Tomasz Jewartowski – Dyskonto czy premia? Rynkowa wycena spółek o zdywersyfi kowanej strukturze działalności notowanych na GPW

Dyskonto czy premia? Rynkowa wycena spółek

o zdywersyfikowanej strukturze działalności

notowanych na GPW

Tomasz Jewartowski*

Nadesłany: 21 grudnia 2012 r. Zaakceptowany: 29 maja 2013 r.

Streszczenie

Głównym celem opracowania jest weryfikacja hipotezy, że spółki o zróżnicowanej strukturze dzia-łalności są wyceniane na polskim rynku kapitałowym z premią w stosunku do spółek jednoseg-mentowych. Większość dotychczasowych badań prowadzonych na rynkach rozwiniętych potwier-dza występowanie tzw. dywersyfikacyjnego dyskonta (ang. diversification discount). Istnieją jed-nak przesłanki, by przypuszczać, że zależność ta może mieć odwrotny kierunek między innymi na tzw. rynkach wschodzących, do których wciąż zaliczany jest polski rynek kapitałowy. Potwier-dzają to badania empiryczne. Niezależnie od przyjętej metody – począwszy od porównania wskaź-ników q Tobina, przez porównanie opartych na nich wartości nadwyżkowych, korygowanych o wskaźniki branżowe, aż po wyniki analizy regresji – wnioski płynące z badań są jednoznaczne. Spółki zdywersyfikowane, czyli prowadzące działalność co najmniej w dwóch zróżnicowanych branżowo segmentach, wyceniane są na polskim rynku kapitałowym przeciętnie z ponaddwudzie-stoprocentową premią względem spółek jednosegmentowych. Wysokość tej premii nie jest jednak proporcjonalna do stopnia dywersyfikacji. Co więcej, jej determinanty różnią się w obu grupach spółek.

Słowa kluczowe: dywersyfikacja działalności przedsiębiorstw, finanse przedsiębiorstw, wartość

spółki, wskaźnik q Tobina

JEL: G30, G32, G34

1. Wstęp

Ekonomiczne przyczyny i skutki dywersyfikacji działalności przez spółki od lat stanowią przed-miot wielu dociekań naukowych, w tym również w ramach nauki o finansach. Podręcznikowe ujęcie tematu wydaje się jednak płytkie i niewystarczające. Według autorów większości podręcz-ników finansów (przedsiębiorstw) dywersyfikacja spółek nie może bowiem przynieść ich akcjo-nariuszom żadnych dodatkowych korzyści ponad te, które mogą i  tak osiągnąć, dywersyfikując swój własny portfel aktywów (przegląd „podręcznikowego” ujęcia problemu przedstawiają m.in. Martin i Sayrak (2003)). Na doskonałym i efektywnym rynku kapitałowym dywersyfikacja dzia-łalności nie powinna prowadzić do wzrostu wartości spółki; należałoby się wręcz spodziewać jej spadku. Zdecydowana większość badań (prowadzonych głównie na rynku amerykańskim) zda-je się potwierdzać tę tezę. Pod koniec lat 80., a  więc dwie dekady po tzw. erze konglomeratów, Porter (1987), a krótko po nim Kaplan i Weisbach (1992) udokumentowali ciekawą tendencję: znacz-na część spółek, które w ramach strategii dywersyfikacji przejmowały inne podmioty spoza branży stanowiącej główny przedmiot ich działalności, relatywnie szybko się ich pozbywała. Co prawda, sprzedaż nabywanych wcześniej spółek przez podmioty z tej samej branży również się zdarzała, jednak nieporównanie rzadziej.

Lang i Stulz (1994) oraz Berger i Ofek (1995) zaproponowali procedury bezpośredniego porów-nania rynkowej wyceny spółek zdywersyfikowanych i jednosegmentowych m.in. za pomocą wskaź-nika q Tobina czy mnożwskaź-nika sprzedaży. Procedury te uwzględniały w ramach tzw. wartości nad-wyżkowej (ang. excess value) medianę wskaźników branżowych. Pozwalały zatem na porównanie wyników każdej spółki z wynikiem portfela spółek jednosegmentowych, którego skład odzwiercied- lał strukturę segmentów spółki zdywersyfikowanej. Badania prowadzone według tych procedur, zapoczątkowane przez twórców koncepcji, a następnie kontynuowane przez innych badaczy (Servaes 1996; Lins, Servaes 1999; Graham, Lemmon, Wolf 2002), prowadziły do wniosku, że spółki zdywer-syfikowane wyceniane są z kilkunastoprocentowym dyskontem w stosunku do spółek jednosegmen-towych. Zależność tę określa się powszechnie mianem dywersyfikacyjnego dyskonta (ang.

diversi-fication discount). Należy jednak nadmienić, że wyniki niektórych późniejszych badań, w których zmodyfikowano procedurę pomiaru wartości nadwyżkowej, przyniosły odmienne rezultaty (por. Villalonga 2004; Campa, Kedia 2002) i dostarczyły argumentów zwolennikom dywersyfikacji.

W literaturze przedmiotu toczy się dyskusja na temat tego, czy i ewentualnie w jaki sposób dywersyfikacja przedsiębiorstw może wpływać na ich wartość. Według niektórych koncepcji na-leży się spodziewać pozytywnego wpływu dywersyfikacji na wartość spółki, gdyż pomaga ona niwelować niektóre negatywne skutki niedoskonałości rynku kapitałowego (por. Lewellen 1971) oraz zwiększa efektywność alokacji kapitału wewnątrz przedsiębiorstwa, bez konieczności wyko-rzystania zewnętrznych (mniej efektywnych) mechanizmów rynkowych (por. Weston 1970; Stein 1997). Autorzy alternatywnych koncepcji podają w wątpliwość to, czy efektywna alokacja kapitału w zdywersyfikowanym przedsiębiorstwie jest w ogóle możliwa, jeżeli uwzględni się takie czynni-ki, jak koszty agencji (głównie w zakresie wykorzystania wolnych przepływów pieniężnych) oraz potencjalne konflikty interesów pomiędzy różnymi grupami interesariuszy firmy (Jensen 1986; Scharfstein 1998; Scharfstein, Stein 2000).

To właśnie hipoteza o nieefektywnych wewnętrznych transferach kapitału pomiędzy segmen-tami zdywersyfikowanych spółek (ang. internal capital markets inefficiency) zdominowała bieżącą

dyskusję nad skutkami dywersyfikacji. Z większości badań wynika, że alokacja taka nie jest efek-tywna, tzn. przepływy kapitału pomiędzy segmentami zdywersyfikowanych spółek są raczej skutkiem wewnętrznej konkurencji o rzadkie zasoby niż mechanizmu „premiującego” segmenty charakteryzujące się w danym momencie największym potencjałem inwestycyjnym (Shin, Stulz 1998; Rajan, Servaes, Zingales 2000). Niemniej jednak i w tym obszarze znaleźć można wyniki ba-dań, które potwierdzają, że występujące dyskonto nie jest przejawem nieefektywnej alokacji (por. Whited 2001; Maksimovic, Phillips 2002).

W ramach przeglądu literatury trzeba również wskazać na nieco odmienne podejście do poten-cjalnych korzyści z dywersyfikacji, wiążące je nie tyle z możliwościami poszczególnych podmio-tów, ile ze stopniem rozwoju rynku – nie tylko kapitałowego, ale również rynku czynników pro-dukcji (Khanna, Palepu 1997; Fauver, Houston, Naranjo 2003; Lee, Peng, Lee 2008). Istnieje pogląd, że wewnętrzny mechanizm transferu zasobów (w tym kapitału) niweluje skutki zawodności ryn-ku, szczególnie w gospodarkach mniej rozwiniętych. Częściowo uzasadniałoby to funkcjonowanie na takich rynkach grup spółek o wielostopniowych i wielokierunkowych powiązaniach kapitało-wych (por. Khanna, Palepu 1997; Khanna, Palepu 2000; Lee, Peng, Lee 2008; Lins, Servaes 2002).

Głównym celem opracowania jest weryfikacja hipotezy, że spółki o zdywersyfikowanej struk-turze działalności są wyceniane na polskim rynku kapitałowym z premią w stosunku do spółek jednosegmentowych. Wprawdzie rezultaty większości dotychczasowych badań prowadzonych na wielu innych rynkach, głównie amerykańskim, potwierdzają występowanie dyskonta dywer-syfikacyjnego (Lang, Stulz 1994; Berger, Ofek 1995; Lins, Servaes 1999; Lins, Servaes 2002), jed-nak część badań poświęconych tzw. rynkom wschodzącym dokumentuje występującą premię (Kuppuswamy, Serafeim, Villalonga 2012).

Dodatkowym celem opracowania jest zmierzenie stopnia dywersyfikacji spółek notowanych na Giełdzie Papierów Wartościowych w Warszawie (GPW) oraz określenie ogólnych tendencji w zakresie dywersyfikacji działalności przez te spółki.

2. Próba badawcza i źródła danych empirycznych

Badania empiryczne zostały przeprowadzone na grupie 235 spółek notowanych na GPW w latach 2007−2011. Spełniały one kryteria, które na ogół przyjmują inni badacze zajmujący się problema-tyką rynkowej wyceny spółek zdywersyfikowanych, gdyż umożliwia to porównywanie wyników badań. Przede wszystkim chodzi o eliminację spółek prowadzących działalność w sektorze finan-sowym oraz spółek działających na relatywnie niewielką skalę (z próby badawczej wyeliminowano spółki o średniorocznych przychodach nieprzekraczających 10 mln USD).

