Investigaciones Europeas de Dirección y Economía de la EmpresaVol. 4, N° 2,1998, pp. 45-56

EVIDENCIA EMPÍRICA DE LA RELACIÓN ENTRE LAINVERSIÓN DE LA EMPRESA INDUSTRIAL ESPAÑOLA

Y LAS VARIABLES FINANCIERAS

Alvárez Otero, S.Universidad de Oviedo

RESUMEN

El fracaso de los habituales modelos explicativos del comportamiento inversor de la em-presa (modelo acelerador, teorías neoclásicas y ratio Q de Tobin) y la constatación empírica de laincidencia de las variables financieras en la función de inversión empresarial, ha traído consigo lanecesidad de buscar explicaciones a tal vinculación.

De acuerdo con los resultados de este trabajo, en el que se ha estimado un modelo de inver-sión a partir de un panel de datos de empresas no financieras, con cotización en el Mercado de Valo-res Español en el período 1990 - 1995, la hipótesis de la jerarquía financiera, derivada de una imper-fección técnica en el proceso de canalización del ahorro hacia la inversión, se manifiesta como unamejor explicación de la sensibilidad de la inversión a las variables financieras que la hipótesis delflujo de caja libre, basada en la imperfección de los mecanismos de control sobre el capital.

PALABRAS CLAVE: Comportamiento inversor. Restricciones financieras. Información asi-métrica.

INTRODUCCIÓN

En el estudio del comportamiento inversor de la empresa se distinguen básicamente tresteorías: modelo acelerador, teorías neoclásicas y modelo del ratio Q de Tobin. Ninguna de ellasha resultado definitiva en el establecimiento de los determinantes de la inversión empresarial, ysu utilidad ha quedado cuestionada con la introducción de la información asimétrica.

El modelo del acelerador flexible parte de la existencia de un nivel óptimo de capital,considerando la inversión como un proceso de ajuste del nivel actual de capital a dicho nivelóptimo. A pesar de su buen comportamiento empírico, utiliza exclusivamente variables reales,ignorando el coste de uso del capital y la situación financiera de la empresa. La teoría financie-ra clásica establece que el volumen de inversión viene determinado por la relación entre elcoste y el servicio de capital y trabajo. Aunque incorpora el coste de utilización del capital,tiene una validez empírica limitada en los actuales mercados financieros que no cumplen lossupuestos neoclásicos de mercados perfectos y competitivos. El modelo del ratio Q de Tobin esel más interesante desde un punto de vista teórico, puesto que tiene en cuenta las expectativassobre las oportunidades de inversión, permitiendo un tratamiento dinámico de la misma. Sinembargo, hasta ahora, ha manifestado un pobre comportamiento empírico y está sujeto a errorpor sus problemas de medición.

Las investigaciones más recientes acerca del comportamiento inversor de la empresatienen un hilo conductor: la constatación de la incidencia de las variables financieras en lafunción de inversión empresarial. La interpretación de esta evidencia empírica lleva a asociar ladependencia entre inversión y liquidez de la empresa con imperfecciones de los mercados de

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capitales, algunas de carácter técnico, como la asimetría de información entre directivos yaccionistas, que da lugar a una jerarquía financiera formulada teóricamente por Myers y Majluf(1984), y otras institucionales, como puede ser el escaso desarrollo del mercado de capitales enEspaña, comparado con otros países (Alonso y Bentolila, 1994).

Cuando se acude a las imperfecciones en los mercados financieros como la explicaciónde porqué la inversión depende positivamente de la situación de liquidez de la empresa, sepiensa sobre todo en imperfecciones relacionadas con la función de intermediación que reali-zan tales mercados, y no tanto en su función de control sobre el capital (Giner y Salas, 1995).

Este trabajo se centra en este debate, tratando de averiguar si la evidencia empírica deuna correlación entre variables financieras e inversión, puede responder a una imperfeccióntécnica en el proceso de canalización del ahorro hacia la inversión, que se refleja en la conoci-da jerarquía financiera o, por el contrario, a una imperfección en los mecanismos de controlsobre el capital, que posibilitan la transferencia de flujos monetarios hacia proyectos de inver-sión con un valor actual neto (VAN) negativo, dando lugar a actividades de sobreinversión.

