Diversificación, Estructura de Propiedad y Desempeño en firmas

Diversificación, Estructura de Propiedad y Desempeño en firmas

Diversificación, Estructura de Propiedad y Desempeño en firmas chilenas
CHRISTIAN ESPINOSA MÉNDEZ*
CARLOS MAQUIEIRA VILLANUEVA**
Resumen
En este artículo investigamos la relación entre estructura de propiedad, diversificación y desempeño para una muestra de 73 empresas chilenas que
transan sus acciones en la Bolsa de Comercio de Chile. El análisis lo hacemos para el periodo comprendido entre el año 2000 y 2002.
En primer lugar, encontramos que mientras más concentrada está la propiedad menor es el desempeño de la firma. Este resultado concuerda con lo
reportado por Espinosa (2008) y también parcialmente con Maquieira y Espinoza (2005). Sin embargo es contrario a los resultados de Demsetz
(1983), Demsetz y Lehn (1985) y Demsetz y Villalonga (2001) para el caso de firmas norteamericanas que transan en las bolsas de Estados
Unidos.
En cuanto a diversificación y desempeño no se encuentra una relación estadísticamente significativa. Esto puede deberse a que los beneficios son
iguales a los costos que genera la diversificación (Maquieira y Espinoza, 2005). Al analizar más en profundidad este tema encontramos que las
empresas diversificadas tienen menor desempeño mientras: mayor el nivel de concentración de la propiedad en manos del principal accionista;
mayor el nivel de inversión (sobreinversión); mayor tamaño y mayor el nivel de endeudamiento. Sin embargo, a mayor desempeño muestran
mayor rendimiento de los activos actuales (retorno operacional). Todos estos resultados podrían indicar que las empresas diversificadas aumentan
el tamaño de sus activos invirtiendo en proyectos con VAN negativo que son financiados fundamentalmente con deuda, pero cuidan el
rendimiento de los activos actuales.
En el caso de las empresas focalizadas se constata una relación positiva entre desempeño y rendimiento de los activos actuales. No hay una
relación significativa entre nivel de concentración de la propiedad y desempeño de estas empresas. En cuanto a las otras variables las relaciones no
son estadísticamente significativas.
CJEL: C30, C33, G15 y G32
Palabras Claves: Diversificación, Datos de Panel, Método Generalizado de Momentos.
Diversification, Ownership and Performance: Empirical Evidence for Chile
Abstract
In this paper we study the relation between ownership concentration, diversification and performance for a sample of 73 Chilean public companies
for the period 2000-2002.
First of all, we find that companies with higher ownership concentration have lower performance. This is consistent with the results reported by
Espinosa (2008) and partially consistent with the results reported by Maquieira and Espinoza (2005). However, our results are contrary to what
has been found for northamerican public companies, for example, Demsetz (1983), Demsetz and Lehn (1985) and Demsetz and Villalonga (2001).
Regarding diversification and performance, we do not find a statistically significant relation between them. This may be due to benefits are equal
to costs generated by the diversification (Maquieira and Espinoza, 2005). When we look at this with more detail, we find that diversified firms
with lower performance show: higher ownership concentration; overinvestment; bigger size and higher financial leverage. Nevertheless, the better
performance, the better performance of assets in place (better operating returns) is. In summary, these results may indicate that diversified firms
increase their size investing in negative NPV project which are financed mainly with debt, but on the other hand they show good performance for
the asset in place.
Focused firms show a positive relation between performance and return associated to the asset in place. We do not report a significant relation
between performance and ownership concentration. Regarding the rest of the variables we do not find statistically significant results.
* Facultad de Economía y Empresa, Universidad Diego Portales.
** Decano, Facultad de Administración, Universidad Santo Tomás.
I. INTRODUCCION
La literatura financiera ofrece variada evidencia empírica acerca de la relación entre
diversificación, estructura de propiedad y desempeño de la firma. En cuanto a la relación entre
diversificación y desempeño se han reportado relaciones positivas (Miller, 1973; Carter, 1977),
negativas (Lang y Stulz, 1994; Berger y Ofek, 1995, entre otros) para Estados Unidos y
curvilíneas (Thomas, 2005) para México. Estas diferencias en los resultados se explican, en parte,
por la metodología empleada para medir diversificación (Hall y St. John, 1994), el atractivo de la
industria en que participan las empresas seleccionadas como muestra, la discrecionalidad de los
administradores para adoptar comportamientos oportunistas al diversificar (Ramanujam y
Varadarajan, 1989) y el sesgo en la selección de la muestra (Villalonga, 2004). En Chile, no se
encuentra una relación significativa entre diversificación y desempeño (Maquieira y Espinoza,
2005) atribuyendo esto a que los beneficios que reporta la diversificación son similares a los
costos que la genera.
Sobre la relación entre estructura de propiedad y desempeño, en general, se han
encontrado relaciones positivas (Shleifer y Vishny, 1986; Alonso y Alonso, 2002), negativas
(Grant y Kirchmaier, 2004; Espinosa, 2008) y de carácter endógeno (Demsetz, 1983; Demsetz y
Lehn, 1985; Demsetz y Villalonga, 2001). Estas diferencias son atribuidas, principalmente, al
tipo de mercado analizado, la metodología empleada, la muestra analizada y el tipo de regulación
de los países en estudio (La Porta, López de Silanes, Shleifer y Vishny, 1997 y 1999). En Chile,
las investigaciones acerca de la relación entre estructura de propiedad y desempeño de la firma
reportan relaciones positivas, negativas y no lineales (Silva, Majluf y Paredes, 2006; Maquieira y
Espinoza, 2005) no encontrándose evidencia de una relación endógena. Las diferencias entre
estos trabajos se concentran, principalmente, en la muestra analizada, el horizonte de tiempo, las
variables de control y el método econométrico utilizado para la estimación (Espinosa, 2008).
Este estudio se diferencia de otros realizados para Chile en cuanto a la muestra, las
variables de control, y la incorporación de técnica de datos de panel que incorporen posibles
problemas de endogeneidad entre las variables. Establecer el tipo de relación existente permitirá
contar con nuevos antecedentes para enfocar más certeramente las políticas orientadas a lograr un
mejor gobierno corporativo y, por consiguiente, ayudar a establecer un mercado más profundo.
Asimismo, servirá en la toma de decisiones por parte de los accionistas en cuanto a la decisión de
diversificar o no las empresas.
2
En particular, en este artículo investigamos la relación entre estructura de propiedad,
diversificación y desempeño para una muestra en 73 empresas chilenas que transan sus acciones
en bolsa. El análisis lo hacemos para el periodo comprendido entre el año 2000 y 2002.
En primer lugar, encontramos que mientras más concentrada está la propiedad menor es el
desempeño de la firma. Este resultado concuerda con lo reportado por Espinosa (2008) y también
parcialmente con Maquieira y Espinoza (2005). Sin embargo es contrario a los resultados de
Demsetz (1983), Demsetz y Lehn (1985) y Demsetz y Villalonga (2001) para el caso de firmas
norteamericanas que transan en las bolsas de Estados Unidos.
En cuanto a diversificación y desempeño no se encuentra una relación estadísticamente
significativa. Esto puede deberse a que los beneficios son iguales a los costos que genera la
diversificación (Maquieira y Espinoza, 2005) o que los administradores no miran como objetivo
primordial el desempeño de la firma al diversificarse. Sin embargo, al estudiar en mayor
profundidad las empresas diversificadas encontramos evidencia consistente con efectos negativos
asociados a la diversificación que provienen de incentivos perversos por parte de los principales
accionistas.
