Determinantes fundamentales del ratio PER: análisis teórico y evidencia empírica

Full Terms & Conditions of access and use can be found at https://www.tandfonline.com/action/journalInformation?journalCode=refc20 Spanish Journal of Finance and Accounting / Revista Española de Financiación y Contabilidad ISSN: 0210-2412 (Print) 2332-0753 (Online) Journal homepage: https://www.tandfonline.com/loi/refc20 Determinantes Fundamentales del Ratio Per: Análisis Teórico y Evidencia Empírica Manuel García-Ayuso Covarsí & Juan Antonio Rueda Torres To cite this article: Manuel García-Ayuso Covarsí & Juan Antonio Rueda Torres (2001) Determinantes Fundamentales del Ratio Per: Análisis Teórico y Evidencia Empírica, Spanish Journal of Finance and Accounting / Revista Española de Financiación y Contabilidad, 30:107, 129-164, DOI: 10.1080/02102412.2001.10779415 To link to this article: https://doi.org/10.1080/02102412.2001.10779415 Published online: 15 Jan 2014. Submit your article to this journal Article views: 10 REVISTA ESP~OLA DE FINANCIACI~N Y CONTABILIDAD Vol. XXX, n." 107 enero-mamo 2001 pp. 129-164 Manuel García- Ayuso Covarsí y Juan Antonio Rueda Torres (*) Departaineizto de Co~ztabilidad y Ecoizoiizía Fiizaizciera. Universidad de Sevilla l DETERMINANTES 1 FUNDAMENTALES DEL RATIO PER: ANÁLISIS TEÓRICO Y EVIDENCIA EMPÍRICA Resunzerz.-Palabras clave.-Abst~,act.-Key wovds.-1 . ~nti~oducción.- 2. Fundamentos teóricos del empleo del vatio PER en el análisis de inversiones.- 3. Evidencia empzíz'ca publicada en 1,eíación con el conzportanzieizto de 1-atio PER y sus factores deteminarztes.-4. Descripción del estudio: 4.1. Hipótesis de partida. 4.2. Muestra analizada. 4.3. Definición de las variables. 4.4. Método.-5. Resultados: 5.1. Persistencia temporal del ratio EIP. 5.2. Relación entre el ratio E/P y el crecimiento presente y futuro de los resultados.. 5.3. Relación entre el crecimiento actual y el crecimiento futuro de los resultados. 5.4. El riesgo y el crecimiento futuro de los resultados como determinantes del E/P.-6. Conclusioizes.-BibliogvnfZa. (") Agradecemos al Servicio de Estudios de la Bolsa de Madrid su inestimable ayuda al hacer accesible parte de la información necesaria para la elaboración de la base de datos empleada en esta investigación. Asimismo, estamos agradecidos a J~lan Carlos Gómez Sala y a Gonzalo Rubio por habernos proporcionado parte de las series de rentabilidades bursátiles necesarias para la estimación de las betas utilizadas en el análisis empírico y a los dos evaluadores anónimos de la REFC por sus comentarios y sugerencias. Este trabajo es un resultado del proyecto de investigación PB98-0415, financiado por la Dirección General de Investigación Científica y Técnica del Ministerio de Educación y Ciencia. Recibido 12-01-00 Aceptado 16-06-00 Copyright O 2001 Asociación Española de Contabilidad y Administración de Empresas ISSN 0210-2412 130 Manuel Garcta-Ayuso Covarsi y Juan Antonio Rueda Torres ~~~~CUI[OS DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER doctrinales E STE trabajo presenta una discusión teórica sobre los fundamentos de la utilización del ratio PER en el análisis de inversiones, así como los resultados de un análisis empírico de la persistencia del ratio, sus factores determinantes y su capacidad para explicar el crecimiento futuro de los resultados, a partir de una muestra de empresas cotizadas en la Bolsa de Madrid. La evidencia hallada indica que el ratio tiene un comportamiento persistente en el tiempo, de modo que al agrupar a las empresas en carteras, buena parte de las diferencias entre los valores correspondientes a las carteras extremas se mantienen en el tiempo. Además, encontramos que los valores extremos del ratio están asociados a importantes reversiones en el crecimiento de los resultados, lo que sugiere que el PER es un buen indicador de la existencia de componentes transitorios en el resultado. Finalmente, el análisis de los factores determinantes del ratio puso de manifiesto que ni el coeficiente beta ni el crecimiento de los resultados observado en los ejercicios futuros permiten explicar las diferencias observadas en los valores actuales del PER. Esto puede interpretarse como una muestra de la incapacidad del mercado para predecir el ~omportamie~nto futuro de los resultados, de la incapacidad de la beta para reflejar adecuadamente el riesgo asociado a los títulos, o bien de la existencia de factores determinantes de la relación resultado-precio que nada tienen que ver con el crecimiento futuro de los resultados. Análisis fundamental; Ratio PER; Valoración; Crecimiento; Persistencia del resultado. 1 ABSTRACT This paper presents a theoretical discussion on the foundation of the use of the PIE ratio in,investment analysis and presents the resulis of an empirical analysis of its persistence, fundamental determinants and ex- artículos Manuel García-Ayuso Covarsí y Juan Anlonio Rueda Torres doctrinales DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER 131 planatory ability for hture earnings growth on the basis of a sample of firms listed in the Madrid Stock Exchange. We found that the PIE ratio has a high degree of time-series persistence, as when firms are grouped in portfolios, a large amount o£ the difference between de median values of the ratio for the extreme portfolios persists up to 10 years after formation. Our results also indicate that extreme values of the PIE ratio are associated to significant earnings, and therefore, that the ratio is a good indicator of the existence of transitory components in earnings. Finally, the analysis if the determinants of the PIE ratio revealed that neither the CAPM beta nor subsequent observed earnings growth account for the cross-sectional differences in the values of the ratio. This may be interpreted as a proof of the market's lack of ability to predict future earnings from historic inforniation, of the lack of validity of beta as a proxy for risk, os of the existence of certain determinants of the earnings-price relationship that have nothing to do with future earnings growth. KEY WORDS Fundamental analysis; PIE ratio; Valuation; Growth; Earnings persistence. 