El resto del trabajo se organiza de este modo: en la segunda sección se exponen los ar-gumentos teóricos y las hipótesis que permiten justificar la vinculación entre las variables fi-nancieras y el volumen de inversión de la empresa. En la tercera y cuarta se presentan el mo-delo y los resultados empíricos del contraste de dichas hipótesis, respectivamente, a partir deuna muestra de empresas industriales que cotizan en el Mercado de Valores Español en el pe-ríodo 1990-1995. Por último, la quinta sección recoge las conclusiones del trabajo.

HIPÓTESISPara explicar la sensibilidad de la inversión a las variables financieras de la empresa, se

ha acudido a la existencia de imperfecciones en los mercados de capitales que proporcionanfondos a las empresas, de tal manera que éstas se ven obligadas a tomar decisiones de inversiónsimultáneamente con decisiones de financiación (Giner y Salas, 1995). Las imperfecciones enlos mercados de capitales se han centrado especialmente en su función de intermediación ocanalización de fondos desde el ahorro a la inversión, siendo la teoría de la jerarquía financierala más paradigmática. Otra función importante de los mercados financieros, aunque menosestudiada, es la del control sobre el capital, es decir, asegurar que los recursos financieros seasignan a los proyectos más rentables, y con ello se maximiza el valor económico final.

Ambas funciones llevan a plantear dos hipótesis para la explicación de la vinculaciónexistente entre la situación financiera y el volumen de inversión de la empresa: la hipótesis dela jerarquía financiera de Myers y Majluf (1984) y la hipótesis del flujo de caja libre de Jensen(1986).

La primera de estas hipótesis identifica el problema de selección adversa que surgecuando los internos, tienen mayor información que los mercados de capitales acerca del valorde la empresa. Según esta hipótesis, los directivos, al solicitar fondos externos, no puedentransmitir información creíble al mercado sobre la calidad de los activos y de las oportunidadesde inversión. Por tanto, las empresas infravaloradas por el mercado deben llevar a cabo, exclu-sivamente, inversiones de VAN positivo, al objeto de no transferir valor de los actuales pro-pietarios a los nuevos accionistas.

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Una implicación de este problema de infrainversión es que las empresas con restriccio-nes de liquidez, tendrán valores de equilibrio del ratio Q de Tobin superiores a la unidad. Poreso, según esta hipótesis, es de esperar que en las empresas que experimentan dichas restric-ciones, las variables financieras (el flujo de caja y las variaciones en el stock de activos líqui-dos), tengan una significativa influencia en el comportamiento inversor. Las empresas conmuchas oportunidades de inversión, reflejadas por una alta Q, o importantes asimetrías deinformación, tendrán una inversión más sensible a las variaciones del flujo de caja y deberánconservarlo pagando bajos o nulos dividendos. Si las empresas muestran restricciones de liqui-dez al no repartir dividendos, presentarán una relación más significativa entre el flujo de caja yla inversión, y estarán asociadas con altos valores de la Q de Tobin.

Por consiguiente, si las restricciones financieras originadas por los excesivos costes dela financiación externa creados por la información asimétrica, son la fuente de la relación entrela inversión y las variables financieras de la empresa, el nivel de equilibrio del ratio Q de Tobinexcederá la unidad, y las empresas con restricciones financieras mostrarán una importanterelación positiva entre la Q y la influencia de las variables financieras en la inversión (hipótesisde la jerarquía financiera).

La segunda hipótesis a contrastar, la del flujo de caja libre de Jensen (1986), se centraen el enfoque de agencia, argumentando que los directivos pueden incrementar su riqueza aexpensas de los accionistas, mediante la inversión del flujo de caja libre de la empresa enoportunidades de inversión no rentables. Los directivos incrementan su utilidad al aumentar elvolumen de activos de la empresa, por lo que el control de su actuación supondrá costes queexplicarán que el flujo de caja disponible tenga una significativa influencia en la inversión.