Este estudio lo organizamos como sigue: en la sección II se realiza una breve revisión de
la literatura más relevante que relaciona diversificación y estructura de propiedad con
desempeño. En la sección III se describe la muestra y se realiza un análisis descriptivo de ella. La
sección IV explica la metodología empleada y reporta los resultados encontrados. Finalmente, la
sección IV resume las principales conclusiones.
II.
ANTECEDENTES
DE
LA
RELACION
ENTRE
DIVERSIFICACION
Y
ESTRUCTURA DE PROPIEDAD CON DESEMPEÑO
a. Diversificación y Desempeño
Si la estrategia de diversificación aumenta o no el valor de la firma ha sido tema de debate
recurrente en las últimas décadas, no existiendo aun una opinión unánime al respecto. Chandler
(1977) plantea que la multidivisión de las compañías las hace más eficientes y rentables y
Copeland y Weston (1979) reportan que el retorno de empresas conglomeradas es mayor al de
fondos mutuos. Esta evidencia es particular para el periodo 1950-1970, en el cual las empresas
norteamericanas presentan una tendencia a la diversificación encontrando en ésta un
3
aprovechamiento de economías de ámbito y escala principalmente. Servaes (1996), por ejemplo,
analiza firmas en el período 1961-1976 (donde el año 1961 fue elegido porque precede el
comienzo de la ola de fusiones conglomeradas); al comparar las razones Q de Tobin, muestra que
aun cuando la diversificación nunca fue vista por el mercado como beneficiosa, el castigo o
penalidad por diversificar declinó a cero en el transcurso del período destacando la existencia de
dos subperíodos, 1961-1970 y 1971-1976, donde la diferencia entre los castigos por
diversificación es sustancial y altamente significativa.
La evidencia reportada para Estados Unidos a partir de la década de los setenta es
claramente de pérdida de riqueza para los accionistas frente a la diversificación y además se
observa una tendencia hacia la focalización por parte de las firmas. En efecto, Comment y Jarrel
(1995) muestran que en 1979 un 38,1% de las firmas listadas poseen un solo segmento de
negocios mientras que en 1989 esta cifra alcanaza el 55,7% demostrando que durante este
periodo hubo un cambio de estrategia hacia la focalización de los negocios. Además muestran
una relación negativa entre retornos anormales de los accionistas y diversificación. Por su parte,
Berger y Ofek (1995) analizan el efecto de la diversificación sobre el valor de la firma utilizando
estimaciones para el valor de los segmentos de una firma diversificada como si estos operaran
como firmas separadas, y los compara con el valor del conglomerado como un todo. La suma de
los valores aislados comparado con el valor real de la firma se estima entre un 13% a un 15% en
promedio la pérdida en valor proveniente de la diversificación durante 1986-1991. Maquieira,
Megginson y Nail (1998) examinan el impacto en la riqueza de accionistas y bonistas en fusiones
realizadas entre 1963 y 1996, canceladas con acciones (no efectivo). No reportan sinergias ni
beneficios en las fusiones conglomeradas (diversificadas). Lo que si encuentran y que es
consistente con estudios anteriores, ganancias sinérgicas en las fusiones no conglomerados
(focalizadas).
Por otro lado,
Denis, Denis y Yost (2002)
muestran que la fracción de
diversificación industrial pasó de 0,26 en 1984 a 0,12 el año 1997; a su vez, el número de
segmentos pasó de 3,18 a 2,61 y el índice Herfindahl (basado en ventas) pasó de 0,49 a 0,56 para
el mismo periodo de tiempo. A su vez muestran que las firmas diversificadas industrialmente
tienen un descuento del 20%.
En general, la literatura otorga argumentos que apoyan la diversificación y otros que ven
en ella un alto costo que no es compensado por los beneficios que conlleva. Entre los motivos
que impulsan la diversificación se encuentran: diferencias en la estructura de gobierno
4
corporativo (Anderson, Bates, Bizjak y Lemmon, 20001); reducción del riesgo idiosincrático y
captura de beneficios privados (Aggarwal y Samwick, 2003); creación de un mercado de
capitales interno (Williamson, 1970; Stein, 1997); mayor capacidad de endeudamiento (Lewellen,
1971; Shleifer y Vishny, 1992); economías de ámbito (Teece, 1980); eficiencia operacional
(Berger y Ofek, 1995); mitigar los problemas de agencias (Jensen, 1986); y mejorar las
posibilidades de diversificación de los inversionistas (Lins y Servaes, 1999). Por su parte, los
costos de la diversificación principalmente provienen de problemas de agencia. La
administración diversificaría la empresa para proteger su capital humano (Amihud y Lev, 1981),
aumentar sus beneficios privados (Jensen 1986; Morck et al, 1990), afianzarse asimismos
(Shleifer y Vishny, 1989). Además, al interior de una firma diversificada se pueden producir
cruce de subsidios que permitan a los administradores acceder a recursos que pueden ser usados
para sobreinvertir y por lo tanto disminuir el valor de la empresa (Jensen 1986; Stulz 1990;
Meyer et al, 1992; Berger y Ofek, 1995).
Considerando los beneficios y costos al diversificarse, durante la década de 1990 y la
actual han proliferados estudios en diversas industrias, países y mercados reportando evidencia
empírica acerca de la relación entre diversificación y desempeño. Lang y Stulz (1994) reportan
que la diversificación y desempeño (medido como Q Tobin) están negativamente relacionadas
para una muestra de a mediados de la década de 1980, esto para diferentes medidas de
diversificación. Resultado similar encontraron Comment y Jarrel (1995) durante el periodo 19781989. Por su parte, Berger y Ofek (1995) evidenciaron que la diversificación tiene un efecto
negativo sobre el valor de la firma durante el periodo 1986-1991 encontrando que la
sobreinversión y los subsidios cruzados contribuyen a estos resultados. Lins y Servaes (1999)
examinaron el efecto de la diversificación sobre el valor de las firmas en Alemania, Japón y
Reino Unido (R.U.) para 1992 y 1994 reportando un descuento por diversificación de 10% en
Japón y de 15% en R.U., no así para Alemania. Lins y Servaes (2002) amplían el estudio para
siete países emergentes con una muestra de 1000 firmas en 1995 encontrando un descuento por
diversificación de 7% comparado con firmas de un solo segmento. Claessens, Djankov, Fan y
Lang
(1999)
encuentran
una
relación
negativa, estadísticamente
significativa, entre
diversificación y desempeño para una muestra de 2.000 firmas en nueve economías asiáticas.
Este resultado es apoyado por Rogers (2001) quien al utilizar una muestra de 1.449 firmas
1
En este contexto Chen y Ho (2000) reportan que esto es sólo para firmas con baja propiedad en manos de insiders.
5
australianas, para el periodo comprendido entre 1994-1997, reporta que firmas focalizadas son
más rentables que las diversificadas. En Singapur, Chen y Ho (2000) reportan que firmas
diversificadas son menos valoradas que firmas de un solo segmento y Maksimovic y Phillips
(2002) reportan evidencia consisten con Lang y Stulz (1994) para el periodo 1975-1992.
Villalonga (2004) también reporta un descuento por diversificación que varía entre 9% y
29% para el periodo comprendido entre 1989 y 1996, no obstante al utilizar una muestra de
empresas correspondientes al Business Information Tracking Series (BITS) del Census Bureau de
los Estados Unidos reporta un premio por diversificación que varía entre 11% y 43% durante el
mismo periodo, sugiriendo que el descuento por diversificación reportado en diversos trabajos
puede estar sesgado por la elección de la muestra utilizada. Graham, Lemmon y Wolf (2002)
muestran que más de un 50% del descuento aparece debido a que las unidades adquiridas por las
firmas diversificadoras ya se encontraban en descuento previo a la adquisición. Lamont y Polk
(2001) muestran que firmas que presentan un descuento por diversificación tienen altos retornos
futuros y aquellas que presentan un premio por diversificación bajos retornos posteriores en una
muestra de Compustat para el periodo comprendido entre 1979-1997.
