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Abstract
La sustitución de la NIC 31 por la NIIF 11, que ha entrado en vigor el 1 de enero de 2013, implica un cambio sustancial en cuanto al método permitido para consolidar las empresas multigrupo. Desaparece la posibilidad de optar por el método de integración proporcional o método de la participación quedando éste último como única alternativa. En este contexto, nos planteamos cómo afecta tal cambio a la calidad de la información contable de las empresas partícipes en empresas multigrupo. A partir del método de elegido por cada empresa española en el periodo 2005–2010, se analiza cuál de los dos procedimientos refleja mejor la imagen fiel de la empresa, conduce a mayor relevancia de la información contable y logra mejores predicciones de beneficios. Los resultados obtenidos sugieren que ambos métodos muestran similar capacidad predictiva y valorativa. Por tanto, no existe suficiente evidencia que apoye una mayor utilidad del método de integración proporcional.
The replacement of NIC 31 by NIIF 11, that becomes effective on a compulsory basis on 1 January 2013, implies a substantial change in the procedures allowed for the consolidation of the joint ventures. If so far these companies were able to choose voluntarily between proportionate consolidation and the equity method, from now on the first method will be eliminated requiring only the second one. In this context, we bring up if such policy change would lead into a decline in the quality of the accounting information disclosed by Spanish joint ventures in the period 2005–2010, analysing which of the above mentioned methods better shows the true image of the firm, leads to more relevant accounting information and allows better earnings forecasts. Our results show that there is no evidence in favour of the use of the proportionate consolidation method. Both methods achieve similar forecasting and valuation ability.
Notes
1. Desgraciadamente, la literatura no ha encontrado una solución óptima al efecto escala, existiendo diversas propuestas, siendo las más utilizadas la deflactación por una variable que aproxime el tamaño de la empresa (capitalización bursátil, total activo, etc.), o el uso de datos por acción. Dado que no existe una solución universalmente aceptada, para dar mayor robustez a nuestro estudio hemos optado por utilizar tres soluciones muy distintas entre sí.
2. Las conclusiones que sacaremos de este apartado no cambian si observamos los valores medios en lugar de los medianos.
3. Igualmente, como análisis de sensibilidad hemos probado las otras dos opciones, y las conclusiones de nuestro estudio se mantienen.
4. Al igual que antes, otros deflactores no llevan a conclusiones diferentes en nuestro estudio.
5. El tipo de interés de las letras del tesoro a 12 meses se ha tomado de la Sección Estadísticas de la web del Banco de España (www.bde.es). Concretamente la serie BE 2116.13, tipo medio ponderado de las letras del tesoro a 1 año.
6. Dechow, Hutton, y Sloan (Citation1999) también optan por una tasa constante, en su caso, del 12%. En cuanto a la prima de riesgo, su elección la justificamos en Marín y Rubio (Citation2001, p. 300), que encuentran una prima por riesgo del 6,77% entre 1963 y 1997, tomando como cartera de mercado el Índice General de la Bolsa de Madrid. Por otro lado, el Documento nº 7 de Valoración de Empresas de AECA (Citation2005, Anexo 3) hace mención a un 5,24% para el periodo 1980-2004. Un 6% es un valor intermedio entre ambas estimaciones.
7. Una limitación en la aplicación práctica de este modelo de Ohlson (Citation2001) es que es necesario disponer del resultado del periodo t + 1. Hemos optado en nuestra aplicación empírica por utilizar el dato ex-post, es decir, utilizar el verdadero beneficio obtenido en el siguiente ejercicio. Hand y Landsman (Citation2005), Penman y Sougiannis (Citation1998) y García Ayuso y Monterrey (Citation1998) también utilizan datos ex-post en sus aplicaciones del modelo de Ohlson o del modelo del resultado residual.
8. No obstante, como puede observarse en las y , algunas variables concretas de interés secundario no estaban disponibles en su totalidad, concretamente hay 1 empresa en la que no está disponible el total activo, los dividendos distribuidos y los ingresos por lo que las variables correspondientes disponen de sólo 487 observaciones. En 10 casos no se dispone del número de acciones, reduciéndose pues a 478 las observaciones del beneficio por acción. Y en 24 casos no se dispone de una serie temporal suficiente como para calcular la beta, por lo que está variable está disponible en sólo 464 casos.
9. Debido a la presencia de observaciones extremas el estudio se realizará windsorizando las variables que intervienen en las regresiones. Además, como análisis de sensibilidad de nuestro estudio, se ha truncando las variables a sus percentiles 1-99 sin que varíen los resultados en ningún caso.
10. La transformación logarítimica implica la generación de variables con diferentes varianzas y covarianzas respecto de las variables deflactadas por lo que se desaconseja la comparación directa entre los coeficientes obtenidos en los diferentes paneles. Ocurre exactamente lo mismo con los coeficientes de determinación tal y como se explica en Gu (Citation2007).
11. Tal y como ya comentamos en el apartado de Planteamiento e Hipótesis, aunque nuestro estudio se centra en el periodo 2005-2010, que es el periodo en el que hemos analizado las cuentas anuales para comprobar el método de consolidación empleado por cada empresa de la muestra, hemos obtenido de Compustat Global Vantage los datos contables necesarios desde el año 1991 para poder realizar estimaciones de series temporales más largas.
12. El motivo de hacer sólo dos carteras se debe a que la muestra de puesta en equivalencia no es muy numerosa.
13. Se ha repetido el mismo análisis tomando la capitalización bursátil como proxy del tamaño. Las conclusiones básicamente se mantienen: evidencia algo más favorable a la puesta en equivalencia en estimaciones en corte transversal (si bien es más acusada en las empresas grandes), sin diferencias en las estimaciones en serie temporal.
14. Se ha repetido el mismo análisis tomando el cociente entre Deudas y Patrimonio Neto como proxy del endeudamiento. Las conclusiones se mantienen, si bien la evidencia no es tan favorable a la puesta en equivalencia como la aquí presentada, ya que en serie temporal no se observa absolutamente ninguna ventaja hacia este método.
15. Tomando la capitalización bursátil como medida del tamaño los resultados son análogos, si bien se observan incluso menos diferencias entre los subgrupos.