Una forma en que los accionistas pueden limitar la sobreinversión por parte de los di-rectivos es requerir altos pagos de dividendos, forzando de este modo que las nuevas inversio-nes sean financiadas externamente, donde los mercados de capitales pueden controlar directa-mente su valor. Esta es una estrategia cara para los antiguos accionistas de la empresa, ya quelos nuevos acreedores o accionistas pueden reunir información valiosa y controlar a las empre-sas antes de concederles los fondos. Asumiendo la existencia de una tasa de retención máxima',que permite a los directivos maximizar la utilidad obtenida de la sobreinversión, y a la vezdisuadir o evitar el control por parte de los accionistas, se pueden presentar dos situaciones.

En la primera, cuando la empresa dispone del flujo de caja libre necesario para lograrese nivel de retención, los directivos deben destinar el flujo de caja restante al pago de divi-dendos más que a reinvertirlo, con el objeto de evitar el control externo por parte de los merca-dos de capitales. De este modo, los directivos habrán agotado todas las oportunidades paraexplotar el flujo de caja libre y deberán pagar dividendos. Por lo tanto, el flujo de caja ya noafectará a la inversión dado que la inversión adicional del mismo eliminará la financiaciónexterna.

En la segunda situación, cuando el flujo de caja libre es insuficiente para que la empresaalcance esa máxima tasa de retención', no se pagarán dividendos. Cualquier cambio en el flujode caja será usado entonces para financiar inversión adicional', Si la empresa no paga dividen-dos y, por consiguiente, no se produce el control de los mercados de capitales, el valor de la Qmarginal es una función negativa del flujo de caja esperado para el período siguiente". Elloimplica que los incrementos de los beneficios para las empresas que no pagan dividendos esta-rán asociados con valores de la Q de Tobin que se van reduciendo con el tiempo.

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Bajo esta hipótesis de costes de agencia del flujo de caja libre y de costes de control, lasempresas en las que el flujo de caja libre y otras variables financieras influyen significativa-mente en la inversión, estarán asociadas con bajos valores del ratio Q. De hecho, el nivel deequilibrio de la Q para estas empresas es inferior a la unidad. Las empresas que no pagan divi-dendos no sólo tienen una inversión significativamente influenciada por el flujo de caja, sinoque también estarán asociadas con valores más bajos del ratio Q.

En definitiva, cuando los problemas de agencia asociados con el flujo de caja libre sonla explicación fundamental de la relación entre las variables financieras y la inversión, las em-presas que soportan restricciones financieras mostrarán valores de la Q de Tobin que están bajola unidad en el equilibrio (Vogt, 1994). Esta relación negativa entre el ratio Q y el efecto de lasvariables financieras en la inversión, será más importante para las empresas que no se despren-den de flujos de caja libres comprometiéndose con altos pagos de dividendos (hipótesis delflujo de caja libre).

En resumen, las hipótesis a contrastar en este trabajo son las siguientes':

1. Hipótesis de la jerarquía financiera (Myers y Majluf, 1984) que establece que "lasempresas con restricciones financieras, con muchas oportunidades de inversiónaprovechables o con amplias asimetrias de información, presentarán una inversiónmás sensible a las variables financieras debido a la existencia de información asi-métrica, que obligará a las empresas a realizar únicamente inversiones de VAN> 0,por lo que el nivel de equilibrio esperado para el ratio Q de Tobin es Q> 1".

2. Hipótesis del flujo de caja libre (Jensen, 1986) que defiende que "el control de lasobre inversión directiva del flujo de caja libre supone costes, que ocasionan restric-ciones de liquidez explicativas de la significativa influencia de las variables finan-cieras sobre la inversión empresarial, lo cual conlleva que el nivel de equilibrio es-perado para el ratio de valoración de las oportunidades de inversión sea Q < 1".

MODELO

Para el contraste de las hipótesis descritas en el epígrafe anterior, se propone un modeloque expresa la proporción de gasto de capital (inversión en activo fijo), en relación al stock decapital (planta y equipo) al comienzo del período (I/K), en función de las siguientes variables:

El flujo de caja libre (FCLlK)¡, dividido entre el stock de capital al comienzo del pe-ríodo. Esta variable, que representa el flujo de caja disponible tras deducir los gastosfinancieros y los dividendos, permitirá analizar la posible existencia de restriccionesfinancieras en la decisión de inversión empresarial.