Las explicaciones de porque las firmas diversificadas no muestran buen desempeño
comparadas con las firmas focalizadas se pueden resumir en: firmas con baja rentabilidad
diversifican en busca de altos retornos (como estrategia de “emprendimiento”) no logrando un
mejor desempeño, algunas firmas ven la diversificación como una manera de reducir los
problemas de agencia y aceptan un menor retorno por esta causa y las preferencias de los
administradores por alcanzar objetivos particulares (Rogers, 2001).
En otra arista, Thomas (2005) encuentra una relación curvilínea en forma de U entre
diversificación internacional y desempeño en una muestra de empresas mexicanas para el periodo
1994-2001. En síntesis, se han reportado relaciones positivas (Miller, 1973; Carter, 1977),
negativas (Lang y Stulz, 1994; Berger y Ofek, 1995, entre otros) y curvilíneas (Thomas, 2005).
En Chile, Maquieira y Espinoza (2005) estudian 52 sociedades anónimas que transaron
sus acciones durante el periodo 1995-2002 no encontrando una relación concluyente entre
diversificación y desempeño. Lo anterior, los autores lo atribuyen a que los beneficios que
reporta la diversificación podrían ser similares a los costos que la genera.
b. Estructura de Propiedad y Desempeño
6
Demsetz (1983) plantea que no debiera existir una relación sistemática entre los cambios
en la propiedad y cambios en el valor de la firma, estando esta última determinada
endógenamente. Este planteamiento es confirmado por Demsetz y Lehn (1985) en donde
argumentan que una compañía adopta la estructura de propiedad que maximiza su valor. Más
recientemente, Demsetz y Villalonga (2001) muestran que dicha estructura no está relacionada
con el valor de la firma y confirman el carácter endógeno de la misma tal como lo planteara
Demsetz (1983) en un principio. Similar resultado es reportado por Welch (2003) para el
mercado australiano.
Una segunda postura proporciona evidencia empírica de una relación significativa entre la
estructura de propiedad y el valor de la empresa. Shleifer y Vishny (1986) encuentran una
relación positiva entre concentración de la propiedad y desempeño. Similar resultado es
encontrado por Alonso y Alonso (2002) para el mercado español. Por su parte, Wu y Cui (2002)
al analizar 909 firmas para el mercado accionario continental chino en el año 2000, encuentran
que firmas con alto grado de concentración tienen mejores beneficios contables pero un mal
desempeño de mercado representado por el ratio Valor de Mercado / Valor Libro y Precio /
Utilidad (P/E). Es decir, muestran una relación no lineal entre estructura de propiedad y valor de
la empresa. En este sentido Morck, Shleifer y Vishny (1988) reportan una relación no lineal entre
concentración de la propiedad y valor de la firma. A su vez, manifiestan que, en promedio, la
concentración tiene un efecto negativo sobre el valor la empresa.
Por su parte, La Porta, López de Silanes, Shleifer y Vishny (1997 y 1999) manifiestan que
la estructura de propiedad está determinada por el sistema legal operante en cada país mostrando
una relación negativa entre el grado de protección a los accionistas y el grado de concentración
de la propiedad. Rogers, Dami, Ribeiro y Sousa (2007) reportan que la estructura de propiedad en
Brasil no tiene influencia sobre el desempeño financiero ni sobre el valor de la firma y
encuentran que dicha estructura está determinada por el tamaño de la empresa, la inestabilidad
del mercado y la regulación. Grosfeld y Hashi (2003), considerando la estructura de propiedad
como variable endógena, encuentran que la concentración de la propiedad (para los procesos de
privatización en la República Checa y Polonia) depende del grado de incertidumbre en el entorno
de la firma. Es decir, en un entorno más riesgoso las empresas tienden a tener una propiedad más
dispersa. Por su parte, Pivovarsky (2003) reporta que la concentración de propiedad tiene una
relación positiva con el desempeño de la firma.
7
Villalonga y Amit (2006) reportan para el mercado norteamericano que la propiedad
familiar crea valor sólo cuando el fundador actúa como CEO de la empresa familiar, o como
chairman con un CEO contratado, encontrando una relación positiva entre estructura de
propiedad y desempeño de la firma. Cuando la administración recae en los descendientes del
fundador encuentran una relación negativa entre ambas variables lo que ocasiona una destrucción
de valor para la compañía.
En Chile, existen varios trabajos sobre gobierno corporativo 2 y otros menos que
investigan la relación entre estructura de propiedad y desempeño de la firma. En este contexto, a
nivel de conglomerados, se encuentra una alta concentración accionaria y que los grupos
económicos son la principal forma de estructura corporativa (Lefort y Walker, 2000b).
Paredes y Flor (1993) estudian la estructura de propiedad de las firmas chilenas durante
los años 1980, 1985, 1987 y 1990 desde una perspectiva de la teoría de agencia encontrando que
dicha estructura es compatible con el objetivo de maximización de beneficios. Lefort (2003)
manifiesta que la estructura de propiedad de las empresas chilenas se caracteriza por la alta
concentración de la propiedad y la generalizada presencia de grupos o conglomerados. Lefort y
Walker (2005) reportan una relación negativa entre estructura de propiedad y desempeño. A su
vez, Maquieira y Espinoza (2005) reportan para empresas controladas por familias, una relación
positiva entre concentración de propiedad y desempeño cuando éstas tienen una participación de
hasta el 40% en la propiedad y a partir de un 65% de participación se observa una relación
negativa. Esta relación no lineal también es reportada por Silva, Majluf y Paredes (2006). Más
recientemente, Espinosa (2008) estudió las firmas que cotizan en bolsa para el periodo
comprendido entre 1998-2007 reportando una relación negativa entre estructura de propiedad y
desempeño estadísticamente significativa.
III. DATOS Y METODOLOGIA
a. Datos
Los datos proceden de dos fuentes. La primera corresponde a una muestra de los
utilizados por Maquieira y Espinoza (2005). De esta fuente se extrajeron los siguientes datos:
2
Véase, por ejemplo, Agosin y Pastén (2003) para una descripción del gobierno corporativo en Chile en los años
noventa; Lefort y Walker (2000a) para un análisis del efecto de shocks económicos y políticos sobre el gobierno
corporativo en Chile; y Lefort (2003) quien desarrolla un marco conceptual para entender el funcionamiento y efecto
del gobierno corporativo en el caso de empresas que funcionan en economías emergentes, entre otros.
8
QTOBIN 3 , HERFINDAHL 4 , ENTROPIA 5 , LOGACT, GTOKTOT, REGULA, APALANC y
BETA6. La segunda fuente fue Economática para la construcción de las variables UNO y TRES
correspondiente a el porcentaje de propiedad en manos del principa accionista y el porcentaje de
propiedad en manos de los tres principales accionistas (medidas de
concentración de la
propiedad).
De los criterios de selección empleados en Maquieira y Espinoza (2005) se relajó el
correspondiente a sociedades de inversión y financieras con el objeto de ampliar la muestra y
lograr que los resultados sean más representativos del mercado chileno. Para corregir los
problemas de medición entre industrias se creó la variable QTOBINADJ que corresponde a la Q
de Tobin ajustada por industria (Villalonga y Amit, 2006). En concreto, la muestra corresponde a
un panel compuesto por 73 empresas para el periodo comprendido entre el año 2000 y 2002. La
combinación entre las firmas incluidas y los 3 periodos analizados proporcionan un panel
equilibrado con 219 observaciones.