1. INTRODUCCI~N El ratio PER (1) es la variable empleada con mayor profusión en el análisis de inversiones en los mercados de valores y, probablemente, una de las que con mayor frecuencia se interpreta erróneamente. El PER se ha utilizado tradicionalmente como consecuencia de su sencillez (relaciona el resultado con el precio que el mercado está dispuesto a pagar (1) A lo largo de este trabajo emplearemos la abreviatura PER para designar al cociente entre el valor de mercado de la empresa y su resultado contable en el ejercicio (P1.ice-to-Eaixilzgs Rntio), ya que esa es la denominación aceptada con carácter general en la investigación y en la práctica del análisis financiero. No obstante, en el repaso de la literatura que presentamos en la sección segunda, haremos referencia al inverso del PER designándolo como ratio EIP. Además, en el análisis empírico optamos por utilizar esta última construcción, por ser menos sensible a la existencia de valores extremos o indetermidados, por lo que en la descripción del estudio y el análisis de los resultados, hablaremos generalmente del ratio EIP. 132 Manuel Garcfa-Ayuso Covarsf y Juan Antonio Rueda Torres artículos DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER doctrinales por él), su facilidad de cálculo y, su disponibilidad. No obstante, como afirma Damodaran [1996], frecuentemente se ignora la relación existente entre el ratio PER y los determinantes fundamentales del valor de la empresa, lo que conduce a errores significativos en su empleo. Tradicionalmente, el ratio se ha utilizado para la valoración de acciones interpretándolo coino un indicador eficiente de las expectativas del mercado en relación con el riesgo asociado a la empresa y el crecimiento futuro de sus resultados. E11 general, se supone que los precios son fijados en el mercado mediante un mecanismo eficiente, por lo que también se asume que las expectativas se formulan de manera racional y no se desvían sistemáticamente de las realizaciones subsiguientes. Además, el empleo del ratio PER está basado en la suposición de que los resultados actuales y pasados son un buen indicador de los resultados futuros, es decir, que los componentes transitorios no constituyen una proporción importante de los resultados. De acuerdo con estos planteamientos, Beaver y Morse 119781 (en lo sucesivo B&M), llevaron a cabo el que puede considerarse primer análisis empírico riguroso de los factores determinantes del PER, llegando a la conclusión que ni el crecimiento futuro de los resultados ni el coeficiente beta del CAPM permiten explicar las diferencias de corte transversal en el PER de las acciones. A lo largo de las últimas dos décadas, la investigación contable ha incremeiitado sustancialmente nuestro conocimiento sobre el funcionamiento de los mercados de capitales y ha venido a demostrar que las suposiciones anteriores no pueden sostenerse sin reservas. Así, existe un elevado número de estudios que han documentado con precisión la existencia de anomalías en la valoración de las acciones a partir de la información públicamente disponible, lo que explicaría la existencia de distorsiones en la relación resyltado-precio [Ball, 19921 debidas al hecho de que los precios reflejan expectativas errbneas del mercado en relación con la capacidad de generación de riqueza por la empresa. Esto implica que los títulos caracterizados por un ratio PER relativamente elevado (reducido) serán sobrevalorados (infravalorados), de manera que una estrategia de inversión contraria permitiría realizar una rentabilidad anormal significativa por término medio. Por otra parte, podemos suponer que elmercado ge comporta de manera eficiente en la formación de los precios y que son los resultados contables los que introducen distorsiones en los valores del PER al no constituir una medida suficiente de la riqueza generada por la empresa. En tal caso, es posible que los valores extremadamente elevados (reducidos) del ratio PER se deban a la existencia de empresas con resultados temporalmente deprimidos (elevados). A este respecto, las conclusiones del trabajo de Lipe [1986] han hecho artículos Manuel García-Ayuso Covarsí y Juan Antonio Rueda Torres doctrinales DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL MTIO PER 133 que se acepte con carácter general la idea de que los precios no reflejan los componentes transitorios del resultado contable, sino que Únicamente reaccionan ante cambios en los componentes permanentes, por lo que las diferencias en el PER de las empresas no pueden interpretarse si no se toma en consideración la persistencia de sus resultados. A la luz de estos y otros desarrollos recientes de la investigación empírica en contabilidad centrada en el mercado de capitales, este trabajo presenta una discusión teórica del significado económico y los factores determinantes del ratio PER y analiza su comportamiento en series temporales, así como su relación con el crecimiento futuro de los resultados y el riesgo medido a través de la beta del CAPM, a partir de una muestra de empresas admitidas a cotización en la Bolsa de Madrid. La sección siguiente está dedicada a la discusión de los fundamentos teóricos subyacentes al empleo del ratio PER y de sus factores determinantes. La sección tercera ofrece un repaso de la evidencia empírica publicada hasta la fecha en relación con estos últimos. La sección cuarta contiene una descripción del estudio empírico realizado en el marco del mercado de valores español. La sección quinta presenta y analiza los resultados obtenidos y, finalinente, la sección sexta recoge las principales conclusiones de la investigación. 