Wszelkie dane, w szczególności z zakresu tzw. sprawozdawczości segmentowej spółek, pocho-dzą z bazy Worldscope firmy Thomson-Reuters. Jest to dość powszechnie wykorzystywane źródło informacji w literaturze przedmiotu. Pierwotnym źródłem danych były przede wszystkim skonso-lidowane sprawozdania finansowe i roczne raporty spółek.

Próba badawcza nie stanowi tzw. panelu zbilansowanego – liczba obserwacji dla poszczegól-nych lat nieznacznie się różni. Różnice te wynikają przede wszystkim z sukcesywnego uzupeł-niania próby o spółki debiutujące na GPW, o których nie było części informacji z okresów poprze-dzających debiut giełdowy. Na zróżnicowanie liczebności próby w poszczególnych latach wpływa

także sporadyczny brak niezbędnych informacji o pojedynczych spółkach, dotyczących m.in. sprawozdawczości segmentowej.

Warto nadmienić, że w 2009 r. standard MSSF8, odnoszący się do sprawozdawczości towej spółek, został zastąpiony standardem MSR14. Zmieniło to podejście do identyfikacji segmen-tów i w pewnym sensie rozszerzyło ich definicję. Samo określenie „segment działalności” zastą-piono „segmentem operacyjnym”. W myśl nowych zasad spółki powinny ujawniać jako odrębne segmenty operacyjne nie tyle zróżnicowane branżowo rodzaje działalności, ile wszystkie ty wyodrębnione w wewnętrznej sprawozdawczości na potrzeby zarządu. W tym ujęciu segmen-tem operacyjnym może być np. wyodrębniona grupa odbiorców. Co ciekawe, w pierwszym roku obowiązywania nowego standardu przeciętna liczba raportowanych segmentów nie zmieniła się istotnie – wzrosła dopiero w kolejnych latach. Tabela 1 zawiera podstawowe informacje o próbie badawczej z uwzględnieniem liczby i odsetka spółek, które wyodrębniają w swojej sprawozdaw-czości przynajmniej dwa segmenty, zgodnie z międzynarodowymi standardami sprawozdawczo-ści finansowej.

W 2007 r. spośród 222 spółek objętych badaniem aż 152 wyodrębniły w rocznym raporcie finan-sowym przynajmniej dwa segmenty działalności, co stanowi 68,5% obserwacji. W ostatnim anali-zowanym roku odsetek ten wyniósł 70,1% (162 spółki na 231 objętych badaniem). Można uznać, że odsetek spółek mających więcej niż jeden segment działalności (operacyjny) jest relatywnie stabil-ny i wynosi około 70%. Średnia liczba segmentów wynosi 2,84, przy czym w analizowastabil-nym okresie sukcesywnie wzrastała: z 2,63 w 2007 r. do 2,95 w 2011 r. Należy zauważyć, że wzrost ten nie od-zwierciedla zmiany stopnia dywersyfikacji, gdyż liczba raportowanych segmentów może być trakto-wana jedynie jako przybliżony miernik, szczególnie po wejściu w życie standardu MSSF8.

3. Alternatywne podejścia do pomiaru dywersyfikacji działalności

przedsiębiorstw

Na potrzeby niniejszego opracowania przyjęto ekonomiczno-finansowe kryterium definiowania zdywersyfikowanej struktury działalności. Podmiot traktowany jest jako zdywersyfikowany, jeżeli prowadzi działalność w kilku obszarach (segmentach), istotnie różniących się zarówno pod wzglę-dem oczekiwanej rentowności, jak i ryzyka. W praktyce zdywersyfikowaną strukturą działalności często charakteryzują się grupy kapitałowe, a poszczególne segmenty odpowiadają profilom spółek wchodzących w ich skład. Taka klasyfikacja segmentów nie musi jednak odzwierciedlać formalno-prawnego charakteru powiązań kapitałowych w ramach grupy.

Ponieważ szacowanie oczekiwanej stopy zwrotu i ryzyka dla poszczególnych segmentów jest praktycznie niemożliwe, w literaturze przedmiotu przyjmuje się rozwiązanie polegające na gru-powaniu segmentów według określonego systemu klasyfikacji działalności. Istnieje wiele takich systemów (w tym wiele narodowych), jednak w globalnych bazach danych segmenty spółek klasy-fikuje się na ogół według systemu SIC (Standard Industrial Classification).

Dane segmentowe, na podstawie których przeprowadzono badania, pochodzą z  bazy Worldscope, gdzie również – oprócz innych klasyfikacji – stosuje się system SIC. W niniejszym opracowaniu klasyfikację tę wykorzystano jako podstawę grupowania segmentów, a tym samym jako podstawę identyfikacji zdywersyfikowanych podmiotów.

Klasyfikacja SIC opiera się na czterocyfrowym kodzie. Dwie pierwsze cyfry, określające tzw. główne grupy branżowe (ang. major groups), odpowiadają (w dużym uproszczeniu) działom go-spodarki według PKD. Trzecia cyfra kodu określa przynależność do tzw. grup branżowych (ang.

industry groups), a czwarta cyfra kodu oznacza branże (ang. industries).

Nie jest łatwo określić, który z poziomów klasyfikacji działalności należy przyjąć w celu iden-tyfikacji spółek zdywersyfikowanych zgodnie z kryteriami ekonomiczno-finansowymi. Panu-je zgoda, że spółki generujące przychody w  ramach segmentów zaklasyfikowanych do różnych działów gospodarki (w nomenklaturze SIC do „głównych grup branżowych”) można określić ja-ko zdywersyfija-kowane, gdyż istotnie różnią się czynnikami determinującymi oczekiwaną ren-towność oraz profil ryzyka. Wątpliwości może natomiast budzić traktowanie jako zdywersyfiko-wanych tych spółek, które mają dwa segmenty lub więcej, ale różnią się jedynie ostatnią cyfrą kodu (np. w ramach chemii rolniczej byłyby to produkcja nawozów oraz produkcja pestycydów). W literaturze przedmiotu takie przypadki określa się mianem dywersyfikacji powiązanej (ang. related

diversification).

W niniejszym opracowaniu do identyfikacji zdywersyfikowanej struktury działalności wyko-rzystano dwucyfrową klasyfikację SIC, gdyż w znacznej części dotychczasowych badań stosowano to właśnie podejście. Niemniej jednak dla porównania dodatkowo prezentowane są wyniki badań, w których do identyfikowania spółek zdywersyfikowanych wykorzystano cały czterocyfrowy kod SIC. Tabela 2 przedstawia liczebność grup spółek w latach 2007−2011 uznanych za zdywersyfiko-wane przy zastosowaniu obu podejść.

Liczba spółek uznanych za zdywersyfikowane jest znacznie wyższa w przypadku klasyfikacji opartej na czterocyfrowym kodzie SIC. W próbie badawczej znajdowało się bowiem średnio rocz-nie około 20 podmiotów, których segmenty różniły się jedyrocz-nie czwartą bądź trzecią cyfrą kodu. Podmioty te zaliczono do zdywersyfikowanych na podstawie pełnego kodu SIC, a jednocześnie do jednosegmentowych według kodu dwucyfrowego. Niezależnie od przyjętej definicji odsetek spółek prowadzących zdywersyfikowaną działalność systematycznie spadał w latach 2007−2011. Według podejścia opartego na pełnym kodzie SIC obniżył się z 46,8% w 2007 r. do 38,5% w 2011 r., nato-miast po przyjęciu węższej definicji zdywersyfikowanej działalności obserwujemy spadek z 38,3% w 2007 r. do 29,4% w 2011 r.

Sam odsetek zdywersyfikowanych spółek może tylko pośrednio sygnalizować tendencje ryn-kowe w zakresie dywersyfikacji, gdyż nie informuje o stopniu ich dywersyfikacji. Za zdywersyfi-kowaną można bowiem uznać spółkę mającą dwa różne segmenty działalności, jak również pięć czy sześć segmentów. Lepszym miernikiem tendencji rynkowych w zakresie dywersyfikacji była-by średnia liczba segmentów w poszczególnych latach. Nadal była-byłbyła-by to jednak miernik niedosko-nały. Dwie spółki o takiej samej liczbie segmentów mogą się różnić stopniem dywersyfikacji, jeżeli w jednej z nich któryś segment dominowałby pod względem udziału w jej łącznych przychodach, a w drugiej spółce udziały poszczególnych segmentów byłyby porównywalne. Miarą, która uwzględnia takie różnice, jest indeks Herfindahla-Hirschmana (HHI)1_{. Zasadniczo charakteryzuje} on stopień koncentracji i pierwotnie odnosił się do koncentracji spółek w ramach branż. W litera-turze finansowej stosuje się go jednak również jako miarę rozproszenia (np. akcjonariatu), tzn. im większa jest koncentracja, tym mniejsze rozproszenie.

= = = = = = × × × × + + + + – n i ui HHI 1 2 TA BV TA MCAP Q S TD MCAP MS = n j j Ij R I R V w V V V EV 1 ln ln EV_Q: g = 0,347 EV_MS: g = = -0,501 n g n t g t tskor 6 3 2

∑

∑

(1)

Indeks HHI jest sumą kwadratów udziałów (u) poszczególnych kategorii składających się na

pewną całość, np. udziałów poszczególnych spółek w branży, udziałów głosów poszczególnych akcjonariuszy czy udziałów poszczególnych segmentów w  łącznych przychodach danej spółki. Indeks na poziomie 1 oznacza doskonałą koncentrację; im jest niższy, tym większe rozproszenie. W niniejszym opracowaniu przyjmuje się, że im większe rozproszenie (im niższy HHI), tym wyż-szy stopień dywersyfikacji.