[Insertar Tabla 1]
b. Metodología
Para relacionar diversificación y estructura de propiedad con desempeño se estimó el
siguiente modelo general:
Q _ Tobinit = αit + β1CONCENTRACIONit + β2DIVERSIFICACIONit + β3LOGACTit
+ β4GTOKTOTit + β5 APALANCit + β6BETAit + β7 DREGit + μit
3
Q _ Tobin =
Valor Mercado Patrimonio
(1)
+ Valor Libro Deuda
Valor Libro Activos
n
4
Se empleó el complemento de Herfindahl: H
c
= 1 − ∑ Pi 2 con 0 ≤ H c ≤ 1 , siendo Pi la participación del ii =1
ésimo segmento en las ventas totales de la firma y n el número de segmentos donde se diversifica la empresa.
n
5
E = ∑ Pi * Ln[1 / Pi ] con 0 ≤ E ≤ ln(n)
i =1
6
Véase Tabla 1 para una descripción de los datos empleados en el presente estudio.
9
donde: CONCENTRACION se mide a través del porcentaje de acciones en manos del principal
accionista (UNO) y los tres principales accionistas (TRES); DIVERSIFICACION se mide a
través del índice de HERFINDAHL y ENTROPIA.
A su vez, las regresiones se reestiman empleando QTOBINADJ. La metodología
empleada abarca la utilización de métodos econométricos que incluyen mínimos cuadrados
ordinarios, mínimos cuadrados ordinarios en dos etapas y método generalizado de momentos
(una descripción más detallada se explicita en la sección IV: Análisis Econométrico).
IV ANALISIS
a. Análisis Descriptivo
La Tabla 2 muestra una estadística descriptiva de los principales indicadores empleados
en el presente estudio. Se observa que la concentración promedio de la propiedad cuando se
concentra en un accionista es de un 51%, inferior al 55% reportado por el White Paper on
Corporate Governance in Latin America elaborado por la OCDE (2004) 7 ; superior al 46.2%
informado por Lefort F. y Walker E. (2000b) para conglomerados chilenos; al 48.8% reportado
por Espinosa (2008) para el periodo 1998-2007; y al 45% reportado por Djankov, La Porta,
Lopez-de-Silanes y Shleifer (2006). Esta concentración es más pronunciada en firmas reguladas
que en aquellas que no lo son, llegando en las primeras al 56%. Cuando la propiedad está en
manos de los tres principales accionistas, la concentración alcanza el 71%, no existiendo
diferencias para firmas reguladas y no reguladas.
En cuanto al desempeño, las firmas en estudio presentan oportunidades de crecimiento y
estas son mayores para firmas reguladas. En general, se observa que estas firmas son más
grandes, están más concentradas, tienen mejor desempeño, son menos sensibles al riesgo de
mercado y no presentan diferencias significativas con las no reguladas en cuanto al riesgo
financiero e inversión en oportunidades de crecimiento.
[Insertar Tabla 2]
7
El estudio informa que para Argentina la concentración es de un es de un 61%, para Perú un 57%, México un 52%,
Brasil un 51% y Colombia un 44%;
10
La Tabla 3 muestra las correlaciones entre las variables. La concentración de la propiedad
y diversificación presentan una correlación negativa con desempeño tal como lo reportó Espinosa
(2008) y Villalonga y Amit (2006) respectivamente. Las variables de control Tamaño y
Apalancamiento presentan el signo esperado (Silva, Majluf y Paredes, 2006), al igual que Riesgo
de mercado y Regulación. Se hubiese esperado que aquellas firmas que presentan más gastos de
capital sobre activos tengan un desempeño positivo cuestión que no ocurre, sin embargo la
correlación es baja. Al ajustar por industria las correlaciones no cambian de signo respecto al
desempeño. En cuanto a la concentración, hay una correlación positiva entre ésta y
diversificación. Esto es consistente con que empresas más grandes, con menor riesgo financiero y
de mercado son más concentradas (Espinosa, 2008); de esta manera, se infiere que una forma de
desviar riqueza desde la firma al principal accionista puede ser por la vía de diversificar la línea
de negocios8.
[Insertar Tabla 3]
b. Análisis Econométrico
Para establecer la relación entre diversificación y estructura de propiedad con desempeño
se estiman modelos utilizando la técnica de datos de panel. La especificación general de un
modelo de regresión con datos de panel es la siguiente:
yit = α it + β xit + μit
con i = 1, …., N ;
(2)
y
t = 1, ….., T
Donde i se refiere al individuo o la unidad de estudio, empresas en nuestro caso, (corte
transversal), t a la dimensión en el tiempo, alfa es un vector de interceptos de n parámetros, beta
es un vector de K parámetros y Xit es la i-ésima observación al momento t para las K variables
explicativas (la muestra total de observaciones viene dado por N*T). A partir de este modelo
general se derivan otras variantes de modelos de datos de panel (con efectos constantes, efectos
fijos y aleatorios, entre otros)9.
8
Esto es consistente con el hallazgo de Maquieira et.al. (2003) para sociedades de inversiones en que el descuento de
este tipo de empresas es mayor mientras mayor es el número el porcentaje que representan las filiales y las empresas
relacionadas sobre el total del valor de la firma.
9
Véase Arellano y Bover (1990) para más detalles.
11
En primera instancia se estimaron modelos con efectos constantes. Los resultados que se
muestran en la Tabla 4 reportan una relación negativa y estadísticamente significativa entre
estructura de propiedad y desempeño, cuando concentración de propiedad se mide a través del
porcentaje de acciones en manos de los tres principales accionistas. No se encuentra relación
significativa entre diversificación y desempeño lo podría significar una posible relación endógena
entre estas variables. Cuando la Q de Tobin es ajustada por industria se encuentra una relación
negativa entre estructura de propiedad y desempeño cuando la propiedad se concentra en un
accionista. El resto de los resultados son similares a los obtenidos anteriormente al usar Q de
Tobin sin ajustar.
[Insertar Tabla 4]
Este tipo de modelos asume que los coeficientes no cambian en el tiempo cuestión que es
difícil de asumir en el presente estudio. Es por esto que se estiman modelos de efectos
aleatorios
10
. Los test de Bartlett, Levene y Brown-Forsythe rechazan la hipótesis de
heteroscedasticidad. Por su parte el estadístico Durbin-Watson (DW) reportó un valor cercano a
2.1 lo que denota una leve autocorrelación negativa de los residuos. Para obtener errores robustos
a la correlación serial se empleó la corrección de White (1984) con el método de coeficiente de
covarianza. Los resultados, que se muestran en la Tabla 5 reportan una relación negativa,
estadísticamente significativa, entre estructura de propiedad y desempeño, concordante con lo
reportado por Espinosa (2008). Al igual que en la estimación de modelos de efectos constantes no
se encuentra una relación significativa entre diversificación y desempeño, debido posiblemente a
un problema de endogeneidad entre estas variables11.
[Insertar Tabla 5]
10
Previo a esto se estimaron modelos de efectos fijos. A pesar que los resultados reportaron una relación negativa
entre estructura de propiedad y diversificación con desempeño estadísticamente significativa al nivel del 5% el
estadístico Redundant Fixed Effects-Likelihood reportó que los efectos fijos de las empresas y de tiempo son iguales
con un 95% de confianza (Effects Test: Cross-section F: 0.70; Cross-section Chi-square: 53.60; Period F: 0.62;
Period Chi-square: 3.30; Cross-Section/Period F: 0.68; Cross-Section/Period Chi-square: 55.04; estos valores
corresponden al utilizar como variable dependiente QTOBADJ en el modelo general) lo cual prescinde de su
estimación (se empleó empleó la corrección de White (1984) con el método de coeficiente de covarianza para
obtener errores robustos a la correlación serial).