La variación de la liquidez de la empresa (VLIQ/K)it dividida entre el stock de capi-tal al principio del período, que recoge la variación interanual del saldo de las cuen-tas de tesorería, inversiones financieras temporales y acciones propias a corto plazo.Se trata de una variable endógena, que también permite evaluar la incidencia de lasituación financiera de la empresa en la inversión que ésta realiza.

Las ventas de la empresa (VT AS/K)" normalizadas por el stock de capital al comien-zo del período, para analizar la posible existencia de efecto acelerador. Los modelosdel acelerador flexible parten de la existencia de un nivel óptimo o deseado de capi-tal, considerando la inversión como un proceso de ajuste del nivel actual de capital a

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dicho nivel óptimo. Ese nivel deseado de capital constituye un objetivo al que laempresa tiende, y que en la literatura se ha puesto en relación con diferentes varia-bles, como el nivel de producción o las ventas.

El valor del ratio Q (Qit¡) al principio del período. La inclusión de este ratio, medidocomo Q de los fondos propios, tiene por objeto incorporar las expectativas existentessobre las oportunidades de inversión de la empresa, considerando la evaluación delos mercados de capitales.

La variación de la liquidez (VLIQ/K\, que es una de las variables que se proponen comoexplicativas de la inversión es endógena, ya que la modificación que experimenta la liquidezdisponible por la empresa, depende de cuál sea su liquidez al principio del período, es decir, delos saldos de las cuentas de tesorería, inversiones financieras temporales y acciones propias acorto plazo, al comienzo del ejercicio. Esta variable también está determinada por los ingresosque la empresa haya obtenido en concepto de ventas a lo largo del ejercicio económico, por elflujo de caja que haya generado y por la valoración que realicen de la empresa los mercados decapitales. En función de estos determinantes, y teniendo en cuenta el carácter endógeno de lavariación de la liquidez (VLIQ/K)i" se realiza un contraste por mínimos cuadrados en dos etapas,en el cual, en la primera etapa, se estima esta variable en función de los siguientes instrumentos:

- El flujo de caja libre (FCL).

- La liquidez disponible al principio del período (LIQ -1).

- El nivel de ventas de la empresa (VT AS) y

- El ratio Q de los fondos propios (Q).

En este modelo, a estimar a partir de un panel de datos de empresas no financieras espa-ñolas, la estimación directa de los efectos individuales y de los efectos temporales se ha elimi-nado centrando los datos alrededor de la media temporal y de la media de corte transversaL Latransformación realizada es la siguiente (Baltagi, 1995):

xc xi xv x1t 1. .t ..

donde X, es el valor de la variable aleatoria correspondiente a la empresa i en el períodot, X, la media temporal para la empresa i, X, la media de corte transversal en el año t y X.' lamedia global.

La segunda etapa de la estimación toma la expresión indicada por la siguiente ecuación:

donde VLIQ/K es la variable endógena resultante estimada en la primera etapa.

Para la estimación se ha utilizado la base de datos proporcionada por la Comisión Na-cional del Mercado de Valores (CNMV), para las empresas no financieras con cotización en elmercado de valores español, en el período 1990-1995. Una vez eliminadas las empresas paralas que no se disponen de todos los datos necesarios a lo largo del período de estudio, la mues-tra incorpora un total de 127 empresas. En el cuadro 1 se recoge la composición de dichamuestra, según el sector de actividad y el número de empresas.