Warto zauważyć, że liczba segmentów działalności i indeks HHI, jako dwie różne miary stop-nia dywersyfikacji, mogą w praktyce prowadzić do odmiennych wniosków. Spółka o większej licz-bie segmentów nie zawsze będzie miała niższy indeks HHI. Tabela 3 przedstawia średnie poziomy podstawowych miar dywersyfikacji dla próby badawczej w latach 2007−2011.

W okresie objętym analizą średnia liczba segmentów sklasyfikowanych według czterocyfro-wego kodu SIC systematycznie malała: z  1,80 w 2007 r. do 1,63 w 2011 r. Podobna tendencja wy-stępowała w przypadku klasyfikacji segmentów według dwucyfrowego kodu SIC – ich średnia liczba spadła z 1,55 do 1,42. Indeks HHI zastosowany jako miara dywersyfikacji również wskazu-je na wskazu-jej obniżenie. Indeks ten wzrósł, choć nieznacznie: z 0,85 w 2007 r. do 0,86 w 2011 r. według klasyfikacji opartej na pełnym kodzie SIC oraz z 0,89 do 0,91 według klasyfikacji opartej na dwu- cyfrowym kodzie SIC. Aby odpowiedzieć na pytanie, czy zaobserwowany spadek dywersyfikacji jest skutkiem wzrostu udziału spółek jednosegmentowych czy przejawem ogólniejszej tendencji, wyznaczono również średnią wartość indeksu HHI w spółkach zdywersyfikowanych. Okazuje się, że stopień dywersyfikacji spółek wielosegmentowych w analizowanym okresie wzrósł, przy czym tendencję tę da się zaobserwować niezależnie od przyjętej definicji spółki zdywersyfikowanej. W spółkach zaklasyfikowanych według czterocyfrowego kodu SIC indeks HHI spadł z 0,69 w 2007 r. do 0,65 w 2011 r., natomiast w przypadku zastosowania dwucyfrowego kodu obniżył się z 0,74 do 0,71.

Przeprowadzone badania pozwalają na stwierdzenie występowania dwóch przeciwnych ten-dencji. Z jednej strony udział spółek jednosegmentowych na GPW w latach 2007−2011 systema-tycznie się zwiększał, co wpływało na spadek średniej łącznej liczby segmentów. Z drugiej strony stopień dywersyfikacji spółek wielosegmentowych systematycznie wzrastał.

4. Porównanie wskaźników q Tobina oraz mnożników sprzedaży

w spółkach różniących się stopniem dywersyfikacji

Jednym z najprostszych sposobów określenia zależności pomiędzy stopniem dywersyfikacji a war-tością spółki jest bezpośrednie porównanie przeciętnych poziomów wskaźników bazujących na rynkowej wycenie spółek, wyznaczonych dla poszczególnych grup spółek różniących się stopniem dywersyfikacji. Do najczęściej wykorzystywanych wskaźników w tego typu porównaniach nale-żą: wskaźnik q Tobina oraz mnożnik sprzedaży (por. Lang, Stulz 1994; Berger, Ofek 1994; Lins,

Na potrzeby niniejszego opracowania przyjęto uproszczoną wersję obliczenia wskaźnika

q Tobina (Q), w której wartość odtworzeniową aktywów zastępuje się ich wartością księgową2_:

= = = = = = × × × × + + + + – n i ui HHI 1 2 TA BV TA MCAP Q S TD MCAP MS = n j j Ij R I R V w V V V EV 1 ln ln EV_Q: g = 0,347 EV_MS: g = = -0,501 n g n t g t tskor 6 3 2

∑

∑

(2) gdzie:

MCAP – rynkowa kapitalizacja spółki, TA – księgowa wartość aktywów ogółem,

BV – księgowa wartość kapitału własnego.

Uproszczony sposób wyznaczania wskaźnika q Tobina wykorzystywany jest dość powszech-nie w literaturze przedmiotu (por. Shin, Stulz 1998; Villalonga 2004). Warto nadmienić, że we-dług niektórych badań empirycznych różnice, wynikające z odmiennych podejść do wyznaczania wskaźnika q Tobina, są niewielkie (por. m.in. Chung, Pruitt 1994).

Mnożnik sprzedaży (MS) został wyznaczony jako iloraz sumy kapitalizacji (MCAP) i księgowej

wartości zadłużenia (TD) do rocznych przychodów ze sprzedaży (S):

= = = = = = × × × × + + + + – n i ui HHI 1 2 TA BV TA MCAP Q S TD MCAP MS = n j j Ij R I R V w V V V EV 1 ln ln EV_Q: g = 0,347 EV_MS: g = = -0,501 n g n t g t tskor 6 3 2

∑

∑

(3) Do wyliczenia wskaźników dla poszczególnych lat wykorzystano średnioroczną kapitalizację danej spółki oraz wartość jej łącznych aktywów i przychodów ze sprzedaży wykazaną w rocznych sprawozdaniach skonsolidowanych. Tabele 4 oraz 5 przedstawiają zestawienie median obydwu wskaźników w latach 2007−2011 w podziale na grupy spółek zdefiniowanych na podstawie dwu-cyfrowego kodu SIC.

Analizując mediany wskaźników q Tobina oraz mnożników sprzedaży, warto zwrócić uwagę

na następujące kwestie:

− zróżnicowanie tych wskaźników w spółkach jednosegmentowych oraz zdywersyfikowanych, − tempo zmian poziomu tych wskaźników w czasie (w obydwu grupach),

− zróżnicowanie wskaźników w spółkach zdywersyfikowanych w zależności od stopnia dywersyfikacji (tu: liczby segmentów),

− poziom tych wskaźników w spółkach jednosegmentowych zdefiniowanych na podstawie dwucyfrowego kodu SIC oraz czterocyfrowego kodu SIC (spółki o dywersyfikacji powiązanej).

Mediana wskaźników q Tobina dla spółek jednosegmentowych jest nieznacznie niższa niż dla

spółek zdywersyfikowanych we wszystkich latach z wyjątkiem 2007 r. Podobną zależność można zaobserwować w odniesieniu do mnożników sprzedaży. Należy jednak podkreślić, że zaobserwo-wane różnice nie są statystycznie istotne. Co szczególnie ciekawe, badania prowadzone na rynkach rozwiniętych (por. Lang, Stulz 1994) wykazują wyraźnie wyższe wartości analizowanych wskaź-ników w spółkach jednosegmentowych.

Amplituda wahań oraz tempo zmian zarówno wskaźników q Tobina, jak i mnożników

sprzedaży wydają się wyższe w spółkach jednosegmentowych. Może to świadczyć, że w okresach

hossy wartość spółek jednosegmentowych rośnie szybciej niż zdywersyfikowanych, natomiast w czasie bessy szybciej spada. Szczególnie wyraźnie widać to na przykładzie mnożników sprzeda-ży. Mediana mnożnika sprzedaży dla spółek jednosegmentowych w 2007 r. (a więc w ostatnim roku pięcioletniej hossy, podczas której większość indeksów giełdowych na świecie, również w Polsce, osiągnęła historyczne maksima, wyniosła 1,70. Następnie w latach 2008−2009 (kryzys finansowy wywołany na rynku kredytów subprime w Stanach Zjednoczonych) spadła do poziomu 0,72. W tym samym okresie mediana dla spółek zdywersyfikowanych zmniejszyła się z 1,23 do 0,75.

Inną ciekawą zależność można zaobserwować w grupie spółek zdywersyfikowanych. Spół-ki o wyższym stopniu dywersyfikacji (tu: większej liczbie segmentów) wykazują niższe wartości wskaźników. Należy podkreślić, że zależność ta charakterystyczna jest również dla rynków rozwi-niętych (por. m.in. Lang, Stulz 1994).

Na zakończenie analizy porównawczej wskaźników warto przyjrzeć się spółkom, które prowa-dzą działalność w kilku segmentach różniących się jedynie ostatnią lub przedostatnią cyfrą ko-du klasyfikacji działalności, a więc spółkom o tzw. dywersyfikacji powiązanej. Poziomy wskaźni-ków w tych spółkach (szczególnie mnożnik sprzedaży) są znacznie bliższe poziomów wskaźniwskaźni-ków w spółkach jednosegmentowych niż zdywersyfikowanych.

Wnioski płynące z porównania poziomów median wskaźników bazujących na rynkowej wy-cenie w spółkach jednosegmentowych i zdywersyfikowanych należy formułować bardzo ostroż-nie. Porównanie takie nie uwzględnia bowiem specyfiki poszczególnych segmentów działalności spółek zdywersyfikowanych.

5. Porównanie wartości nadwyżkowych wyznaczonych na podstawie

wskaźnika q Tobina oraz mnożnika sprzedaży

Pełna analiza porównawcza w zakresie rynkowej wyceny spółek zdywersyfikowanych i  jedno-segmentowych jest możliwa tylko po uwzględnieniu w tej pierwszej grupie przeciętnych branżo-wych wskaźników dla poszczególnych segmentów działalności. W literaturze przedmiotu, w ślad za dwoma pionierskimi opracowaniami dotyczącymi wpływu dywersyfikacji na wartość spół-ki (Lang, Stulz 1994; Berger, Ofek 1995), dokonuje się tego przez odniesienie faktycznej wartości spółki do jej wartości teoretycznej (hipotetycznej, przypisanej – ang. imputed value). Wartość teo-retyczną spółki wyznacza się natomiast na podstawie średniej ważonej wartości teoretycznych wyznaczonych oddzielnie dla poszczególnych segmentów działalności. Do obliczenia wartości dla poszczególnych segmentów wykorzystuje się mediany branżowych wskaźników, takich jak mnoż-nik sprzedaży czy wskaźmnoż-nik q Tobina, obejmujących tylko spółki jednosegmentowe z danej branży.