11
Todos los modelos resultan ser adecuados según el test de Hausman.
12
Para resolver lo anterior se estima un panel dinámico utilizando el método generalizado de
momentos (GMM) en dos etapas siguiendo la metodología de Arellano y Bond (1991) la cual es
apropiada cuando el número de secciones cruzadas (N) es grande y las secciones de tiempo (T) es
pequeña, en nuestra caso N=76 y T=3. Estos autores proponen GMM para instrumentar las
variables explicativas vía uso de valores retardados de los regresores originales y, así, solucionar
el problema de endogeneidad.
El GMM puede controlar la correlación de los errores a través del tiempo, la
heteroscedasticidad entre las empresas, la simultaneidad y los errores de medición causados por
el uso de condiciones ortogonales de la matriz de varianzas (Azofra, Saona y Vallelado, 2004).
Para eliminar los efectos inobservables sobre secciones cruzadas se empleó la transformación por
diferencias 12 . Además, se empleó la corrección de White para solucionar problemas de
heteroscedasticidad y autocorrelación en los residuos.
Los resultados que se muestran en la Tabla 6 confirman los hallazgos. Se encuentra una
relación negativa, estadísticamente significativa, entre estructura de propiedad y desempeño. La
magnitud del efecto sobre el desempeño es menor en la medida en que la propiedad está más
concentrada, lo cual es consistente con el “beneficio por concentración” reportado por Espinosa
(2008) 13 . En cuanto a la diversificación, no se encuentra una relación estadísticamente
significativa entre ésta y desempeño. Esto podría sugerir que las empresas toman la decisión de
diversificarse no con el fin de mejorar su desempeño.
[Insertar Tabla 6]
Con el objetivo de observar si hay diferencias de comportamiento entre empresas
diversificadas y focalizadas, se separaron las muestras usando el número de segmentos
industriales en que se encuentran las empresas. Es así como definimos a una empresa focalizada
como aquella que opera en un solo segmento y todas las demás como diversificadas.
La Tabla 7 muestra diferencias apreciables entre empresas diversificadas y concentradas.
Las primeras tienen más concentrada la propiedad, son de mayor tamaño e invierten más en
activos físicos.
12
Se descarta el método within dado que este proporciona estimadores que tienen buenas propiedades cuando se
supone que las variables son exógenas, caso que no es el nuestro.
13
Sin embargo, se debe tener cuidado con esta conclusión puesto que al distinguir tipo de propietario como lo hace
Maquieira y Espinoza (2005) se encuentra una relación negativa, estadísticamente significativa, entre propiedad y
desempeño para el caso en que el controlador es un grupo familiar y además posee más del 65% de la propiedad.
13
[Insertar Tabla 7]
La Tabla 8 muestra los resultados del panel dinámico estimado para ambos grupos de
empresas. Las empresas diversificadas tienen menor desempeño mientras: mayor el nivel de
concentración de la propiedad en manos del principal accionista; mayor el nivel de inversión
(sobreinversión); mayor tamaño y mayor el nivel de endeudamiento. Sin embargo, a mayor
desempeño muestran mayor rendimiento de los activos actuales (retorno operacional). Todos
estos resultados podrían indicar que las empresas diversificadas aumentan el tamaño de sus
activos invirtiendo en proyectos con VAN negativo que son financiados fundamentalmente con
deuda, pero cuidan el rendimiento de los activos actuales.
En el caso de las empresas focalizadas también se constata una relación positiva entre
desempeño y rendimiento de los activos actuales. No hay una relación significativa entre nivel de
concentración de la propiedad y desempeño de estas empresas. En cuanto a las otras variables las
relaciones no son estadísticamente significativas.
[Insertar Tabla 8]
Para probar la consistencia del estimador GMM se aplica el test de Sargan14 para evaluar
la validez de los instrumentos seleccionados y se realiza un test de significación conjunta de las
variables a través del test de Wald para restricciones lineales.
El test de Sargan no rechaza la validez de los instrumentos seleccionados y el test de Wald
presenta una alta significación conjunta. Lo anterior indica que el modelo esta bien especificado
confirmando los hallzagos.
V CONCLUSIONES
En este artículo investigamos la relación entre estructura de propiedad, diversificación y
desempeño en 73 empresas para el periodo comprendido entre el año 2000 y 2002.
14
El test de Sargan es un test de sobre identificación de restricciones y se encuentra asintóticamente distribuido como
una Chi cuadrado.
14
Concerniente a la concentración de la propiedad, cuando esta se concentra en un
accionista es de un 51%, inferior al 55% reportado por el White Paper on Corporate Governance
in Latin America elaborado por la OCDE (2004); superior al 46.2% informado por Lefort F. y
Walker E. (2000b) para conglomerados chilenos; al 48.8% reportado por Espinosa (2008) para el
periodo 1998-2007 y al 45% reportando por Djankov, La Porta, Lopez-de-Silanes y Shleifer
(2006). Esta concentración es más pronunciada en firmas reguladas que en aquellas que no lo
son, llegando en las primeras al 56%. Cuando la propiedad esta en manos de los tres principales
accionistas, la concentración alcanza el 71%, no existiendo diferencias para firmas reguladas y no
reguladas.
Referente a estructura de propiedad y desempeño se encuentra una relación negativa entre
estas estadísticamente significativa, concordante con lo reportado por Espinosa (2008) y contrario
a los resultados de Demsetz (1983), Demsetz y Lehn (1985) y Demsetz y Vaillalonga (2001).
Este efecto negativo sobre el desempeño es más pronunciado cuando la propiedad se encuentra
más dispersa. A medida que la propiedad se concentra este efecto es de menor magnitud con lo
cual la empresa obtiene un “beneficio por concentración” (Espinosa, 2008).
Referente a diversificación y desempeño no se encuentra una relación estadísticamente
significativa lo que infiere, por una parte, que los beneficios son iguales a los costos que genera la
diversificación tal como lo planteara Maquieira y Espinoza (2005); y por otra, que los
administradores no miran como objetivo primordial el desempeño de la firma al diversificarse
sino que se concentran en aprovechar las “economías de oportunidad” relegando el desempeño a
un segundo plano consistente con Rogers (2001). Sin embargo, al separar la muestra entre
empresas diversificadas y focalizadas estos resultados no se mantienen. Las empresas
diversificadas muestran menor desempeño mientras mayor es el porcentaje de propiedad
accionaria en manos del principal accionistas. Además hay evidencia de sobreinversión para este
grupo de empresas, lo que corrobora la hipótesis de problemas de agencia asociados a la
propiedad concentrada en este tipo de empresas.
El tamaño de la muestra, las variables utilizadas y el método econométrico son adecuados
para sustentar los hallazgos.
15
BIBLIOGRAFIA
Aggarwal, R. y Samwick, A. (2003): Why DoManagers DiversifyTheir Firms? Agency Reconsidered.
Journal of Finance, Vol. LVIII, Nº 1, pp. 71-118.
Agosin y Pastén (2003): Corporate Governance in Chile. Working paper Central Bank of Chile Nº 209.
Meeting on Corporate Governance in Developing Countries and Emerging Economics by OECD
Development Center and the European Bank for Reconstruction and Development. París, abril.