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CUADRO 1.- COMPOSICIÓN DE LA MUESTRA PORSECTOR DE ACTIVIDAD

SECTOR N° de EMPRESAS

Alimentación 16

Cementos y Construcción 16

Eléctricas 12Inmobiliarias 21Metal-Mecánica 24

Petróleo, Químicas y Papeleras 17Transportes y Comunicaciones 8

Varios 13

TOTAL 127

RESULTADOS

Para la estimación de los coeficientes por mínimos cuadrados en dos etapas, a partir deun panel de datos constituído por las empresas industriales españolas con cotización en bolsaen la primera mitad de los años 90, se ha empleado el programa econométrico TSP versión4.3A. Esta estimación ha sido realizada, en primer lugar, con la muestra total de las 127 empre-sas y, posteriormente, con el objeto de determinar cuál de las hipótesis propuestas explican, enel caso español, las restricciones financieras a la inversión empresarial, se ha dividido la mues-tra de acuerdo con dos criterios: el tamaño y el ratio de pay-out.

El tamaño de la empresa ha sido frecuentemente utilizado en la literatura como ele-mento de clasificación muestral, para la identificación de empresas que soportan restriccionesfinancieras". En la mayor parte de los casos se ha obtenido que las más pequeñas se adaptanmejor a la categoría de empresas financieramente restringidas, dada la presencia en ellas demayores asimetrías informativas y costes de agencia más elevados.

En cuanto a la división de la muestra en función de la tasa de reparto de dividendos, eltrabajo precursor de Fazzari et al. (1988) clasifica las empresas según este criterio, de formaque aquéllas que retienen una mayor cantidad de excedente pueden ser consideradas comoempresas financieramente restringidas ya que, de algún modo, indican que su acceso a losmercados de capitales se encuentra limitado. El mismo criterio de segmentación ha sido utili-zado por Alonso (1994) para el caso español. Del mismo modo, Bond y Meghir (1994) dividensu muestra cruzando dos criterios, reparto de dividendos y emisión de nuevas acciones, lo queles proporciona cuatro segmentaciones del conjunto de observaciones que emplean.

El umbral utilizado para la división -de la muestra por tamaño es la mediana del activomedio del período 1990 - 1995 (2L071 millones), mientras que el criterio de separación enfunción de la tasa de reparto de dividendos, es el ratio de pay-out mediano del mismo período(36,21%). Mediante la comparación de los valores de los coeficientes de las variables financie-ras en las distintas submuestras, se puede determinar si existen restricciones financieras a la

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inversión empresarial en activo fijo, para el caso español. Por otro lado, las diferencias en losvalores del ratio Q para esas mismas submuestras, permitirán decidir si las mencionadas res-tricciones financieras, caso de existir, son explicables por la hipótesis del flujo de caja libre opor la de la jerarquía financiera.

Los cuadros 2 a 6 presentan los resultados de la estimación realizada tanto para lamuestra total como para las submuestras de empresas, clasificadas según el tamaño y la tasa dereparto de dividendos.

CUADRO 2.- RESULTADOS DE LA ESTIMACIÓN DEL MODELOPARA LA MUESTRA TOTAL

FCL/K VLIQ/K VTAS/K Q R'ajustado Qmedia0,0679 -0,1839 0,7624 -0,0046

74,63% 1,4575(1,4992) (-3,0055) (38,5750) (-0,0886)

Entre paréntesis figura el estadístico t de Student.

En primer lugar, según se observa en los resultados obtenidos para la muestra total(cuadro 2), la variación de la liquidez y las ventas de la empresa son variables significativas enla explicación de la inversión empresarial en activo fijo. Por tanto, para la muestra empleada,las restricciones financieras a la inversión empresarial se detectan más que por la significacióndel flujo de caja libre, por la importancia de otras variables incorporadas en el modelo, comoson las dos que se acaban de citar.

La variación de la liquidez presenta un signo negativo y estadísticamente significativorevelando que en conjunto, las empresas de la muestra destinan sus recursos líquidos (tesorería,inversiones financieras temporales y acciones propias a corto plazo) a financiar la inversión. Elcoeficiente de las ventas, con un valor del estadístico t de Student de 38,5750, refleja que losingresos por este concepto son relevantes en la explicación de la inversión empresarial, mani-festando asimismo la existencia de un importante efecto acelerador. Los modelos del acelera-dor flexible siempre han proporcionado un buen resultado empírico en el estudio del compor-tamiento inversor, que también se verifica en el caso español. La presencia de regresores adi-cionales al ratio Q estadísticamente significativos, delata la existencia de imperfecciones demercado y de restricciones financieras a la inversión empresarial derivadas de dichas imperfec-ciones.