Jeżeli faktyczna wartość spółki zdywersyfikowanej przewyższa tak wyznaczoną wartość teoretycz-ną, oznacza to, że spółka ta jest wyceniana z premią w stosunku do portfela spółek jednosegmen-towych, którego skład odzwierciedla strukturę segmentów spółki zdywersyfikowanej.

Zdecydowana większość dotychczas przeprowadzonych badań (głównie na rynku amerykań-skim) wskazuje jednak, że spółki zdywersyfikowane wyceniane są poniżej ich teoretycznej warto-ści (por. Lang, Stulz 1994; Berger, Ofek 1995; Lins, Servaes 1999; Lins, Servaes 2002). Warto jednak zaznaczyć, że sam fakt występowania takiej różnicy (dyskonta) nie musi oznaczać, iż to dywer-syfikacja powoduje spadek wartości. Spółki w procesie fuzji konglomeratowych mogą nabywać

inne, niedowartościowane w danym momencie podmioty, licząc na wzrost ich wartości. Obserwo-wane dyskonto może więc wynikać stąd, że spółki zdywersyfikoObserwo-wane nie wykorzystują potencjału nabywanych podmiotów.

W celu zestawienia faktycznej wartości spółki i jej wartości teoretycznej wykorzystano mia-rę zaproponowaną przez Bergera i Ofeka (1995), opartą na logarytmie ich ilorazu. Wynik takiego działania określa się w literaturze przedmiotu mianem wartości nadwyżkowej (ang. excess value). Jej dodatnia wartość oznacza premię, a ujemna dyskonto. Na potrzeby niniejszego opracowania została ona wyznaczona dla każdej spółki według następującego wzoru:

= = = = = = × × × × + + + + – n i ui HHI 1 2 TA BV TA MCAP Q S TD MCAP MS = n j j Ij R I R V w V V V EV 1 ln ln EV_Q: g = 0,347 EV_MS: g = = -0,501 n g n t g t tskor 6 3 2

∑

∑

(4) gdzie: EV – wartość nadwyżkowa, V_R – rzeczywista wartość spółki,

V_Ij – teoretyczna wartość spółki wyznaczona na podstawie mediany danego wskaźnika (mnoż-nika) dla branży j-tego segmentu,

w_j – udział j-tego segmentu w łącznych przychodach ze sprzedaży.

Pierwszym etapem na drodze do wyznaczenia wartości nadwyżkowej dla każdego segmen-tu spółki zdywersyfikowanej było utworzenie (odrębnie dla każdego roku) portfela spółek jedno-segmentowych o tym samym dwucyfrowym kodzie SIC. Następnie dla każdego takiego portfela wyznaczono grupową medianę wskaźnika q Tobina oraz mnożnika sprzedaży.

Wartości teoretyczne wyznaczane były tylko w odniesieniu do tych segmentów, których porów-nawcze portfele składały się co najmniej z dwóch spółek. Takie ograniczenie ma zalety i wady. Z jed-nej strony eliminuje (lub ogranicza) przypadkowość, ale z drugiej strony mocno ogranicza liczebność spółek, dla których w ogóle można wyznaczyć wartość nadwyżkową. Ze względu na relatywnie nie-wielką liczbę spółek tworzących próbę badawczą (a szerzej – spółek notowanych na GPW) ogranicze-nie to spowodowało, że ostateczogranicze-nie w każdym roku jedyogranicze-nie dla około 30−35% spółek zdywersyfiko-wanych ujętych w próbie badawczej wyznaczone zostały wartości nadwyżkowe.

Na kolejnym etapie szacowano teoretyczną wartość spółki jako średnią ważoną wartości teo-retycznych wyznaczonych oddzielnie dla poszczególnych segmentów, przy uwzględnieniu udzia-łów przychodów ze sprzedaży generowanych przez te segmenty w łącznych przychodach spółki. Na koniec wyznaczono wartości nadwyżkowe, zgodnie ze wzorem (4).

Tabela 6 przedstawia średnie oraz mediany wartości nadwyżkowych w spółkach zdywersyfi-kowanych w poszczególnych latach analizowanego okresu. Średnia wartość nadwyżkowa mierzo-na wskaźnikiem q Tobina (EV_Q) wahała się w latach 2007−2011 w zakresie 0,18−0,37, a jej

me-diana w zakresie 0,14−0,34. Średnia ze wszystkich obserwacji wyniosła 0,28, przy medianie na poziomie 0,23. Oznacza to, że spółki zdywersyfikowane wyceniane były w analizowanym okresie przeciętnie z ponaddwudziestoprocentową premią w stosunku do „replikowanych” portfeli spółek jednosegmentowych. Wartości nadwyżkowe wyznaczone na podstawie mnożników sprzedaży są również dodatnie, jednak zakres ich wahań jest znacznie większy. Średnia wahała się od 0,07 do

0,50, a mediana od 0,28 aż do 0,73. Średnia wszystkich obserwacji wyniosła 0,24, przy medianie na poziomie 0,37.

W tabeli 6 prezentowane są również wyniki testów na istotność średniej i mediany wartości nadwyżkowych: testu t Studenta oraz testu rangowanych znaków Wilcoxona. Zostały one poprze-dzone testami normalności rozkładu (wymaganego przy stosowaniu testu t Studenta) oraz analizą jego symetrii (koniecznej przy stosowaniu testu rangowanych znaków Wilcoxona).

Wykres 1 przedstawia rozkłady częstości uzyskanych wartości nadwyżkowych dla spółek zdy-wersyfikowanych, wyznaczone na podstawie wskaźników q Tobina (EV_Q) oraz mnożników

sprze-daży (EV_MS). Uwzględniają one wszystkie obserwacje z całego okresu analizy. Testy normalności rozkładu Doornika i Hansena (których wyniki zamieszczono na wykresach) dają podstawy do od-rzucenia hipotezy o normalności rozkładu obydwu wartości nadwyżkowych dla spółek zdywersy-fikowanych. Niemniej jednak część alternatywnych testów (Lillieforsa oraz Jarque’a i Bera) nie daje podstaw do odrzucenia takiej hipotezy dla zmiennej EV_Q.

Wyznaczone współczynniki skośności (g), liczone jako iloraz trzeciego momentu centralnego

i sześcianu odchylenia standardowego, wynoszą odpowiednio:

− dla zmiennej EV_Q: g = 0,347 przy błędzie standardowym skośności dla n = 116

obserwa-cji równym 0,225,

− dla zmiennej EV_MS: g = -0,501 przy błędzie standardowym skośności dla n = 115

obser-wacji równym 0,226.

W pierwszym przypadku współczynnik skośności nie przekracza dwukrotności błędu stan-dardowego, można zatem przyjąć, że rozkład nie jest istotnie asymetryczny. W drugim przypadku (EV_MS) należy jednak założyć, że występuje istotna asymetria.

Ponieważ testy normalności rozkładu dla zmiennej EV_Q są niejednoznaczne, a w przypadku

zmiennej EV_MS dają podstawy do odrzucenia hipotezy o normalności rozkładu, a poza tym

zmienna ta wykazuje istotną asymetrię, dodatkowo uwzględniono często stosowaną w badaniach empirycznych z zakresu finansów (Lyon, Barber, Tsai 1999) korektę statystyki t o skośność (ang.

skewness adjusted t-statistics).

= = = = = = × × × × + + + + – n i ui HHI 1 2 TA BV TA MCAP Q S TD MCAP MS = n j j Ij R I R V w V V V EV 1 ln ln EV_Q: g = 0,347 EV_MS: g = = -0,501 n g n t g t tskor 6 3 2

∑

∑

(5)

Wyniki testów parametrycznych dla obydwu zmiennych, jak również testu rangowanych zna-ków Wilcoxona dla zmiennej EV_Q dają podstawy do odrzucenia hipotezy, że wartości

nadwyż-kowe spółek zdywersyfikowanych wyznaczone na podstawie wskaźnika q Tobina są równe

ze-ro. W odniesieniu do wartości nadwyżkowych wyznaczanych za pomocą mnożników sprzedaży przeprowadzone testy parametryczne (istotna asymetria wykluczyła test rangowanych znaków Wilcoxona) nie dawały podstaw do odrzucenia hipotezy o zerowej średniej i(lub) medianie warto-ści nadwyżkowych w trzech z pięciu lat analizowanego okresu. Powodem było dość duże rozpro-szenie wartości nadwyżkowych między poszczególnymi spółkami z próby badawczej.

Warto zwrócić uwagę, że premia w 2008 r. znacznie przekracza przeciętną premię w pozosta-łych latach. Średnia wartość nadwyżkowa wyznaczona na podstawie mnożników sprzedaży wy-niosła wówczas aż 0,73, a mediana 0,50. Warto raz jeszcze przytoczyć dane z tabeli 5. W 2008 r., na skutek kryzysu finansowego, rynkowa wartość większości spółek notowanych uległa

gwałtow-nemu obniżeniu. Przecena znacznie silniej dotknęła spółki jednosegmentowe – mediana mnożnika sprzedaży spółek jednosegmentowych ujętych w próbie badawczej zmniejszyła się z 1,70 w 2007 r. do 0,85 w 2008 r., podczas gdy mediana dla spółek zdywersyfikowanych spadła z 1,28 do „jedynie” 0,98. Tłumaczy to, dlaczego różnica pomiędzy wartością nadwyżkową w 2008 r. a  wartościami nadwyżkowymi w pozostałych latach jest tak duża.

