiA *>&£ f'O
Al icante.-"^ -de .J2lStxCsiáél£r de..d=*£}£_ El S e c r e t a r i o ,
El P r e s i d e n t e ,
^CMIUXÁ^ ,
163
La divulgación de información en el mercado español: un estudio empírico. Mónica Espinosa Blasco
Tesis doctoral de la Universidad de Alicante. Tesi doctoral de la Universitat d'Alacant. 2004