El valor del coeficiente de determinación ajustado indica que el 74,63% de la inversiónen activo fijo de la empresa industrial española, en la primera mitad de los años 90, es explica-da por el modelo propuesto. Asimismo, el valor medio del ratio Q para el total de la muestra esde 1,4575. Puesto que este valor es superior a la unidad, de las dos hipótesis propuestas, elresultado apoya la de la jerarquía financiera de fondos de Myers y Majluf (1984). Por consi-guiente, la sensibilidad de la inversión de la empresa industrial española a las variables finan-cieras está determinada, fundamentalmente, por imperfecciones en los procesos de intermedia-ción financiera.

En segundo lugar, los resultados de la división de la muestra de acuerdo con el tamaño(cuadros 3 y 4), reflejan que las variables financieras son mucho más importantes en la expli-cación de la inversión para las empresas más pequeñas, demostrando que éstas sufren en mayor

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medida las restricciones financieras derivadas de la existencia de asimetría informativa. Lavariación de la liquidez no resulta ser una variable significativa en la explicación de la inver-sión de las empresas de mayor tamaño, mientras que el signo negativo y estadísticamente signi-ficativo del coeficiente-de esta misma variable para las empresas más pequeñas, refleja queéstas destinan liquidez a financiar la inversión y que, por lo tanto, dependen en mayor medidade la disponibilidad de fondos líquidos para poder realizarla. Asimismo, los ingresos por ventasson determinantes en la explicación de la inversión. En consecuencia, la comparación de loscoeficientes y su significación en ambas submuestras, para las variables financieras del mode-lo, denota la existencia de restricciones financieras a la inversión empresarial.

CUADRO 3.- RESULTADOS DE LA ESTIMACIÓN DEL MODELO PARA LASEMPRESAS DE MAYOR TAMAÑO

FCL/K VLIQ/K VTAS/K Q R'ajustado Qmedia

-0,0625 -0,0928 -0,0206 0,017111,82% 1,1300

(-1,4501) (-0,7105) (-1,6224) (0,1433)

Entre paréntesis figura el estadístico t de Student. Esta submuestra contiene las empresas cuyo acti-vo medio del período 90/95 es superior a 21.071 millones (valor mediano).

CUADRO 4.- RESULTADOS DE LA ESTIMACIÓN DEL MODELO PARA LASEMPRESAS DE MENOR TAMAÑO

FCL/K VLIQ/K VTAS/K Q R'ajustado Qmedia-0,0129 -0,3856 0,8568 0,0026

82,11% 1,7799(-0.2153) (-6,9153) (36,6436) (0,0435)

Entre paréntesis figura el estadístico t de Student. Esta submuestra contiene las empresas cuyoactivo medio del período 90/95 es inferior a 21.071 millones (valor mediano).

La comparación del valor de la Q para ambos grupos de empresas es determinante en lainterpretación de los resultados. En ambos casos, el valor medio del ratio Q es mayor a la uni-dad y, asimismo, la Q de los fondos propios es superior para la submuestra de empresas demenor tamaño. Ambos resultados apoyan, de acuerdo con este criterio de división, al igual quesucedía para el total de la muestra, la hipótesis de la jerarquía financiera, que establece que lasempresas que sufren las restricciones financieras en mayor medida, tienen un valor del ratio Qsuperior al de las que no presentan dichas restricciones, derivándose las mismas de los costesde obtención de la financiación externa (Myers y Majluf, 1984).

Por consiguiente, el cumplimiento de esta hipótesis permite defender que las empresasde menor tamaño, con más dificultades de acceso a los mercados de capitales, soportan mayo-res restricciones financieras. La teoría de la jerarquía financiera de fondos, justifica que losdirectivos de estas empresas manifiesten su preferencia por la financiación interna, recurriendoa la externa, exclusivamente, cuando los fondos internamente generados por la empresa, seaninsuficientes para financiar la tasa de crecimiento considerada por la gerencia en consonanciacon sus aspiraciones.