Uzyskane wyniki w zakresie wartości nadwyżkowych pozwalają na potwierdzenie wstępnych wniosków sformułowanych po prostym porównaniu wskaźników q Tobina oraz mnożników sprze-daży spółek o różnym stopniu dywersyfikacji. Spośród podmiotów notowanych na GPW w Warsza-wie spółki zdywersyfikowane wyceniane były w latach 2007−2011 wyżej niż spółki jednosegmen-towe, przy czym premia była relatywnie wysoka − wynosiła ponad 20%. Wyniki te zdecydowanie różnią się od większości rezultatów dotychczasowych badań, prowadzonych głównie na rynku amerykańskim, które na ogół wykazują kilkunastoprocentowe dyskonto.

6. Dywersyfikacja działalności a wartość nadwyżkowa – analiza regresji

ze zmiennymi kontrolnymi

Istnieje wiele czynników, które mogą wpływać na wysokość wartości nadwyżkowej – część spółek jednosegmentowych również jest wyceniana znacznie powyżej branżowych median. Spółki zdywersyfikowane mogą być pod pewnymi względami podobne do tych ponadprzeciętnie wycenianych spółek jednosegmentowych, a wykazany efekt może być wynikiem pewnych wspólnych cech. Warto zatem określić determinanty wartości nadwyżkowej, wykorzystując modele regresji i uwzględniając w nich oprócz przynależności danej spółki do spółek zdywersyfikowanych także dodatkowe zmienne kontrolne.

Literatura przedmiotu dostarcza licznych dowodów na istnienie zależności pomiędzy wskaź-nikami q Tobina a skalą działalności, wielkością nakładów na badania i rozwój, względną

ska-lą łącznych nakładów inwestycyjnych czy rentownością działalności (por. Lins, Servaes 1999). W niniejszym opracowaniu uwzględnienie w modelach regresji nakładów na badania i rozwój nie było możliwe ze względu na brak dostatecznych informacji. Pozostałe wymienione cechy zostały wprowadzone do modelu regresji jako zmienne kontrolne.

Skalę działalności opisują dwie alternatywne zmienne: logarytm naturalny aktywów ogółem (LN_A) oraz logarytm naturalny przychodów ze sprzedaży (LN_S). Względną skalę łącznych

nakła-dów inwestycyjnych wyznaczono jako ich relację do aktywów ogółem (CAPEX/A) oraz, alternatyw-nie, do przychodów ze sprzedaży (CAPEX/S). Rentowność operacyjną zdefiniowano natomiast jako relację zysku przed odsetkami i podatkiem dochodowym do aktywów (EBIT/A) oraz, alternatyw-nie, do przychodów ze sprzedaży (EBIT/S). Panel danych, na podstawie których wyznaczane były modele regresji, składa się ze 155 jednostek obserwacji (spółek zarówno zdywersyfikowanych, jak i jednosegmentowych) w horyzoncie pięcioletnim, dla których możliwe było wyznaczenie warto-ści nadwyżkowych. Nie jest to jednak panel zbilansowany.

Tabela 7 prezentuje wartości średnie oraz mediany zmiennych kontrolnych w podziale na spółki zdywersyfikowane oraz jednosegmentowe. W zestawieniu ujęto statystyki po wcześniej-szym wyeliminowaniu w obydwu grupach jednego procenta wartości skrajnych dla każdego roku (punktami odcięcia były pierwszy i 99. percentyl). Dodatkowo zastosowane zostały testy

istotno-ści różnic pomiędzy spółkami zdywersyfikowanymi a jednosegmentowymi w zakresie poszcze-gólnych zmiennych (test t Studenta dla średnich oraz test mediany, przy hipotezach zerowych zakładających ich równość w obydwu grupach spółek).

Skala działalności spółek zdywersyfikowanych jest większa niż spółek jednosegmentowych. Mimo porównywalnej średniej wartości aktywów (około 1,07 mld zł dla spółek zdywersyfikowa-nych i 1,05 mld zł dla jednosegmentowych) oraz średniej wartości przychodów ze sprzedaży (od-powiednio 1,13 mld zł oraz 0,94 mld zł) ich mediany znacznie się różnią – są ponaddwukrotnie wyższe w spółkach zdywersyfikowanych. Mediana księgowej wartości aktywów spółek zdywersy-fikowanych wynosi 382,9 mln zł, a w spółkach jednosegmentowych 171,4 mln zł. Z kolei mediana rocznych przychodów ze sprzedaży wynosi w tych grupach, odpowiednio, 391,7 mln zł oraz 172,8 mln zł. Oznacza to, że wśród spółek jednosegmentowych znajdują się podmioty o zdecydowanie ponadprzeciętnej skali działalności, jednak ich zdecydowana większość prowadzi działalność na mniejszą skalę niż typowa spółka zdywersyfikowana.

Spółki zdywersyfikowane charakteryzują się również wyższą rentownością operacyjną – zarówno średnie, jak i mediany wskaźników rentowności operacyjnej są o około 1 pkt proc. wyższe od wskaźników w spółkach jednosegmentowych. Test mediany rentowności operacyjnej aktywów nie dał jednak podstaw do odrzucenia hipotezy, że w obu grupach są one równe.

Nie ma żadnych istotnych różnic pomiędzy grupami spółek pod względem skali nakładów inwestycyjnych (odnoszonych zarówno do aktywów, jak i przychodów ze sprzedaży).

Wyniki analizy regresji wielorakiej z parametrami szacowanymi na podstawie estymacji metodą najmniejszych kwadratów dla danych panelowych przedstawia tabela 8 (dla zmiennej EV_Q) oraz tabe-la 9 (dtabe-la zmiennej EV_MS). We wszystkich modetabe-lach regresji oszacowane błędy standardowe są odpor-ne na heteroskedastyczność3_{. Tabela 8 zawiera modele regresji, w których zmienną objaśnianą jest} war-tość nadwyżkowa, wyznaczana za pomocą wskaźników q Tobina (EV_Q). Aby nie zawyżać sztucznie

istotności poszczególnych zmiennych kontrolnych, odniesiono je do przychodów ze sprzedaży, a nie do wartości aktywów, która wpływa na wartość zmiennej objaśnianej. Wyniki regresji dla wartości nad-wyżkowej opartej na mnożnikach sprzedaży (EV_MS) ujęte są w  tabeli 9. Zmienne kontrolne bazują w niej na wielkości aktywów, gdyż przychody ze sprzedaży wpływają na wielkość zmiennej objaśnianej.

W obydwu tabelach przedstawiono pięć modeli regresji. Dwa pierwsze różnią się jedynie spo-sobem pomiaru dywersyfikacji. W modelu (1) zastosowano zmienną dualną (DIV_0/1), przyjmującą wartość 1, gdy w spółce w danym roku są co najmniej dwa segmenty różniące się dwucyfrowym kodem SIC, oraz wartość 0 w przeciwnym wypadku. W modelu (2) zastąpioną ją zmienną ciągłą, bazującą na indeksie Herfindahla-Hirschmana (DIV_HHI). Indeks ten został wyznaczony dla każ-dej spółki w poszczególnych latach analizowanego okresu na podstawie udziałów przychodów ze sprzedaży generowanych przez poszczególne segmenty danej spółki (różniące się dwucyfrowym kodem SIC) w łącznych przychodach generowanych przez tę spółkę w danym roku. W kolejnych trzech modelach wykorzystano zmienne interakcyjne, łączące każdą z trzech zmiennych kontrol-nych ze zmienną dualną odnoszącą się do dywersyfikacji.

Analiza korelacji zmiennych ujmowanych jednocześnie w poszczególnych modelach regresji wskazuje, że nie występuje między nimi problem współliniowości. Zmienne objaśniające występu-jące w poszczególnych modelach regresji nie są ze sobą skorelowane. Największą korelacją charak-teryzuje się para zmiennych EBIT/A oraz CAPEX/A – współczynnik korelacji liniowej wynosi 0,18.

Wyniki regresji zawarte w tabeli 8 oraz w tabeli 9 potwierdzają uzyskane wcześniej rezultaty. Po uwzględnieniu zmiennych kontrolnych dywersyfikacja wciąż stanowi istotny czynnik różnicu-jący wartość nadwyżkową spółek wyznaczoną za pomocą obydwu wskaźników: q Tobina i

mnoż-nika sprzedaży.

Parametry zmiennych dualnych charakteryzujących dywersyfikację są statystycznie istot-ne i  wynoszą: 0,239 dla wartości nadwyżkowej wyznaczoistot-nej za pomocą wskaźników q Tobina

(tabela 8) oraz 0,217 dla wartości szacowanej z wykorzystaniem mnożników sprzedaży (tabela 9). Obydwa rezultaty wskazują, że wycena spółek zdywersyfikowanych jest o ponad 20% wyższa niż wycena spółek jednosegmentowych, po uwzględnieniu zmiennych kontrolnych.