Alonso y Alonso (2002): Estructura de propiedad y resultados en la gran empresa española. Evidencia
empírica en el contexto de una relación endógena. Documentos de trabajo “Nuevas tendencias en
dirección de empresas” DT 08/02, Universidad de Valladolid.
Amihud Y. y Lev B. (1981): Risk reduction as a managerial motive for conglomerate mergers. The Bell
Journal of Economics, 12, pp. 605-617.
Anderson, R.C., Bates, T.W., Bizjak, J.M. y Lemmon, M. (2000): Corporate governance and firm
diversification. Financial Management, Vol. 29, No. 1 (Spring, 2000), pp. 5-22.
Arellano, M. y Bond, S. (1991): Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and
an Application to Employment Equations. Review of Economic Studies, 58: 277-297.
Arellano, M. y Bover, O. (1990): La Econometría de Datos de Panel. Investigaciones Económicas, vol. 14,
1: 3-45.
Azofra, Saona y Vallelado (2004): Estructura de propiedad y oportunidades de crecimiento como
determinantes del endeudamiento de las empresas chilenas. Revista Abante, Vol. 7, Nº 2, pp. 105145.
Berger, P.G. y Ofek, E. (1995): Diversification’s effect on firm value. Journal of Financial Economics, 37
(1), pp. 39-65.
Carter, J.R. (1977): The search of synergy: a structure-performance test. Review of Economics and
Statistics, 59, pp. 279-289.
Chandler, A.D. (1977): The visible hand: the managerial revolution in American business. Belknap Press:
Cambridge, MA.
Chen, S. y Ho, K.W. (2000): Corporate diversification, ownership structure, and firm value the Singapore
evidence. International Review of Financial Analysis 9, pp. 315-326.
Claessens, S., Djankov, S., Fan, J. y Lang, L. (1999): Corporate diversification in East Asia. Policy
Research Working Paper Nº 2089. The World Bank.
Comment, R. y Jarrel, G.A. (1995): Corporate focus and stock return. Journal of Financial Economics, 37
(1), pp. 68-87.
Copeland, T.E. y Weston J.F. (1979): Financial theory and corporate policy (Addison-Wesley, Reading.
MA).
Demsetz, H. (1983): The structure of ownership and the theory of the firm. Journal of Law and
Economics, Vol. 26, pp. 375–90.
Demsetz, H. & Lehn, K. (1985): The structure of corporate ownership: Causes and consequences. Journal
of Political Economy, vol. 93, pp. 1155–77.
Demsetz, H. & Villalonga, B. (2001): Ownership structure and corporate performance. Journal of
Corporate Finance, vol. 7, pp. 209–33.
Denis, D.J., Denis, D.K. y Yost, K. (2002): Global Diversification, Industrial Diversification, and Firm
Value. Journal of Finance, Vol. LVII, Nº 5, pp. 1951-1978.
Djankov, S., LaPorta, R., Lopez-de-Silanes F. y Shleifer, A. (2006): The Law and Economics of SelfDealing. NBER Working Paper No. 11883.
Espinosa, C. (2008): Estructura de propiedad y desempeño de la firma: evidencia para Chile.
Graham, J., Lemmon, M. y Wolf, J. 2002: Does corporate diversification destroy value?’, Journal of
Finance, 57, pp. 695 – 720.
Grant, J. y Kirchmaier, T. (2004): Corporate ownership structure and performance in Europe. Centre for
economic performance, London School of ecponomics and political science. CEP Discussion
Paper No. 0631.
16
Grosfeld y Hashi (2003): Mass Privatisation, Corporate Governance and Endogenous Ownership
Structure. William Davidson Institute Working Paper Number 596.
Jensen, M. (1986): Agency Cost of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers. American
Economic Review, Vol. 76, Nº 2, pp. 323-329.
La Porta, R; Lopez De Silanes, F.; Shleifer, A.; Vishny, R. (1997): Legal Determinants of External
Finance. Journal of Finance, Vol. 52, No. 3, pp. 1131-1150.
La Porta, R; Lopez De Silanes, F.; Shleifer, A.; Vishny, R. (1999): Corporate Ownership Around the
World. Journal of Finance Vol. 54.
La Porta, R; Lopez De Silanes, F.; Shleifer, A.; Vishny, R. (2000): Investor Protection and Corporate
Governance. Journal of Financial Economics, Vol. 58, Nos. 1-2, pp. 3-27.
Lamont, O. y Polk, C.: The diversification discount: cash flows versus returns. Journal of Finance Vol.
LVI, Nº 5, pp. 1693-1721.
Lang L. y Sutlz, R (1994): Tobin's q, corporate diversification and firm performance. Journal of Political
Economy, 102 (6), pp. 1248-1280.
Lefort F. (2003): Gobierno Corporativo: ¿que es? y ¿como andamos por casa?. Cuadernos de Economía,
Año 40, Nº 120, pp. 207-237.
Lefort F. y Walker E. (2000a): The Effects of Economic Shocks on Corporate Governance Systems in
Chile. Revista Abante, Vol 2, Nº 2, pp. 183-206.
Lefort F. y Walker E. (2000b): Ownership and Capital Structure of Chilean Conglomerates: Facts and
Hypothesis in Chile. Revista Abante, Vol 3, Nº 1, pp. 3-27.
Lefort F. y Walker E. (2005): The effect of corporate governance practices on company market valuation
and payout policy in Chile. Inter-American Development Bank, Latin American Research
Network, Working Paper #R-515.
Lewellen, W.G. (1971): A pure financial rationale for conglomerate mergers. Journal of Finance, 26, pp.
521-537.
Lins, K. y Servaes, H. (1999): International Evidence on the Value of Corporate Diversification. Journal
of Finance 54, pp. 2215-2240.
Lins, K. y Servaes, H. (2002): Is corporate diversification beneficial in emerging markets?. Financial
Management 31, 2, pp. 5-31.
Maksimovic, V. y Phillips, G. (2002): Do conglomerate firms allocate resources inefficiently across
industries? Theory and evidence. Journal of Finance Vol. LVII, Nº 2, pp. 721-767.
Maquieira, C. y Espinoza, C. (2005): Relación entre valor de la empresa, diversificación y gobierno
corporativo. Revista Mexicana de Economía y Finanzas, Vol. 4, Nº 3, pp. 223-257.
Maquieira, C. et. al. (2003) “Valuation of Investment Companies in Chile”, Estudios de Administración,
Vol.10 N ° 2, 2003, pp. 1-25.
Maquieira, C. Megginson W. L. Nail 1998): Wealth creation versus wealth redistributions in pure stockfor-stock mergers, The Journal of Financial Economics, Vol. 48 N° 1, April 1998, pp 3-33.
Meyer, M, Milgrom, P. y Roberts, J. (1992): Organizational prospects, influence costs, and ownership
changes. Journal of Economics and Management Strategy, 1, pp. 9-35.
Morck, R., Shleifer, A. & Vishny, R. (1988): Management ownership and market valuation: An empirical
analysis. Journal of Financial Economics, Vol. 20, pp. 293–315.
Morck, R., Shleifer, A. & Vishny, R. (1990): Do managerial objectives drive bad acquisitions? Journal of
Finance, 45, pp. 31-48.
Miller, R.A. (1973): Concentration and marginal concentration, advertising and diversity: three issues in
structure-performance tests, I.O. Review, 1, pp. 15-33.
Organización para la Cooperación y el Desarrollo Económico, OCDE (2004): White Paper on Corporate
Governance in Latin America.
Paredes, Ricardo y Flor, Lincoln (1993): Estructura de propiedad: ¿maximizan beneficios las firmas en
Chile?. El Trimestre Económico Nº 240.