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CUADRO 5.- RESULTADOS DE LA ESTIMACIÓN DEL MODELOPARA LAS EMPRESAS DE MAYOR PAY-OUT

FCL/K VLIQ/K VTAS/K Q R'ajustado Q media0,0595 0,1097 0,0196 -0,0102

(7,8175) (8,1915) (6,8181) (-2,7095)26,36% 1,7089

Entre paréntesis figura el estadístico t de Student. Esta sub muestra contiene las empre-sas cuyo ratio de pay-out medio del período 90/95 es superior al 36,2l % (valor me-diano).

CUADRO 6.- RESULTADOS DE LA ESTIMACIÓN DEL MODELOPARA LAS EMPRESAS DEMENORPAY-OUT

FCL/K VLIQ/K VTAS/K Q R'ajustado Qmedia

-0,1180 -0,4729 1,0092 0,170694,57% 1,2021

(-1,0104) (-7,5384) (70,4046) (0,33!7)

Entre paréntesis figura el estadístico t de Student. Esta sub muestra contiene las empresascuyo ratio de pay-out medio de! período 90/95 es inferior al 36,21% (valor mediano).

En tercer y último lugar, los resultados de la división de la muestra de acuerdo con elratio de reparto de dividendos (cuadros 5 y 6), manifiestan que las empresas con una tasa másalta de retención, presentan una inversión con mayor dependencia de las variables financieras.La variación de la liquidez resulta ser estadísticamente significativa cuando se estima el mo-delo para las empresas con mayor tasa de reparto, pero con signo positivo, revelando que enestas empresas, los recursos líquidos no presentan una reducción significativa como conse-cuencia de la financiación de la inversión. Sin embargo, en el caso de las empresas con menorpay-out, el coeficiente de la variación de la liquidez es negativo y estadísticamente significati-vo, lo que demuestra que las empresas que destinan menor cantidad de recursos a repartir a susaccionistas, dedican los fondos líquidos disponibles a la financiación de la inversión.

Los ingresos procedentes de las ventas son también mucho más importantes en la fun-ción de inversión de las empresas que pagan menos dividendos, dado que el coeficiente paraesta variable es 51,5 veces superior en el caso de las empresas con mayor tasa de retención queen las de mayor ratio de pay-out, siendo el valor del estadístico t de Student para el coeficientede esta variable de 70,4046, en la submuestra de empresas que reparten dividendos de menorcuantía. La bondad del ajuste global del modelo en esta submuestra se eleva al 94,57%, deacuerdo con el coeficiente de determinación ajustado.

El coeficiente del flujo de caja libre toma un valor positivo y estadísticamente significa-tivo en la submuestra de empresas de mayor pay-out. Por otro lado, el valor medio del ratio Qde los fondos propios es menor (1,2021) en las empresas que soportan más restricciones finan-cieras que en las de mayor pay-out (1,7089). Este último resultado es un indicio a favor de lahipótesis del flujo de caja libre de Jensen (1986), puesto que de acuerdo con esta argumenta-ción, las empresas en las que el flujo de caja libre y otras variables financieras influyen signifi-cativamente en la inversión, estarán asociadas con bajos valores del ratio Q. Sin embargo, elresultado del flujo de caja libre en la submuestra de bajo pay-out, no permite defender clara-mente esta hipótesis.

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Adicionalmente, en ambas submuestras, el valor del ratio Q es superior a la unidad, co-mo corresponde al nivel de equilibrio esperado para la Q de Tobin, en el caso de que la sensi-bilidad de la inversión a la situación financiera de la empresa sea debida a la existencia deinformación asimétrica.

En resumen, los resultados obtenidos con la estimación realizada del modelo presentadoen el tercer epígrafe, tanto para la muestra total como para las distintas divisiones muestrales,reflejan un mayor apoyo a la hipótesis de la jerarquía financiera que a la del flujo de caja librecomo explicación de la sensibilidad de la inversión de la empresa industrial española a lasvariables financieras.

