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