2. FUNDAMENTOS TEÓRICOS DEL EMPLEO DEL RATIO PER EN EL ANÁLISIS DE INVERSIONES En una primera aproximación al significado del ratio PER, podría asumirse que los resultados obtenidos por la empresa en cada uno de los ejercicios futuros serán iguales al resultado del ejercicio corriente, x, , y que los resultados futuros serán íntegramente repartidos a los accionistas como dividendos. En tal caso, el precio de las acciones en el momen- to t, P,, quedará determinado en el mercado como el valor actualizado de la renta perpetua de cuantía constante igual al nivel actual de resultados, x,. De acuerdo con Modigliani y Miller [1958], el ratio PER puede expresarse entonces conlo: donde p es la tasa de rentabilidad exigida por los accionistas, que será función del riesgo percibido por el mercado en relación con el título considerado. 134 Manuel Garcfa-Ayuso Covarsi y Juan Antonio Rueda Torres artículos DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER doctrinales La ecuación [l] es susceptible de generalización admitiendo una tasa constante g de crecimiento de los resultados futuros, y suponiendo que la empresa financia todas sus inversiones reteniendo una fracción constante q de sus resultados en cada ejercicio y que reparte la fracción restante 1c = (1 - q) como dividendos. Bajo tales supuestos, el ratio PER puede expresarse, de acuerdo con el modelo de Gordoii y Shapiro [1956], como: p, lc(l+g) -- - X, P -g [21 La tasa de rentabilidad financiera o rentabilidad sobre los recursos propios en el ejercicio corriente puede definirse como ROE = x, 1 B,, donde B, es el valor contable de los recursos propios de la empresa al término del ejercicio corriente. Si se supone que esta tasa se mantiene constante en cada uno de los ejercicio siguientes, la tasa g de crecimien- to de los resultados (y de los recursos propios y dividendos) será igual a q . ROE 1 (1 - q ROE), y la ecuación [2] puede expresarse entonces como: =-+ 1+ ( P.ROE XI P La ecuación [3], propuesta por Leibowitz y Kogelman [1990], permite descomponer las observaciones del PER en función de cuatro factores (2): - Un factor interés, FI = llr,, igual al inverso de la tasa de rentabilidad rF de un activo considerado libre de riesgo. Este factor repre- , senta el valor noma1 o base del ratio PER para cualquier compañía bajo el supuesto de ausencia de riesgo y de un crecimiento esperado nulo. - Un factor nesgo, FR = (p - r,) / pr,, que depende fundamentalmente de la diferencia entre tasa de rentabilidad exigida respecto de la clase de riesgo del título en cuestión y el tipo de interés del activo considerado exento de riesgo. El valor de este factor es tanto mayor cuanto mayor sea la rentabilidad exigida, que será función del ries- .go percibido por el mercado. (2) Fernández [1999] proporcionan ejemplos numéricos que ilustran el efecto de cada uno de estos factores sobre los valores observados del ratio PER. artículos Manuel García-Ayuso Covarsí y Juan Anlonio Rueda Torres DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER 135 doctrinales - Un factor creciv~ziento, G = g / (p - g), que puede interpretarse como el valor actual de los incrementos de los recursos propios de la empresa en cada uno de los períodos futuros, expresado como porcentaje del valor contable de los recursos propios en t. - Un factor frnnquicia, FF = 1 + [(ROE - p) / p ROE], que expresa el incremento (reducción) del ratio PER inducida por cada unidad monetaria actualizada al momento t de crecimiento futuro esperado de los recursos propios, e invertida en proyectos que permiten obtener una tasa de rentabilidad r, superior (inferior) al coste de capital p. Este factor franquicia tomará un valor mayor (menor) que la unidad cuando la tasa de rentabilidad esperada de las inversiones futuras es mayor (menor) que la tasa de rentabilidad exigida por los accionistas, amplificando (reduciendo) el incremento del I ratio PER respecto de su valor normal que es inducido por las expectativas de crecimiento. Así pues, la ecuación [3] sugiere que el crecimiento de la empresa no crea per se valor para los accionistas y se traduce en un ratio PER significativamente superior a su valor definido por la ecuación [l]. Ello sólo será posible si las nuevas inversiones explotan oportunidades de franquicia que permitan a la empresa obtener una rentabilidad superior a la tasa p exigida por el mercado con respecto a su clase de riesgo. En la medida en que es de esperar que las fuerzas competitivas del mercado conduzcan a largo plazo a la desaparición de la posibilidad de explotar de forma monopolística las oportunidades de frnnquicia, ello se traducirá en un equilibrio entre la tasa de rentabilidad obtenida sobre los recursos invertidos en el mercado real y la tasa de rentabilidad exigida por los inversores en el mercado de capitales respecto de cada empresa (igual al coste de capital), y ello inducirá a su vez la convergencia de los valores del ratio PER con respecto al valor de equilibrio para cada nivel de riesgo (3). I ' (3) Damodaran [1996] presenta una discusión sobre los factores determinantes del PER, que ilustra con ejemplos en los que se estima el valor teói-ico del ratio PER a partir de sus factores determinantes y los compara con los valores obsesvados para detectar posibles errores en la valoración de los títulos. 136 Manuel Garcfa-Ayuso Covarsl y Juan Antonio Rueda Torres artículos DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER doctrinales 3. EVIDENCIA EMPÍRICA PUBLICADA EN RELACIÓN CON EL COMPORTAMIENTO DEL RATIO PER Y SUS FACTORES DETERMINANTES El trabajo de Beaver y Morse [1978] he el primero en contrastar la posibilidad de que, conforme con la teoría, las diferencias en las obseivaciones del ratio PER puedan ser explicadas por las diferencias en las expectativas del mercado acerca del crecimiento futuro de los resultados de cada empresa y del riesgo inherente a la inversión en su capital. La evidencia obtenida por B&M pone de manifiesto que los títulos caracterizados por unos valores relativos (positivos) extremadamente altos y bajos del ratio PER al tténnino de un ejercicio tienden a mantener esos mismos valores relativos en los años sucesivos, y sólo a muy largo plazo se aprecia una completa reversión de dichas observaciones. Sin