Wyniki analizy regresji zawarte w tabeli 8 wskazują również, że zmiana sposobu pomiaru dywersyfikacji ze zmiennej dualnej na zmienną ciągłą (indeks HHI) zasadniczo nie zmienia wnio-skowania. Parametr przy indeksie Herfindahla-Hirschmana jest ujemny, co wskazuje na ujemną zależność pomiędzy stopniem koncentracji działalności a wartością nadwyżkową. To z kolei ozna-cza dodatnią zależność pomiędzy tą wartością a stopniem dywersyfikacji.

Spośród trzech zmiennych kontrolnych jedynie w przypadku rentowności operacyjnej (EBIT/S) można zaobserwować istotny (dodatni) wpływ na wartość nadwyżkową. Parametry przy zmiennych charakteryzujących skalę działalności (LN_S) oraz skalę nakładów inwestycyjnych w relacji do przychodów (CAPEX/S) nie są statystycznie istotne.

Modele uwzględniające zmienne interakcyjne nie wskazują na to, by spółki zdywersyfikowa-ne różniące się skalą działalności różniły się też wartością nadwyżkową bardziej niż spółki jed-nosegmentowe. Analiza modelu (4), uwzględniającego w  ramach zmiennej interakcyjnej spółki zdywersyfikowane o różnej rentowności operacyjnej, prowadzi do wniosku, że związek pomiędzy rentownością operacyjną a wartością nadwyżkową jest silniejszy w spółkach jednosegmentowych.

Model (5) wskazuje z kolei na istotną dodatnią zależność pomiędzy skalą nakładów inwe-stycyjnych spółek zdywersyfikowanych a  wartością nadwyżkową. Zależność ta nie jest istotna w spółkach jednosegmentowych. Można zatem stwierdzić, że spółki zdywersyfikowane wyceniane są z premią w stosunku do spółek jednosegmentowych, przy czym premia ta jest tym wyższa, im wyższe są ich nakłady inwestycyjne w relacji do przychodów ze sprzedaży.

Tabela 9 zawiera wyniki regresji wartości nadwyżkowej, do której wyznaczenia wykorzy-stano mnożniki sprzedaży (EV_MS). Uwzględnia również efekty stałe w okresach (latach) pomi-nięte w  regresji zmiennej EV_Q ze względu na ich łączną nieistotność potwierdzoną testem F. Wyniki analizy regresji dla wartości nadwyżkowej bazującej na mnożnikach sprzedaży są zasadni-czo zbieżne z wynikami regresji dla wartości nadwyżkowej wyznaczanej za pomocą wskaźników

q Tobina, jednak występuje między nimi kilka różnic.

Zmiana metody pomiaru stopnia dywersyfikacji na ciągły (indeks HHI) powoduje przede wszystkim, że zmienna ta przestaje być istotna. Uzyskane wyniki świadczą zatem, że spółki zdy-wersyfikowane notowane na GPW są przeciętnie wyceniane z premią w porównaniu ze spółkami jednosegmentowymi, jednak nie ma istotnej zależności pomiędzy wielkością tej premii a stopniem dywersyfikacji mierzonej indeksem Herfindahla-Hirschmana.

Inną różnicą jest zaobserwowana dodatnia pozytywna zależność pomiędzy wartością nad-wyżkową a skalą nakładów inwestycyjnych. Oznacza to, że spółki, które więcej inwestują (w rela-cji do aktywów), są wyżej wyceniane. Zależności takiej nie dało się zaobserwować w odniesieniu do ogółu spółek w przypadku wartości nadwyżkowej liczonej za pomocą wskaźników q Tobina

zestawianej z nakładami inwestycyjnymi w relacji do przychodów ze sprzedaży (charakteryzowała ona jedynie spółki zdywersyfikowane).

Ostatnia wyraźna różnica dotyczy skali działalności spółek zdywersyfikowanych. Wyniki ba-dań wskazują, że wpływa ona negatywnie na wartość nadwyżkową: „większe” spółki zdywersyfi-kowane charakteryzują się znacznie niższymi wartościami nadwyżkowymi, liczonymi za pomocą mnożników sprzedaży, podczas gdy spółki jednosegmentowe cechuje zależność odwrotna.

Opisane modele regresji poddano testom diagnostycznym (m.in. testowi Breuscha i Pagana oraz Hausmana), które wskazały na zasadność uzupełnienia modeli efektami indywidualny-mi (test Hausmana wykazał, że we wszystkich modelach powinny być zastosowane efekty łe). Po ich uwzględnieniu zmienna dualna odnosząca się do dywersyfikacji okazała się sta-tystycznie nieistotna (dla efektów losowych wskazania są niejednoznaczne). Należy jednak ostrożnie wyciągać wnioski z analizy danych panelowych z efektami stałymi w analizowanej gru-pie spółek. Wykazany brak istotności zmiennej odnoszącej się do stopnia dywersyfikacji wynika prawdopodobnie z faktu, że spółki bardzo rzadko zmieniają przynależność do omawianych tu grup: spółek zdywersyfikowanych oraz jednosegmentowych. Spośród analizowanych 235 spółek w latach 2007−2011 jedynie 14 zmieniło status ze zdywersyfikowanej na jednosegmentową lub od-wrotnie. Niestety dla części z nich nie udało się wyznaczyć wartości nadwyżkowych ze względu na brak grupy odniesienia (brak notowanych spółek jednosegmentowych reprezentujących branże, w jakich działały zdywersyfikowane spółki). Jedynie dla 157 spółek możliwe było wyznaczenie war-tości nadwyżkowych. Spośród nich tylko osiem zmieniło w analizowanym okresie status pod wzglę-dem dywersyfikacji, jednak tylko dla dwóch z nich można było prześledzić zmiany wartości nad-wyżkowej w roku dokonania zmiany, jak również w roku bezpośrednio go poprzedzającym. Obie spółki stały się jednosegmentowe. Wcześniej działały w dwóch segmentach, z tym że w przypadku jednej spółki zmianie tej towarzyszył wzrost wartości nadwyżkowej, a w drugiej − spadek.

W modelach regresji z losowymi efektami indywidualnymi wnioski są niejednoznaczne. Jedynie w części z nich (m.in. z uwzględnieniem opóźnionej zmiennej dualnej dla dywersyfikacji) dywersyfikacja istotnie dodatnio wpływa na wartość nadwyżkową (EV).

Na zakończenie warto przytoczyć wyniki analizy regresji przeprowadzonej odrębnie dla każ-dego roku. Wykazała ona istotny wpływ dywersyfikacji na wartość nadwyżkową wyznaczoną za pomocą wskaźnika q Tobina (z wyjątkiem ostatniego roku analizy). Współczynniki zmiennej

dualnej w przypadku dywersyfikacji wahały się od 0,22 do 0,34. We wszystkich modelach zastoso-wano odporne estymatory błędów standardowych. Należy nadmienić, że modele regresji zmiennej

EV_MS jedynie w dwóch spośród pięciu lat wskazały na istotność dywersyfikacji.

7. Podsumowanie i wnioski

Badania empiryczne prowadzone od połowy lat 90. na rynku amerykańskim oraz na innych ryn-kach (m.in. niemieckim, brytyjskim oraz na wielu rynryn-kach azjatyckich) wskazują na ogół, że notowane spółki o zdywersyfikowanej działalności wyceniane są z kilkunastoprocentowym dys-kontem w stosunku do spółek jednosegmentowych. Zaprezentowane w niniejszym opracowaniu wyniki badań spółek notowanych na GPW są skrajnie odmienne. Wynika z nich, że spółki takie wyceniane są na rynku z ponaddwudziestoprocentową premią.

Już proste porównanie median wskaźników q Tobina oraz mnożników sprzedaży

wyzna-czonych odrębnie dla obydwu grup spółek w latach 2007−2011 potwierdza istnienie premii, choć należy zaznaczyć, że testy nieparametryczne wskazują na nieistotność uzyskanych wy-ników. Poza tym takie proste porównanie nie uwzględnia zróżnicowania branżowego anali-zowanych podmiotów. Szczegółowa analiza wykazała również, że w okresach hossy wskaźni-ki q Tobina oraz mnożniki sprzedaży rosną o wiele bardziej w spółkach jednosegmentowych.

Z kolei rynkowa dekoniunktura powoduje, że znacznie gwałtowniejsze są spadki wskaźników ich wyceny.

W kolejnej fazie badań faktyczne wskaźniki q Tobina oraz mnożniki sprzedaży spółek

zdy-wersyfikowanych zostały skorygowane o mediany branżowe, do których obliczenia wykorzystano spółki jednosegmentowe. Tak wyznaczone wartości, czyli tzw. wartości nadwyżkowe, pozwalały na porównanie wyników każdej spółki zdywersyfikowanej z wynikami portfela spółek jednoseg-mentowych, którego skład odzwierciedlał strukturę segmentów spółki zdywersyfikowanej. Wyni-ki tych badań nie pozostawiają wątpliwości: w każdym roku analizowanego okresu zaobserwowa-no dodatnie wartości nadwyżkowe dla spółek zdywersyfikowanych, przekraczające 20%. Oznacza to istnienie ponaddwudziestoprocentowej premii w rynkowej wycenie spółek zdywersyfikowa-nych w porównaniu z wyceną spółek jednosegmentowych. Zastosowane testy parametryczne i nieparametryczne pozwalają uznać uzyskane wyniki za statystycznie istotne.

Najpełniejszy obraz obserwowanych premii, jak również wpływających na nie czynników otrzymano dzięki analizie regresji, którą przeprowadzono metodą najmniejszych kwadratów dla danych panelowych (w próbie przekrojowo-czasowej) z uwzględnieniem efektów stałych dla okre-sów. Potwierdziła ona występowanie ponaddwudziestoprocentowej premii w  wycenie spółek zdywersyfikowanych względem spółek jednosegmentowych. Uzyskane wyniki można uznać za istotne, gdyż do wyznaczenia błędów standardowych parametrów modeli regresji użyto metod uwzględniających heteroskedastyczność.