Pivovarsky, A. (2003): Ownership Concentration and Performance in Ukraine’s Privatized Enterprises.
IMF Staff Papers, vol. 50, No. 1, pp. 10-42.
17
Raineri y Valenzuela (2001): El valor de las estructuras de propiedad en el desempeño de las empresas
chilenas (1990-2000). Paper presentado en el Segundo Encuentro de Finanzas, Santiago, Chile.
Ramanujan, V. y Varadajan, P. (1989): Research on corporate diversification: A synthesis. Strategic
Management Journal, 10, pp. 523-551.
Rogers, M. (2001): The effect of diversification on firm performance. Melbourne Institute Working Paper
Nº 2/01.
Rogers, P., Dami, A.T., Ribeiro K.C. y Sousa A.F.(2007): Corporate Governance and Ownership
Structure in Brazil: Causes and Consequences. Journal of Corporate Ownership & Control, Vol. 5,
No. 2.
Servaes, H. (1996): The value of diversification during the conglomerate merger wave. Journal of
Finance, 51, pp.1201-1225.
Shleifer, A. y Vishny, R. (1986): Large Shareholders and Corporate Control. Journal of Political
Economy, Vol. 94, No. 3, pp. 461-488.
Shleifer, A. y Vishny, R. (1989): Managemente entrenchment: the case of manager-specific investments.
Journal of Financial Economics, 25, pp. 123-140.
Shleifer, A. y Vishny, R. (1992): Liquidation values and debt capacity: a market equilibrium approach.
Journal of Finance, 45, pp.379-396.
Shleifer, A.; Vishny, R. (1997): A Survey of Corporate Governance. Journal of Finance, Vol. 52, pp. 737783.
Silva, F., Majluf, N. y Paredes, R. (2006): Ownership structure and performance: empirical evidence from
chilean firms. Corporate Ownership and Control, Volumen 3, Nº 4, pp. 173-181.
Stein, J. (1997): Internal capital market and the competition for corporate resources. Journal of Finance,
52, pp. 111-133.
Stulz, R. (1990): Managerial discretion and optimal financing policies. Journal of Financial Economics,
26, pp. 3-27.
Teece, D.J. (1982): Towards an economic theory of the multiproduct firm. Journal of Economic
Behaviour and Organization, 3, pp. 39-63.
Thomas, D.E. (2005): International diversification and firm performance in Mexican firms: A curvilinear
relationship?. Journal of Business Research 59, pp. 501–507.
Villalonga, B. (2004): Diversification Discount or Premium? New Evidence from the Business
Information Tracking Series. The Journal of Finance, Vol. LIX, Nº 2, pp. 479-506.
Villalonga, B. y Amit, R. (2006): How do family ownership, control and management affect firm value?.
Journal of Financial Economics Nº 80, pp. 385-417.
Welch, E. (2003): The Relationship between Ownership Structure and Performance in Listed Australian
Companies. Australian Journal of Management, Vol. 28, No. 3.
Williamson, O.E. (1970): Corporate Control and Business Behavior: An Inquiry into the Effects of
Organizational Form on Entreprise Behavior, Englewood Cliffs, NJ: Prentice-Hall.
Wu y Cui (2002): Consequences of the Concentrated Ownership Structure in Mainland China: Evidence
of Year 2000.
18
TABLA 1
Descripción de Variables.
Variable
UNO
Descripción
Medida de concentración de la propiedad: Porcentaje en manos del principal
accionista.
TRES
Medida de concentración de la propiedad: Porcentaje en manos de los tres
principales accionistas.
QTOBIN
Medida de Desempeño: Q de Tobin.
QTOBADJ
Medida de Desempeño: Q de Tobin ajustada por industria (diferencia entre
Q de Tobin de la empresa i en el año t menos el promedio de Q de Tobin de
la industria a la cual pertenece la empresa i para el año t.
HERFINDAHL Medida de diversificación: Complemento de HERFINDAHL basado en
segmentos de ventas.
ENTROPIA
Medida de diversificación: basado en segmentos de ventas.
LOGACT
Medida de Control: Tamaño (Logaritmo Activo Total).
GTOKTOT
Medida de Control: Niveles de Inversión en Activos Físico (cuociente entre
inversión bruta y activos totales).
APALANC
Medida de Control: Riesgo Financiero (Deuda Total sobre Activo Total).
BETA
Medida de Control: Riesgo de Mercado (referente: IPSA).
REGULA
Medida de Control: Regulación (Variable dicotómica; 1 para empresa
regulada y 0 en caso contrario).
19
TABLA 2
Descripción estadística
Total Muestra
Firmas Reguladas
Firmas No Reguladas
* En miles de pesos chilenos.
QTOBIN
UNO
TRES
HERFINDAHL
ACTIVOS*
GTOKTOT
APALANC
BETA
1.07
1.26
1.00
51%
56%
50%
71%
71%
71%
0.18
0.08
0.21
111,178
211,169
90,124
0.14
0.15
0.13
0.47
0.47
0.47
0.70
0.64
0.71
20
TABLA 3
Matriz de correlaciones
QTOBIN
QTOBIN
QTOBADJ
UNO
TRES
HERFINDAHL
ENTROPIA
LOGACT
GTOKTOT
APALANC
BETA
REGULA
1
0.885
-0.145
-0.187
-0.199
-0.192
-0.113
-0.031
0.234
0.083
0.137
QTOBADJ
1
-0.195
-0.204
-0.242
-0.234
-0.219
-0.015
0.124
0.046
0.011
UNO
TRES
1
0.828
0.144
0.159
-0.009
0.038
-0.036
-0.151
0.067
HERFINDAHL ENTROPIA
1
0.125
0.141
-0.015
0.074
0.075
-0.121
-0.034
1
0.992
0.458
0.078
-0.041
-0.052
-0.088
1
0.470
0.073
-0.027
-0.048
-0.062
LOGACT
1
0.142
-0.135
-0.018
0.327
GTOKTOT
1
-0.130
-0.079
0.010
APALANC
1
0.270
0.040
BETA
REGULA
1
-0.010
1
21
TABLA 4
Determinantes del Desempeño. Se estiman regresiones OLS. Los asteriscos representan los
niveles de significancia: ***es al 1%, ** al 5% y * al 10%.
QTOBIN
Dependent Variable:
UNO
-0.269
-1.57
-0.266
-1.55
TRES
HERFINDAHL
LOGACT
GTOKTOT
APALANC
BETA
REGULA
C
R-squared
Durbin-Watson stat
F-statistic
Prob(F-statistic)
-0.333 **
-2.17
-0.454 **
-2.29
-0.242
-1.28
-0.243
-1.25
ENTROPIA
QTOBADJ
-0.024
-0.80
0.045
0.26
0.414 **
2.43
0.001
0.03
0.186 *
1.69
1.406 **
2.52
-0.139
-1.21
-0.024
-0.81
0.044
0.25
0.417 **
2.44
0.001
0.03
0.191 *
1.75
1.409 **
2.51
0.122
1.888
2.658
0.013
0.121
1.897
2.641
0.014
-0.334 **
-2.17
-0.451 **
-2.27
-0.435 **
-2.44
-0.246
-1.44
-0.230
-1.33
-0.022
-0.76
0.068
0.39
0.462 ***
2.73
-0.004
-0.08
0.164
1.52
1.543 ***
2.78
-0.137
-1.22
-0.023
-0.78
0.067
0.38
0.465 ***
2.74
-0.003
-0.07
0.169
1.58
1.549 ***
2.77
-0.045
-1.70
0.071
0.45
0.167
1.10
-0.006
-0.15
0.070
0.71
0.932
1.87
0.140
1.846
3.106
0.005
0.139
1.855
3.082
0.005
0.117
2.353
2.528
0.018
*
*
-0.434 **
-2.43
-0.122
-1.18
-0.047 *
-1.75
0.070
0.45
0.168
1.10
-0.006
-0.14
0.077
0.78
0.958 **
1.91
-0.042
-1.59
0.090
0.58
0.214
1.41
-0.008
-0.20
0.042
0.44
0.995 **
1.99
-0.131
-1.28
-0.044
-1.65
0.089
0.57
0.216
1.41
-0.008
-0.19
0.050
0.52
1.022 **
2.03
0.114
2.359
2.469
0.021
0.125
2.306
2.723
0.011
0.122
2.312
2.655
0.013
22
TABLA 5
Determinantes del Desempeño. Se estiman modelos de efectos aleatorios. Los asteriscos
representan los niveles de significancia: ***es al 1%, ** al 5% y * al 10%.