embargo, la correlación entre el ratio PER y el crecimiento de los resultados únicamente parece ser significativamente positiva en los años inmediatamente siguientes al corriente, sugiriendo que las diferencias persistentes en las observaciones del ratio PER no reflejan diferencias en las expectativas de los inversores en relación con el crecimiento de los resultados de las empresas a largo plazo. Más bien, el mercado parece valorar los resultados de cada ejercicio percibiendo su carácter permanente o transitorio, y la consiguiente reversión a muy corto plazo del crecimiento de los resultados que es atribuible a componentes de naturaleza temporal. En este sentido, B&M constatan que las empresas cuyo ratio PER es extremadamente alto (bajo) en un cierto año se caracterizan1 por un acentuado crecimiento negativo (positivo) de sus resultados en ese año, que revierte en los años inmediatamente siguientes. La reversión a la media de las observaciones extremas del crecimiento de los resultados fue previamente documentada, por Brooks y Buckrnaster [1976], sugiriendo que un modelo de recorrido aleatorio sólo es apropiado para caracterizar el comportamiento de los resultados con respecto a las empresas que muestran una variación de sus resultados en torno al crecimiento medio observado para el mercado en su conjunto (4). Por su parte, la capacidad del ratio PER para identificar la persistencia (o transitoriedad) del crecimiento de los resultados de cada ejercicio fue puesta de manifiesto con anterioridad al trabajo de Beaver y Morse [1978] por Molodovslcy [1959], siendo conocida como efecto Molodovs1cy. (4) La posibilidad de que el proceso estocástico generador de los resultados se asimile a un modelo de recorrido aleatorio con carácter genei-al fue documentada por 10s trabajos de Albrecht, Lookabill y McKeown 119771, Ball y Watts [1972] y Watts y Leftwich [1977]. artículos Manuel García-Ayuso Covarsí y Juan Antonio Rueda Torres DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER 143 doctrinales - Las cifras de resultado ordinario correspondientes a los ejercicios cerrados entre 1982 y 1997. Para el subperíodo 1982-1989, estas cifras fueron recopiladas del Sistema de Información Bursátil (SIB) de la Sociedad Rectora de la Bolsa de Madrid. A partir del año 1990, se utilizaron las cuentas anuales depositadas por las sociedades en la Comisión Nacional del Mercado de Valores y publicadas por ésta. - Precio de las acciones y número total de títulos admitidos a cotización al cierre de la última sesión de cada año. Estos datos fueron obtenidos de los Boletines Oficiales de Cotización de la Bolsa de Madrid. - Rentabilidades mensuales de las acciones desde enero de 1983 hasta diciembre de 1998. La fuente primaria de la que se obt~ivo esta información %e una base de datos con rendimientos de 168 empresas desde enero de 1963 hasta junio de 1996. Esta base fue completada calculando las rentabilidades mensuales de los títulos que figuraban en la misma para el período comprendido entre julio de 1996 y diciembre de 1998. Asimismo, se calcularon los rendimientos de otros títulos no incluidos en la base originaria, especialmente durante los primeros años del estudio. Para realizar estas dos tareas recurrimos a la información de precios y dividendos registrada en los Anexos mensuales de los Boletines Oficiales de Cotización de la Bolsa de Madrid. La muestra resultante quedó integrada por 168 empresas, para las que se dispone de un total de 1.651 obsesvaciones empresa-año a lo largo del período 1982-1997. El número de observaciones en cada uno de los años oscila entre un mínimo de 7 1 en el año 1982 y un máximo de 120 en 1989. Por otra parte, a efectos de estimación de la beta de los títulos incluidos en la muestra en cada año del período 1982-1997, fue preciso disponer de sus series de rentabilidades bursátiles mensuales pasadas durante, al menos, los tres últimos años. La sub-muestra de empresas para las que pudo disponerse de rentabilidades pasadas es especialmente reducida, en relación con la muestra base, en los primeros años del estudio, siendo 48 el número mínimo de observaciones disponibles correspondientes al año 1982. 4.3. DEFINICI~N DE LAS VARIABLES Las variables calculadas para cada empresa y año, cuyos estadísticos descriptivos figuran en la Tabla 1, son las siguientes: 144 Manuel García-Ayuso Covarsí y Juan Antonio Rueda Torres artículos DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER doctrinales TABLA 1 ESTAD~STICOS DESCRIPTIVOS ' ' g, es la tasa de crecimiento anual del resultado ordinario por acción; EIP es el cociente de dividir el resultado de cada ejercicio entre el precio observado a fin de año; BPA es el resultado ordinario por acción del ejercicio cerrado en cada año; y p es el coeficiente beta ektimado para cada título por la pendiente del modelo de mercado sobre un máximo de sesenta meses (y un mínimo de treinta y seis meses) previos al término de cada año. - Raiio E/P, definido como el cociente entre la cifra de resultado ordinario por acción del año y el precio por acción al final de la última sesión del ejercicio. El número de acciones en circulación al cierre del ejercicioi necesario para calcular el beneficio por acción, se ajustó para tener en cuenta los posibles desdobles (splits) del nominal de las acciones llevados a cabo en cada año. La utilización del raiio E/P, en lugar de su inverso (el PER), viene motivada por el deseo de reducir al mínimo las observaciones extremas que aparecen en el PER cuando el resultado toma valores próximos. Además, el empleo del E/P conduce a resoltados que son comparables con los de trabajos anteriores que, generalmente, adoptaron esta construcción para el ratio [Zarowin, 1990; Peninan, 19961. - Tasa de crecimiento de los resultados en cada año, calculada como la variación de la cifra de resultados ordinarios por acción entre dos ejercicios consecutivos dividida por el resultado ordinario por acción del primer ejercicio en valor absoluto. La utilización del denominador