Zastosowanie zmiennych interakcyjnych w modelach regresji pozwoliło również na zaobser-wowanie dodatkowych zależności, charakterystycznych tylko dla spółek zdywersyfikowanych. Istotnie wyższą wycenę otrzymywały spółki zdywersyfikowane o ponadprzeciętnej relacji nakła-dów inwestycyjnych do sprzedaży (czynnik ten w spółkach jednosegmentowych okazuje się nie-istotny). Z kolei niższe premie w wycenie uzyskały spółki zdywersyfikowane o ponadprzeciętnej skali działalności mierzonej wartością księgową aktywów (w tym przypadku zależność dla spółek jednosegmentowych jest odwrotna).

Poza wymienionymi rezultatami, odnoszącymi się bezpośrednio do głównego celu opracowa-nia, przeprowadzone badania pozwalają również na określenie pewnych tendencji w zakresie stop-nia dywersyfikacji działalności. Przede wszystkim warto podkreślić, że udział spółek zdywersy-fikowanych w analizowanym okresie systematycznie malał – część podmiotów funkcjonujących w dwóch segmentach koncentrowała się na podstawowej działalności. Szczególnie interesujące wydaje się jednak to, że spółki, które w całym analizowanym okresie prowadziły działalność zdy-wersyfikowaną, istotnie zwiększyły stopień tej dywersyfikacji. Świadczy o tym wyraźny, systema-tyczny spadek przeciętnego indeksu HHI wyznaczonego odrębnie dla tej grupy.

Wyniki badań skłaniają do postawienia wielu dalszych pytań. Jednym z nich jest pytanie, dlaczego zdywersyfikowane spółki notowane na GPW wyceniane są przez rynek z premią w sto-sunku do spółek jednosegmentowych, podczas gdy na giełdach amerykańskich czy na giełdzie

londyńskiej cechuje je wyraźne dyskonto, oszacowane za pomocą tych samych metod (por. Lang, Stulz 1994; Berger, Ofek 1995; Lins, Servaes 1999).

Wydaje się, że kluczem do rozwiązania tej zagadki jest analiza korzyści i kosztów dywersyfika-cji działalności w odniesieniu do zewnętrznego rynku kapitałowego, na którym spółka może pozy-skiwać kapitał na realizację projektów inwestycyjnych. Jeśli przepływy operacyjne danego segmen-tu nie wystarczają w stosunku do potrzeb kapitałowych, dywersyfikacja pozwala na alokowanie kapitału pomiędzy poszczególnymi segmentami działalności bez konieczności każdorazowego angażowania zewnętrznego kapitału na warunkach rynkowych. Przypuszczalnie mechanizm rynkowy lepiej sprawdza się w gospodarkach o rozwiniętym rynku kapitałowym (stąd dyskon-to cechujące spółki zdywersyfikowane), nadyskon-tomiast w gospodarkach o słabiej rozwiniętym rynku kapitałowym zastępują go wewnętrzne procedury korporacyjne. Byłoby to zbieżne z  przywoła-ną wcześniej hipotezą (Khanna, Palepu 2000; Lins, Servaes 2002), że dywersyfikacja działalno-ści odgrywa szczególną rolę na rynkach wschodzących. Weryfikacja tej hipotezy wymaga jednak pogłębionych badań, prowadzonych jednocześnie na wielu rynkach.

Bibliografia

Arellano M. (2003), Panel data econometrics, Oxford University Press, New York.

Berger P., Ofek E. (1995), Diversification’s effect on firm value, Journal of Financial Economics, 37, 39−66.

Campa J.M., Kedia  S. (2002), Explaining the diversification discount, Journal of Finance, 57, 1731–1762.

Chung K.H., Pruitt S.W. (1994), A simple approximation of Tobin’s Q, Financial Management, 23(3), 70−74.

Fauver L., Houston J., Naranjo A. (2003), Capital market development, international integration, legal systems, and the value of corporate diversification: a cross-country analysis, Journal

of Financial and Qantitative Analysis, 38(1), 135−157.

Graham J.R., Lemmon  M., Wolf  J. (2002), Does corporate diversification destroy value?, Journal

of Finance, 57, 695–720.

Jacquemin A.P., Berry C.H. (1979), Entropy measure of diversification and corporate growth,

Journal of Industrial Economics, 27, 359–369.

Kaplan S.N., Weisbach M.N. (1992), The success of aquisitions: evidence from divestitures, Journal

of Finance, 47, 107−138.

Khanna T., Palepu K. (1997), Why focused strategies may be wrong for emerging markets, Harvard

Business Review, July-August, 41−51.

Khanna T., Palepu  K. (2000), Is group affiliation profitable in emerging markets? An analysis of diversified Indian business groups, Journal of Finance, 55, 867−891.

Kuppuswamy V., Serafeim G., Villalonga B. (2012), The effect of institutional factors on the value

of corporate diversification, Harvard Business School Working Paper, 13-022.

Lang  L., Stulz  R. (1994), Tobin’s q, corporate diversification, and firm performance, Journal

Lee K., Peng M.W., Lee K. (2008), From diversification premium to diversification discount during institutional transitions, Journal of World Business, 43, 47−65.

Lewellen W. (1971), A pure financial rationale for the conglomerate merger, Journal of Finance, 26, 521−537.

Lins K.V., Servaes H. (1999), International evidence on the value of corporate diversification,

Journal of Finance, 42, 2215–2240.

Lins K.V., Servaes H. (2002), Is corporate diversification beneficial in emerging markets?, Financial

Management, 31, 5–31.

Lyon J.D., Barber B.M., Tsai C.L. (1999), Improved methods for tests of long-run abnormal stock returns, Journal of Finance, 54, 165−201.

Maksimovic V., Phillips G. (2002), Do conglomerate firms allocate resources inefficiently?, Journal

of Finance, 57, 721–767.

Martin J.D., Sayrak A. (2003), Corporate diversification and shareholder value: a survey of recent literature, Journal of Corporate Finance, 9, 37–57.

Porter M. (1987), From competitive advantage to corporate strategy, Harvard Business Review, 65, 43−55.

Rajan R., Servaes H., Zingales L. (2000), The cost of diversity. The diversification discount and inefficient investment, Journal of Finance, 55, 35−80.

Scharfstein D. (1998), The dark side of internal capital markets II: evidence from diversified

conglomerates, NBER Working Paper, 6352, Cambridge.

Scharfstein D., Stein J.C. (2000), The dark side of internal capital markets. Divisional rent-seeking and inefficient investment, Journal of Finance, 55, 2537−2564.

Servaes H. (1996), The value of diversification during the conglomerate merger wave, Journal

of Finance, 51, 1201–1225.

Shin H., Stulz R. (1998), Are internal capital markets efficient? Quarterly Journal of Economics, 113, 531–552.

Stein J. (1997), Internal capital markets and the competition for corporate resources, Journal

of Finance, 52, 111–133.

Villalonga B. (2004), Does diversification cause the “diversification discount”?, Financial

Management, 33(2), 5−27.

Weston J.F. (1970), The nature and significance of conglomerate firms, St. John’s Law Review, 44, 66–80.

Whited T.M. (2001), Is it inefficient investment that causes the diversification discount?, Journal

of Finance, 56, 1667–1691.

Podziękowania

Pragnę podziękować anonimowym recenzentom za cenne uwagi. Artykuł powstał w wyniku realizacji projektu badawczego finansowanego przez Narodowe Centrum Nauki.

Aneks

Tabela 1

Ogólna charakterystyka próby badawczej w latach 2007−2011

2007 2008 2009 2010 2011 2007–2011

Liczba spółek (obserwacji) 222 230 234 233 231 1 150

Spółki mające więcej niż 1 segment

− liczba 152 160 161 164 162 799

− udział (%) 68,5 69,6 68,8 70,4 70,1 69,5

Średnia liczba segmentów 2,63 2,80 2,83 2,97 2,95 2,84

Tabela 2

Liczba i udział spółek uznawanych za zdywersyfikowane wg różnych definicji dywersyfikacji w latach 2007−2011

2007 2008 2009 2010 2011 2007–2011

Podział segmentów działalności wg czterocyfrowej klasyfikacji SIC Spółki zdywersyfikowane

(mające więcej niż 1 segment)

− liczba 104 103 99 93 89 488

− udział (%) 46,8 44,8 42,3 39,9 38,5 42,4

Podział segmentów działalności wg dwucyfrowej klasyfikacji SIC Spółki zdywersyfikowane

(mające więcej niż 1 segment)

− liczba 85 83 79 72 68 387

Tabela 3

Wartości średnie poszczególnych miar dywersyfikacji działalności w latach 2007−2011

2007 2008 2009 2010 2011 2007−2011

Podział segmentów działalności wg czterocyfrowej klasyfikacji SIC

Liczba segmentów 1,80 1,79 1,71 1,72 1,63 1,73

HHI 0,85 0,85 0,85 0,85 0,86 0,85

HHI dla spółek

zdywersyfikowanych 0,69 0,69 0,66 0,65 0,65 0,67

Podział segmentów działalności wg dwucyfrowej klasyfikacji SIC

Średnia liczba segmentów 1,55 1,54 1,48 1,47 1,42 1,49

HHI 0,89 0,90 0,90 0,91 0,91 0,90

HHI dla spółek

zdywersyfikowanych 0,74 0,73 0,71 0,70 0,71 0,72

Tabela 4

Mediany wskaźników q Tobina w spółkach zdywersyfikowanych wyodrębnionych na podstawie dwucyfrowego kodu SIC w latach 2007−2011