CONCLUSIONES

En este trabajo se ha tratado de determinar si la evidencia empírica de una correlaciónentre variables financieras e inversión, puede responder a una imperfección técnica en el proce-so de canalización del ahorro hacia la inversión que se refleja en la conocida jerarquía financie-ra o, por el contrario, a una imperfección en los mecanismos de control sobre el capital, queposibilitan la canalización de flujos monetarios hacia proyectos de inversión con VAN negati-vo, dando lugar a actividades de sobreinversión.

Para ello se ha estimado, a partir de un panel de datos de empresas no financieras concotización en el Mercado de Valores Español en el período 1990-1995, un modelo de inver-sión en activo fijo que incorpora, además del ratio Q, una serie de variables que permiten ave-riguar si existen restricciones financieras a la inversión empresarial y cuál es la explicación delas mismas.

Los resultados del contraste por mínimos cuadrados en dos etapas son coherentes conlos presentados por Vogt (1994) en su estudio para Estados Unidos, y parcialmente concor-dantes con los obtenidos por Giner y Salas (1997) para el caso español. Respecto a este últimotrabajo, la divergencia de sus resultados frente a los aportados por este estudio, puede deberse aque la muestra que estos autores utilizan, incluye un número de empresas muy inferior, 73,para un período temporal diferente, 1963 - 1988, mucho más amplio que el utilizado en estetrabajo'.

En la empresa industrial española y, de acuerdo con los resultados de este estudio, sepuede afirmar que existen restricciones financieras a la inversión empresarial en activo fijo,dadas las diferencias existentes entre los valores de los coeficientes de las variables financieras,para las distintas submuestras resultantes de la división por el tamaño y el ratio de distribuciónde dividendos. Asimismo, las diferencias en el valor medio del ratio Q para dichas submues-tras, reflejan que la hipótesis de la jerarquía financiera de Myers y Majluf (1984) explica lasmencionadas restricciones para las empresas más pequeñas, ya que aquéllas que sufren enmayor medida las consecuencias de las restricciones de liquidez, tienen un valor medio de la Qsuperior al de las grandes empresas.

Cuando se divide la muestra según el pay-out, se manifiesta un cierto apoyo a la hi-pótesis del flujo de caja libre de Jensen (1986). De acuerdo con este argumento, el nivel deequilibrio de la Q para las empresas que experimentan restricciones financieras es inferior,como consecuencia de los costes de control derivados de la sobreinversión directiva del flujode caja libre. No obstante, en ningún caso el valor del ratio Q es inferior a la unidad según

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pronostica esta hipótesis, como nivel de equilibrio esperado para el ratio de valoración de lasoportunidades de inversión de la empresa.

En conclusión, la vinculación entre la inversión y las variables financieras de la empre-sa, en el caso español, se explica por los costes de la financiación externa creados por la pre-sencia de información asimétrica, más que por los problemas de agencia asociados a los flujosde caja libres existentes en la empresa.

NOTAS(1) Véase Vogt (1994).(2) Por ejemplo, la empresa puede usar todo su flujo de caja libre para financiar la inversión.(3) Proyectos de valor actual neto negati vo.(4) Véase desarrollo de la función en Vogt (1994).(5) Giner y Salas (1997) investigan la sensibilidad de la inversión al "cash flow" de la empresa, a partir de las pre-

misas de mercados de capitales imperfectos, tanto en sus funciones de intermediación (asimetría de información)como de control sobre el capital (costes de agencia), sobre una muestra de 73 empresas no financieras que cotizanen el mercado bursátil español, en el período 1963 - 1988.

(6) Véanse Devereux y Shiantarelli (1990), Bernanke et al. (1994), Carpenter et al. (1994), Rondi el al. (1993) yRippington y Taffler (1995).

(7) Los resultados empíricos obtenidos por estos autores para una muestra de empresas españolas que cotizan enbolsa, ponen de manifiesto que la sensibilidad de la inversión a las variables financieras puede estar determinadatanto por imperfecciones en los procesos de intermediación, principal explicación dada por los trabajos publica-dos hasta la fecha (y por este mismo trabajo), como por imperfecciones en los mecanismos de control.

Investigaciones Europeas, Vol. 4, N° 2,1998, pp. 45-56 55

Alvarez Otero, S.

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