en valor absoluto permite que el signo de la tasa de crecimiento refleje el sentido de la variación experimentada por los resultados: 'ic - 'i, r-L gxiT = lxi, r-11 artículos Manuel García-Ayuso Covarsí y Juan Anlonio Rueda Torres 1 doctrinales DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER 145 - El coeficiente beta, estimado para cada valor y año sobre un horizonte temporal de sesenta meses como máximo y de treinta y seis meses como mínimo, previo al término del año considerado, como pendiente del modelo de mercado: <,=a,,+ P,l~,,l+e,l t=-1, ..., -60 i51 donde Y,, es la rentabilidad del título i en el mes t, calculada como la variación relativa del precio del término del mes t - l al término del mes t ajustada por el dividendo líquido pagado durante el mes y por los posibles splits (7) y mzt es la rentabilidad de la cartera de mercado, estimada como variación mensual relativa del Índice General de la Bolsa de Madrid (IGBM). Obviamente, la forma adoptada para el cálculo de la beta implica asumir la estabilidad de cada estimación durante los doce meses siguientes; sin embargo, al igual que con respecto al ratio EE', se trató de utilizar una estimación de la beta factible al término de cada año. CORRELACIÓN ENTRE VARIABLES ANALIZADAS ' ' Las cifras que figuran en la tabla son los coeficientes de correlación lineal (o de Pearson) entre cada par de variables. g, ,1+, es la tasa de crecimiento del resultado por acción correspondiente al año t + 1c (lc = 0, 1, 2, 3); EIP es el cociente de dividir el resultado de cada ejercicio entre el precio observado a fin de año; BPA es el resultado ordinario por acción del ejercicio cerrado en cada año; y P es el coeficiente beta estimado para cada título por la pendiente del modelo de mercado sobre un máximo de sesenta meses (y un mínimo de treinta y seis meses) previos al término de cada año. (7) Las rentabilidades también se ajustaron por las ampliaciones de capital habidas en cada mes. Para ello, se sumó a la variación en el precio de la acción y al dividendo pagado, el precio de mercado de los derechos de suscripción preferente en el primer día de negociación de los mismos. 146 Manuel García-Ayuso Covarsf y Juan Antonio Rueda Toi~es artículos DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER doctrinales El método de estudio que Seguimos se articula en tres etapas: - Al término de cada año t del período 1982-1996 los títulos disponibles en la muestra se ordenan de acuerdo con sus valores relativos del ratio E/P y se agrupan en carteras. En concreto, optamos por reunir de manera independiente las observaciones negativas del ratio E/P y formamos diez carteras de aproximadamente igual número de títulos con las observaciones positivas del ratio (8). La composición de las carteras formadas en cada año t se mantuvo en los años siguientes, de manera que las empresas incluidas en una cartera en el año t se mantienen en dicha cartera en los años siguientes t + T con independencia de cual sea su ratio EIP en esos años. Por otra parte, hay que señalar que el número T de años siguientes a cada año t que resultan disponibles se reduce progresivamente desde un máximo de quince años para las carteras formadas en 1982 hasta un solo año para las carteras formadas en 1996. - En segundo lugar, calculamos los valores medianos del ratio E/P y de la tasa de crecimiento de los resultados para cada una de las carteras en el año corriente t y en cada año t + T. La utilización de los valores medianos por carteras de las variables estudiadas, en lugar de valores medios, estuvo motivada por el intento de atenuar la influencia de las observaciones extremas. - Por último, con los valores medianos por carteras tanto del ratio E/P como del crecimiento de los resultados calculamos una media para cada año t de formación de las carteras y cada uno de 10s años siguientes t + T. De igual modo calculamos la media de los coeficientes de correlación observados entre las medianas por carteras del ratio E/P y crecimiento de los resultados en los años siguientes al de formación de aquéllas, Finalmente, calculamos la media de los coeficientes de correlación entre las medianas por carteras del crecimiento de los resultados en el año de formación y en los años siguientes. En este sentido, con objeto de disponer de, un púmero suficiente, de observaciones para cada año t +.T, el análisis del com- */ (8) ~eci'dimos no prescindir de los títulos que muestran valóres negativos del ratio 'EIP en cada año, como hacen otros estudios, porque su número es considerable en nuestra muestra. El análisis'de forma separada de estos títulos se justifica por la diferente interpretación que debe hacerse del ratio EIP cuando se computa utilizando como numerador una cifra negativa de resultados. artículos Manuel García-Ayuso Covarsí y .luan Anlonio R~ieda Torres DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER 147 doctrinales portamiento del ratio E/P y del crecimiento de los resultados de las carteras formadas en cada año t se limitó a un horizonte futuro de diez años, de modo que para el año t + 10 son disponibles seis observaciones por cartera. Para evaluar en qué medida las diferencias observadas en los valores del ratio E/P son una consecuencia del crecimiento futuro de los resultados y el nivel de riesgo asociado a los títulos, medido por la beta del CAPM, estimamos de regresiones de corte transversal en cada uno de los años del período muestral: 3 (E/P)k, = a,. + a,, P, + C b, gn,,. + e,, 711 donde (E/P),, es la mediana del ratio E/P para la cartera lc al término del año t; p,, es la mediana del coeficiente beta de las empresas en la cartera k al término del año t; g~,~,,+, es la tasa mediana de crecimiento del resultado por acción de la cartera k en el año t + z (z = 1, 2, 3); y, por último, e,, es un término de perturbación que se asume normalmente distribuido con media cero y varianza constante. La inclusión del coeficiente beta en la expresión [6] limitó su estimación a los títulos incluidos en la muestra para los