Grupy spółek 2007 2008 2009 2010 2011 2007−2011 1 segment 1,58 0,96 0,74 0,86 0,79 0,89 2 segmenty 1,52 0,99 0,77 0,93 0,87 0,95 3 segmenty i więcej 1,48 0,93 0,73 0,84 0,74 0,91 Razem spółki zdywersyfikowane (mające więcej niż 1 segment)

1,52 0,98 0,76 0,91 0,83 0,94

Spółki o dywersyfikacji

Tabela 5

Mediany mnożników sprzedaży w spółkach zdywersyfikowanych wyodrębnionych na podstawie dwucyfrowego kodu SIC w latach 2007−2011

Grupy spółek 2007 2008 2009 2010 2011 2007−2011 1 segment 1,70 0,85 0,72 0,87 0,81 0,93 2 segmenty 1,20 1,24 0,81 1,09 1,05 1,06 3 segmenty i więcej 1,35 0,91 0,64 0,81 0,66 0,89 Razem spółki zdywersyfikowane (mające

więcej niż 1 segment) 1,23 0,98 0,75 0,96 0,74 0,97

Spółki o dywersyfikacji

powiązanej 1,86 0,82 0,71 0,87 0,71 0,83

Tabela 6

Przeciętne miary wartości nadwyżkowych dla spółek zdywersyfikowanych oszacowane na podstawie wskaźników q Tobina oraz mnożników sprzedaży w latach 2007−2011

2007 2008 2009 2010 2011 2007−2011

Wartość nadwyżkowa wyznaczona na podstawie wskaźnika q Tobina

Mediana 0,24 0,34 0,16 0,33 0,14 0,23

Średnia 0,34 0,37 0,26 0,22 0,18 0,28

Liczba spółek 23 26 21 25 21 116

Test t Studenta (p-value) (0,011) (0,004) (0,044) (0,037) (0,115) (< 0,001) Test t Studentaa

(p-value) (0,010) (0,003) (0,028) (0,027) (0,099) (< 0,001) Test Wilcoxona (p-value) (0,027) (0,007) (0,071) (0,043) (0,144) (< 0,001)

Wartość nadwyżkowa wyznaczona na podstawie mnożnika sprzedaży

Mediana 0,41 0,73 0,31 0,32 0,28 0,37

Średnia 0,07 0,50 0,16 0,32 0,13 0,24

Liczba spółek 23 25 21 25 21 115

Test t Studenta (p-value) (0,717) (< 0,001) (0,293) (0,038) (0,473) (< 0,001) Test t Studentaa _{(p-value) (0,725) (0,003) (0,365) (0,059) (0,467) (0,001)}

Tabela 7

Wartości średnie oraz mediany zmiennych kontrolnych w spółkach zdywersyfikowanych i jednosegmentowych w latach 2007−2011

Zmienne _{zdywersyfikowane}Spółki _{jednosegmentowe}Spółki Istotność różnic _(p-value) Wartości średnie

Aktywa (w mln zł) 1 071,24 1 055,00 (0,929)

Przychody ze sprzedaży (w mln zł) 1 127,93 936,44 (0,206)

Rentowność operacyjna aktywów (w %) 6,73 5,22 (0,011)

Rentowność operacyjna sprzedaży (w %) 6,44 5,59 (0,428)

Nakłady inwestycyjne do aktywów (w %) 5,67 6,02 (0,319)

Nakłady inwestycyjne do sprzedaży (w %) 6,67 7,72 (0,115)

Mediany

Aktywa (w mln zł) 382,87 171,45 (< 0,001)

Przychody ze sprzedaży (w mln zł) 391,73 172,80 (< 0,001)

Rentowność operacyjna aktywów (w %) 6,74 5,89 (0,134)

Rentowność operacyjna sprzedaży (w %) 6,23 5,00 (0,005)

Nakłady inwestycyjne do aktywów (w %) 3,86 4,06 (0,419)

Tabela 8

Wyniki estymacji parametrów modelu regresji panelowej z efektami stałymi w okresach, w których zmienną objaśnianą jest wartość nadwyżkowa wyznaczona na podstawie wskaźników q Tobina

Zmienne Modele regresji

(1) (2) (3) (4) (5) Przecięcie _(0,138)0,087 _(0,260)0,569** _(0,147) 0,087 _(0,138)0,089 _(0,135)0,089 Skala działalności -0,026_(0,029) -0,021_(0,030) -0,026 _(0,031) -0,027_(0,029) -0,023_(0,029) Rentowność operacyjna _(0,294)0,874*** _(0,296)0,920*** _(0,293)0,874*** _(0,340)0,961*** _(0,287)0,828*** Nakłady inwestycyjne do przychodów (0,282)0,113 (0,283)0,094 (0,282)0,114 (0,284)0,112 -0,055(0,276) Dywersyfikacja – zmienna dualna _(0,088)0,239*** _(0,309)0,243 _(0,095) 0,280*** _(0,097)0,109

Dywersyfikacja – zmienna ciągła -0,485**_(0,217) Dywersyfikacja × skala działalności -0,001(0,062) Dywersyfikacja × rentowność operacyjna -0,464(0,597) Dywersyfikacja × nakłady inwestycyjne do przychodów (0,709)2,184***

Efekty stałe dla okresów (lat) Nie Nie Nie Nie Nie

Liczba obserwacji 557 557 557 557 557

Skorygowany R2 _{0,079 0,064 0,077 0,074 0,090}

Uwagi:

W nawiasach podano wartości odpornych błędów standardowych szacowanych metodą Arellano (2003). Gwiazdki oznaczają istotność statystyczną na poziomie 0,05 (**) oraz 0,01 (***).

Tabela 9

Wyniki estymacji parametrów modelu regresji panelowej z efektami stałymi w okresach, w których zmienną objaśnianą jest wartość nadwyżkowa wyznaczona na podstawie mnożników sprzedaży

Zmienne Modele regresji

(1) (2) (3) (4) (5) Przecięcie -0,602_(0,217)*** -0,273_(0,405) -0,729_(0,227) *** -0,601_(0,217)*** -0,596_(0,217)*** Skala działalności _(0,039) 0,045 _(0,039) 0,051 _(0,042) 0,076* _(0,039) 0,045 _(0,039) 0,046 Rentowność operacyjna _(0,391)1,468*** _(0,403)1,563*** _(0,384)1,433*** _(0,418)1,367*** _(0,388)1,420*** Nakłady inwestycyjne do aktywów 2,386 *** (0,726) 2,298 *** (0,725) 2,332 *** (0,715) 2,367 *** (0,725) 2,147 *** (0,760) Dywersyfikacja – zmienna dualna 0,217 * (0,120) 1,044 *** (0,383) (0,168) 0,162 (0,162)0,111 Dywersyfikacja – zmienna ciągła -0,319_(0,369)

Dywersyfikacja × skala działalności -0,166 ** (0,084) Dywersyfikacja × rentowność operacyjna (0,978)0,642 Dywersyfikacja × nakłady inwestycyjne do aktywów (1,681)1,916

Efekty stałe dla okresów (lat) Tak Tak Tak Tak Tak

Liczba obserwacji 540 540 540 540 540

Skorygowany R2 _{0,091 0,081 0,103 0,090 0,092}

Uwagi:

W nawiasach podano wartości odpornych błędów standardowych szacowanych metodą Arellano (2003). Gwiazdki oznaczają istotność statystyczną na poziomie 0,1 (*_{), 0,05 (}**_{) oraz 0,01 (}***_).

Wykres 1

Histogramy wartości nadwyżkowych spółek zdywersyfikowanych wyznaczonych za pomocą wskaźników q Tobina (EV_Q) oraz mnożników sprzedaży (EV_MS)

0 2 4 6 8 10 12 14 _{Test Doornika-Hansena:} Chi-kwadrat = 6,77[0,0338] N (0,2757; 0,5471) Test Doornika-Hansena: Chi-kwadrat = 8,31[0,0157] N (0,2440; 0,7473) 0,60 0,50 0,40 0,30 0,20 0,10 0,00 0,70 0,80 0,60 0,50 0,40 0,30 0,20 0,10 0,00 -1,50 -1,00 -0,50 0,00 0,50 1,00 1,50 2,00

Histogram wartości nadwyżkowej EV_Q

0 2 4 6 8 10 12 14 -2,25 -1,50 -0,75 0,00 0,75 1,35 1,95 2,55

Discount or premium? The market value of diversified companies

– the evidence from Warsaw Stock Exchange

Abstract

The paper empirically tests the hypothesis that public companies on Polish capital market experience a diversification premium. Many theories suggest that corporate diversification destroys value. Substantial body of empirical research documents the diversification discount on developed markets. The paper provides strong evidence of a diversification premium instead of a discount on Polish capital market. Irrespective of the method used (simple comparison of Tobin’s q between diversified and single-segment companies, more complex comparison of their excess values, and the panel data regression analysis) conclusions remain unchanged: diversified companies are valued on WSE at a premium over single-segment firms, exceeding on average twenty per cent. One possible explanation for the observed premium may be a relatively low level of financial development of Polish market. The study also reveals that the premium is not proportional to the level of companies’ diversification. Moreover, the determinants of the excess value differ between diversified and single-segment firms.