Dependent Variable:
UNO
QTOBIN
-0.306 *
-1.76
-0.303 *
-1.74
TRES
HERFINDAHL
-0.227
-1.19
-0.027
-0.93
0.036
0.21
0.429 **
2.49
0.001
0.02
0.168
1.54
1.477 ***
2.68
-0.127
-1.12
-0.028
-0.95
0.034
0.20
0.431 **
2.50
0.001
0.02
0.173
1.60
1.486 ***
2.68
R-squared
Durbin-Watson stat
F-statistic
Prob(F-statistic)
0.13
2.15
2.76
0.01
0.12
2.15
2.72
0.01
Hausman Test
5.28
GTOKTOT
APALANC
BETA
REGULA
C
-0.333 **
-2.04
-0.479 **
-2.41
-0.231
-1.23
ENTROPIA
LOGACT
QTOBADJ
***
5.68
***
-0.475 **
-2.39
-0.025
-0.86
0.057
0.33
0.479 ***
2.78
-0.003
-0.07
0.142
1.33
1.603 ***
2.91
0.14
2.12
3.20
0.00
0.14
2.12
3.16
0.00
***
-0.435 **
-2.29
-0.246
-1.35
-0.230
-1.25
-0.127
-1.14
-0.026
-0.89
0.055
0.32
0.481 ***
2.79
-0.003
-0.07
0.148
1.39
1.614 ***
2.91
4.62
-0.334 **
-2.04
4.97
***
-0.434 **
-2.28
-0.045
-1.59
0.071
0.43
0.167
1.03
-0.006
-0.14
0.070
0.67
0.932 *
1.76
-0.122
-1.11
-0.047
-1.65
0.070
0.42
0.168
1.04
-0.006
-0.13
0.077
0.74
0.958 *
1.79
-0.042
-1.49
0.090
0.54
0.214
1.32
-0.008
-0.18
0.042
0.41
0.995 *
1.87
-0.131
-1.21
-0.044
-1.55
0.089
0.54
0.216
1.33
-0.008
-0.17
0.050
0.48
1.022 *
1.90
0.12
2.35
2.53
0.02
0.11
2.36
2.47
0.02
0.12
2.31
2.72
0.01
0.12
2.31
2.65
0.01
3.50
***
3.54
***
3.25
***
3.30
***
23
TABLA 6
Determinantes del Desempeño. Se estiman paneles dinámicos utilizando el método generalizado
de momentos (GMM) en dos etapas siguiendo la metodología de Arellano y Bond (1991). Se
empleó la corrección de White para solucionar problemas de heteroscedasticidad y
autocorrelación en los residuos. Los asteriscos representan los niveles de significancia: ***es al
1%, ** al 5% y * al 10%.
QTOBIN
Dependent Variable:
UNO
-0.250 *
-2.22
TRES
HERFINDAHL
-0.253 *
-2.33
-0.475 *
-2.27
0.133
1.11
0.187
1.56
ENTROPIA
LOGACT
GTOKTOT
APALANC
BETA
REGULA
Sargan Test
Wald Test
0.045
3.20
-3.196
-27.70
-0.331
-2.27
-0.041
-1.88
0.250
4.42
**
***
*
***
9.05 **
12678.1
QTOBADJ
*
0.042
2.97
-3.065
-17.70
-0.504
-2.09
-0.034
-1.93
0.263
5.28
**
***
*
***
8.62 **
3188.4
*
-0.361 **
-3.73
-0.472 *
-2.16
-0.591 **
-3.09
0.092
0.67
0.182
1.64
0.124
1.65
0.042
2.80
-3.194
-28.48
-0.334
-2.42
-0.039
-1.84
0.260
4.38
**
***
*
***
8.80 **
19651.7
*
-0.077
-0.78
0.062 **
3.76
-2.810 ***
-13.40
-0.445
-1.52
-0.022
-0.96
0.187 **
2.70
6.79 **
6923.0
*
0.044
4.66
-3.055
-19.43
-0.443
-3.71
-0.017
-1.67
0.218
4.75
***
***
**
***
8.21 **
8015.0
-0.362 ***
-4.15
*
0.042
3.12
-2.910
-16.03
-0.595
-2.31
-0.019
-1.01
0.245
4.64
**
***
*
***
8.55 **
7173.3
*
-0.605 **
-3.24
0.123
1.85
0.042
4.33
-3.055
-20.59
-0.444
-4.43
-0.018
-1.85
0.226
4.78
***
***
***
***
7.94 **
9860.2
*
0.076
0.92
0.038
2.73
-2.927
-16.62
-0.611
-2.42
-0.018
-0.99
0.259
4.59
**
***
*
***
8.56 **
6381.7
*
24
TABLA 7
Medianas de datos estadísticos para Firmas Diversificadas v/s Focalizadas.
QTOBIN
Total Muestra
0.91
Firmas Diversificadas
0.86
Firmas Focalizadas
0.95
* En miles de pesos chilenos.
UNO
TRES
ACTIVOS*
51%
53%
46%
71%
74%
68%
90,167
331,298
39,319
GTOKTOT
0.08
0.10
0.07
APALANC
0.50
0.41
0.52
BETA
0.62
0.60
0.73
25
TABLA 8
Desempeño de firmas diversificadas y focalizadas. Se estiman paneles dinámicos utilizando el
método generalizado de momentos (GMM) en dos etapas siguiendo la metodología de Arellano y
Bond (1991). Se empleó la corrección de White para solucionar problemas de heteroscedasticidad
y autocorrelación en los residuos. Los asteriscos representan los niveles de significancia: ***es al
1%, ** al 5% y * al 10%.
Dependent Variable: QTOBADJ
UNO
DIVERSIFICADAS
-2.092 **
-55.41
TRES
ROA_ADJ
GTOKTOT_ADJ
LOGACT
APALANC
BETA
REGULA
Sargan Test
Wald Test
3.316
15.90
-0.298
-21.04
-0.039
-19.61
-0.789
-17.28
0.159
29.04
-0.061
-3.58
**
**
**
**
**
FOCALIZADAS
0.408
1.35
1.673
1.75
-13.360
-2.58
-0.402
-2.20
0.015
0.32
-3.415
-2.59
-0.244
-1.57
1.080
2.68
3.122 *
3.06
-1.306
-1.40
0.023
1.07
0.041
0.06
-0.054
-1.60
0.398
3.27
0.076
1.04
2.851 *
2.85
-1.649
-2.14
-0.004
-0.83
-0.424
-1.00
-0.067 *
-2.70
0.276 **
8.85
3.53 **
1.00 **
0.05 **
2.33 **
7471.8 **
29.2 **
721.2 **
29283.9 **
26