que se dispone de la estimación de dicho parámetro. Asimismo, se suprimieron las observaciones negativas del ratio E/P, dado que es de esperar que la inclusión de estas observaciones impida observar unas relaciones significativas entre la variable dependiente y las variables independientes en [6]. Por otra parte, se optó por considerar las tasas de crecimiento de los resultados en los tres años siguientes al corriente para intentar explicar la variación de los ratios E/P en este año. La limitación a tres años del horizonte de observación de las variables explicativas estuvo motivada por la intención de disponer del mayor número posible de años para estimar la regresión [6], de manera que la extensión de ese horizonte implicaría contar con menos años al final del período muestral (9). Con el crecimiento de los resultados de los tres años siguientes al corriente, es posible estimar la ecuación [6] desde 1982 hasta 1994. (9) Asimismo, la consideración del crecimiento en los tres años siguientes al año corriente es consistente con el modelo que es contrastado por Beaver y Moi-se [1978]. Manuel Garcia-Ayuso Covarsí y Juan Anlonio Rueda Torres artículos 48 DETERMINANTES NNDAMENTALES DEL MTIO PER doctrinales 1 5. RESULTADOS La Tabla 3 presenta los resultados del análisis del coinportamiento en series temporales del ratio E/P. En ella se denota por E/PO a la cartera formada por los títulos de la muestra cuyo ratio E/P es negativo en cada año; E/Pl es la cartera que agrupa en cada año el 10 por 100 de los títulos con un ratio EIP positivo y más reducido en términos relativos, mientras que E/P10 denota la cartera formada por el 10 por 100 de los títulos con un ratio E/P positivo y más elevado en términos relativos (1 0). A la vista de la Tabla 3, resulta evidente que los valores relativos del ratio E/P presentan una elevada persistencia temporal, ya que la ordenación de los títulos en un año cualquiera del período analizado según la distribución del ratio tiende a mantenerse en los años sucesivos. No obstante, el coeficiente de correlación entre los valores medianos del ratio E/P de las carteras en el año t de formación de las mismas y en cada uno de los años siguientes t + 'G muestra una tendencia decreciente. Así, la correlación entre los rangos de las carteras según su ratio EIP mediano en el año de formación y en el año siguiente es, por término medio, superior al 96 por 100, decreciendo la magnitud de la correlación media de forma casi monótona a medida que se consideran años sucesivamente más alejados del año de formación. Al mismo tiempo, se observa un progresivo iilcremento de la dispersión de las correlaciones calculadas con respecto a los años más distantes del año base, como refleja la reducción del estadístico t asociado a la media de las correlaciones observadas. Sin embargo, la correlación media entre los ratios E/P medianos de las carteras en el año base y en cada uno de los diez años siguientes es positiva y superior a un 50 por 100, tanto si se calcula la correlación lineal como si se computa la correlacióp de rqngos. Cuando se prescinde de las observaciones negativas del ratio EIP, la persistencia de la ordenación de las carteras según su ratio E/P mediano es también evidente, si bien la magnitud de las correlaciones es menor, como reflejan las dos últimas filas de la Tabla 3. En el Gráfico 1 se representan los valores medianos del ratio E/P correspondientes a las carteras que agrupan en cada año los títulos con un ratio (10) El número de empresas incluidas en la cartera EIPO fluctúa ampliamente a lo largo del período muestral, oscilando entre un mínima lde 7 empresas que registraron pér- 1 didas en 1997 9 un máximo de 28 empresas en 1992. RATIO EIP DE LAS CARTERAS FORMADAS EN CADA AÑo t SEGÚN LA DISTRIBUCIÓN DEL RATIO EIP EPO EIP 1 EP 2 EIP 3 EP 4 EP 5 EP 6 EP 7 EP 8 EP 9 ER10 Pearson Spearman EP>O Pearson Spearman ' EPO es la cartera formada por las observaciones negativas del ratio EP en cada año t del periodo 1982-1996; EP1 es la cartera que agrupa los títulos con un ratio EP positivo y más reducido en cada año; y EIP10 es la cartera formada por los títulos con un ratio EP relativamente más elevado. En cada año del período 1982-1996, y en los años siguientes disponibles, se calcula la mediana del ratio EP para cada cartera. En las columnas figuran las medias calculadas para cada cartera y año t + T (T = 0, 1, ..., 10) con todas las observaciones medianas disponibles en cada caso. Así, para el año t se dispone de 15 observaciones, mientras que para el año t+10 sólo existen 6 observaciones. En la segunda parte de la tabla figuran las medias de los coeficientes de correlación lineal (o de Pearson) y de correlación de rangos (o de Spearman) entre el ratio ER mediano de las carteras en el año t y en cada año siguiente t + T. En la tercera parte, figuran ambos coeficientes calculados exclusivamente para las diez carteras que agrupan las observaciones positivas del ratio EP. La cifra que aparece debajo de cada coeficiente de correlación es el estadístico t, calculado como el cociente de la media de las correlaciones entre la desviación estándar. t -0,38737 0,03381 0,06290 0,08627 0,10389 0,12220 0,15432 0,19229 0,24260 0,31066 0,48707 t+l -0,22174 0,03857 0,06639 0,08311 0,09449 0,11702 0,12898 0,16349 0,19519 0,24395 0,29939 0,94086 16,19727 0,96303 27,16282 0,91271 8,57197 0,95071 20,11140 t + 3 -0,08847 0,03273 0,06068 0,05901 0,08318 0,08083 0,10559 0,13282 0,12431 0,18940 0,18836 0,74239 4,90779 0,79441 6,06745 0,71127 3,69915 0,75012 4,21472 t + 5 0,03620 0,04067 0,05706 0,06236 0,07298 0,09595 0,09991 0,12886 0,15089 0,16476 0,17099 0,59916 2,61527 0,72149 3,36439 0,62540 2,42758 0,70689 3,23410 t + 2 -0,22804 0,03939 0,06284 0,07360 0,08453 0,09284 0,10946 0,15316 0,16551 0,21121 0,23134 0,86182 9,26307 0,91688 20,40140 0,85442 7,38848 0,89091 14,50060 t+4 0,00989 0,04677 0,05228 0,06086 0,07062 0,09113 0,09001 0,13625 0,11633 0,18385 0,16260 0,65766 3,60479 0,74470 4,52754 0,65813 3,39467 0,72626 3,98326 t + 6 0,04844 0,05529 0,06562 0,08316 0,03191 0,09289 0,09658 0,12005 0,15119 0,17855 0,17647 0,55495 2,50026 0,67182 5,61149 0,60823 2,71120 0,68000 3,75356 t + 7 0,04696 0,07648 0,07424 0,09354 0,04902 0,09043 0,08372 0,12684 0,12485 0,16713 0,15425 0,51863 2,77993 0,56263 2,81645 0,48148 2,23240 0,52458 2,65756 t+8 0,03562 0,05861 0,07725 0,08946 0,08910 0,08631 0,09702 0,14473 0,11939 0,13169 0,16019 0,56421 3,31343 0,57273 3,64949 0,50509 2,68887 0,53182 2,71514 t+9 0,02178 0,07793 0,09284 0,07069 0,10028 0,08732 0,06932 0,10053 0,13639 0,14116 0,17017 0,61513 3,04958 0,56104 2,68010 0,56268 2,95450 0,48398 2,49577 t+10 0,01742 0,07147 0,07939 0,07911 0,09343 0,08239 0,03783 0,10571 0,16869 0,11443 0,15174 0,58747 3,16885 0,56364 4,71105 0,50462 1,95514 0,47879 2,95072 150 Manuel Garcia-Ayuso Covnrsf y Juan Antonio Rueda Torres artículos DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER doctrinales GRAFICO 1 PERSISTENCIA DEL RATIO E/P ' E/P negativo y con un ratio E/P positivo más alto y más bajo. Puede apreciarse cómo las empresas que mtiestran E/P negativo en el año corriente continúan incurriendo en pérdidas, por término medio, hasta tres años después y,'transcurridos diez años, e1 ratio E/P de estos títulos es el más reducido del mercado. Por su parte, las empresas con un EIP más alto en el año corriente muestran una reducción del valor del ratio durante los cuatro años siguientes que, a partir de entonces, se mantiene considerablemente estable y con un valor relativo que tiende a ser el más elevado del mercado. Las empresas con un ratio E/P positivo y más bajo en cada año son las que, en promedio, presentan un comportamiento más estable 0.60 - 0.50 0.40 0.10 0.10 0.10 (1.00 .0.10 .0.20 .0.30 440 .0.50 - FIP O .................................. ....... ...... . -. ..............-..-u. .:.- - ---. . ........ ........................... -.. 1 L/? I .. .<. .., ---- - . i -FIP IO~ Itl 112 1+3 lt4 115 ft6 11.7 !+a ti9 lb10 ... .... ' EIPO es la cartera formada por las observaciones negativas del ratio EIP en cada año t del período 1982-1996; EIP1 es Ia cartera que agrupa los títulos con un ratio EIP positivo y más reducido en cada año; y EIP10 es la cartera formada por los títulos con un ratio EIP relativamente más elevado. En cada año del período 1982-1996, y en los años siguientes disponibles, se calcula la mediana del ratio EIP para cada cartera. En el gráfico se representan las medias calculadas para cada cartera y año t + T (T = 0, 1, .. ., 10) con todas las observaciones medianas disponibles en cada caso. artículos Manuel Garcia-Ayuso Covarsí y J~ian Antonio Rueda Torres DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER 151 I doctrinales de este ratio en los años siguientes. En conjunto, el gráfico refleja una drástica atenuación a corto plazo de la diferencia entre el ratio E/P observada para las empresas con valores extremos, tanto positivos como l negativo, de este ratio en cada año, si bien a largo plazo dicha diferencia tiende a persistir. l 1 5.2. RELACI~N ENTRE EL RATIO E/P Y EL CRECIMIENTO PRESENTE Y FUTURO DE LOS RESULTADOS Para el conjunto de empresas incluidas en cada una de las once carteras identificadas al término de cada año del período 1982-1996 según la. distribución del ratio EIP, calculamos el valor mediano del crecimiento de los resultados por acción en el año de formación y en los años siguientes. A partir de estos valores medianos del crecimiento de los resultados l para cada cartera y año se calculó una media para el conjunto de los años t de formación de las carteras, así como para los años t + T l (T = 1,2, . . ., 10) siguientes, tal como se refleja en la Tabla 4. I Como puede apreciarse, se produce una significativa reversión a cor- to plazo del crecimiento de los resultados observado para las empresas con valores relativos extremos del ratio E/P. En concreto, las empresas que muestran un EIP negativo y positivo pero muy reducido en el año corriente, tienden a experimentar una notable reducción en su cifra de resultados por acción del ejercicio corriente que, por término medio, es de un 46 por 100 para las empresas con un ratio E/P negativo y de un 10 por 100 para las empresas con un valor positivo y más reducido. Sin embargo, en el año siguiente, el resultado de estas empresas experimenta un crecimiento substancial, en torno a un 44 por 100 para las primeras y a un 61 por 100 para las segundas. Por su parte, las empresas con ~ un ratio E/P positivo y relativamente más alto en el año corriente, inl cluidas en la cartera EIP10, son las que muestran un crecimiento de sus 1 resultados más elevado en promedio, con la excepción de las empresas ~ incluidas en la cartera EIP8, situándose en torno a un 21 por 100. En el l año siguiente, este crecimiento se torna negativo y alcanza un nivel me- I dio del 14 por 100. ~ Para las empresas con un valor del ratio E/P próximo a la mediana del l mercado en cada año, no se observa una relación consistente entre el crecimiento de los resultados en el año corriente y en los años inmediatamente siguientes. De hecho, la correlación entre el crecimiento mediano de las carteras formadas según el ratio E/P en un año y en cada uno de los años siguientes, aunque negativa por término medio, no es elevada i 152 Manuel Garcla-Ayuso Covarsl y Juan Antonio Rueda Torres artículos DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER doctrinales *u 4 4 9 O 4 i E& 3: 1; OFrl -3 3; 'El 2 ~3 d "l 5 b 2 82 32 "l D S g Ci" # artículos Manuel García-Ayuso Covarsí y Juan Antonio Rueda Torres DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER 159 doctrinales esto implica suponer una relación positiva entre el ratio E/P y el coeficiente beta. 5.4. EL RIESGO Y EL CRECIMIENTO FUTURO DE LOS RESULTADOS COMO DETERMINANTES DEL E/P Con el fin de evaluar en q~ié medida las variaciones observadas en los valores del ratio E/P vienen determinadas por las diferencias en el crecimiento futuro de los resultados y al riesgo asociado a los títulos medido por medio del coeficiente beta, estimamos una regresión de los valores medianos del ratio E/P de cada cartera sobre la mediana de las betas asociadas a las acciones incluidas en ellas y la mediana del crecimiento observado en los resultados en los tres años siguientes al de formación de las carteras. Los resultados de este análisis, contenidos en la Tabla 7, ponen claramente de manifiesto que salvo en tres de los trece años considerados, el modelo no permite explicar una proporción significativa de la varianza del ratio E/P. El coeficiente asociado a la beta sólo parece ser significativamente distinto de cero en dos años y la reducida capacidad explicativa del crecimiento de los resultados se manifiesta únicamente en los dos años siguientes al de formación de las carteras, siendo generalmente menores los valores del estadístico r asociados a los coeficientes significativamente distintos de cero, a medida que se aleja el momento de medición del crecimiento en el resultado. Con el fin de contrastar en qué medida las diferentes políticas de amortización seguidas por las empresas pueden explicar las diferencias observadas en los valores del PER, repetimos el análisis anterior considerando en el numerador del ratio la cifra de beneficios antes de amortizaciones (13). Los resultados no difieren significativamente de los anteriores, por lo que entendemos que la conclusión de B&M en relación con la posibilidad de que las diferencias en las políticas contables de las empresas expliquen las diferencias obsesvadas en el PER, puede no ser sostenible sin reservas y, consiguientemente, debe ser tomada con cautela (al menos, en el contexto español) (14). (13) Ni el análisis de regresión llevado a cabo sobre la base de las observaciones individuales correspondientes a las empresas incluidas en la muestra ni el realizado considerando en el numerador el beneficio antes de amortizaciones, arrojaron'resultados significativamente diferentes. Estos resultados están en poder de los autores y a disposición de quienes los req~~ieran. (14) Obviamente, a pesar de su notable importancia, las diferencias en la amortización no son la única manifestación posible del diferente grado de conservadurismo que 160 Manuel García-Ayuso Covarsi y Juan Antonio Rueda Torres artículos DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER doctrinales Las cif~as que figuran en las columnas segunda a sexta son las estimaciones por MCO de los parámetros de la siguiente regresión en cada año t: TABLA 7 REGRESI~N DEL RATIO E/P DE LAS CARTERAS FORMADAS EN CADA AÑO SOBRE LA BETA Y EL CRECIMIENTO FUTURO DE LOS RESULTADOS ' en donde: (EIP),, es el ratio E/P mediano de la cartera k al término del año t; P,, es la mediana de las betas estimadas para cada título incluido en la cartera k sobre un horizonte de hasta cinco años previos al término del año t; y gxl,, +, es la tasa de crecimiento mediano del resultado por acción de la cartera 1c en el año t + T. Las cifras que aparecen debajo de las estimaciones son los valores del estadístico t, denotándose por " la significación de dichas estimaciones con un nivel de confianza del 95 por 100 y por "' su significación con un nivel de confianza del 90 por 100 (en ambos casos se emplea un test de dos colas). Esta misma notación se utiliza para el estadístico F, que figura en la última columna. Aiio 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 a, 0,39193*" 2,20426 0,89854 1,30470 -0,00643 -0,01741 0,44978 1,05332 0,09316 0,53961 0,79600 2,38808 0,28296 0,94433 0,23347 0,82916 0,91605"" 3,81522 0,47548 1,35523 0,27569 2,43976 0,01580 9,16961 0,23086 2,04029 01 -0,01871 -0,10161 -0,59597 -0,86261 0,12934 0,41474 -0,24290 -0,66237 0,05033 0,27349 -0,67484 -2,02679 -0,17003 -0,56214 -0,01542 -0,04573 -0,67858" -2,93079 -0,24110 -0,67818 -0,08278 -0,74555 0,01601 0,23218 -0,07363 -0,47357 4 -0,30340"0,71878* -5,47505 -0,40145 -0,66493 -0,19759 -0,49057 0,20221 0,39283 0,01982 0,16130 -0,05842 -1,99805 -0,19286 -0,51694 -0,35537 -1,27761 -0,16613 -2,38339 0,47407 1,76451 -0,06547 -1,15370 -0,1545 1 -2,53961 -0,J 1240 -0,52643 4 -5,15893 0,42613 0,55415 0,35239 0,80153 0,03469 0,17563 -0,29963 -1,99575 -0,54833 -1,39883 0,05660 0,46359 0,08473 0,36402 0,40080" 3,60517 0,23277 1,23175 -0,40840" -3,23244 0,76656 1,91839 -0,15770 -0,64202 R2 (ij~istndo 0,79976 0,00000 0,00000 0,00000 0,05096 0,20726 0,00000 0,31603 0,72097 0,43671 0,71000 0,42784 O, 13613 b, 0,36551" 2,97756 -0,09824 -0,15817 0,12589 0,56849 -0,20193 -0,41156 -0,12448 -0,77057 -0,03280 -0,30200 -0,01915 -0,11541 0,25362 0,97038 0,08635 1,60632 -0,03602 -0,37817 0,11617 0,42639 -0,10109 -0,65240 -0,04461 -0,19055 F 9,98660"" 0,27756 0,22889 0,34238 1,12082 1,58824 0,26800 2,03961 6,81358"' 2,74440 6,50855"" 2,68246 1,35455 R2 0,88876 0,18170 0,15477 0,21501 0,47276 0,55959 0,17655 0,62002 0,84498 0,68706 0,83889 0,68213 0,52007 artículos Manuel García-Ayuso Covarsí y Juan Anlonio Rueda Torres doctrinales DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER 161 Así pues, nuestros resultados indican que ni el coeficiente beta ni el crecimiento futuro de los resultados constituyen determinantes hndamentales del ratio E/P en el nlercado de valores español. Esto puede deberse a varias razones. Por una parte, puede interpretarse que los resultados contables son una buena medida de la riqueza generada por las empresas, pero que los precios alcanzados por los títulos en el mercado de valores español no son una estimación eficiente del valor de las sociedades. Esto implicaría asumir que el mercado no es eficiente y valora erróneamente a las empresas aplicándoles un múltiplo a sus resultados que no es coherente con los determinantes fundamentales de su valor. Por otra parte, puede interpretarse que el mercado se comporta de manera eficiente y que la beta estimada a partir del modelo de mercado no es una estimación apropiada del riesgo, existiendo factores de riesgo que el mercado identifica y descuenta adecuadamente en los precios. Finalmente, cabe la posibilidad de que los inversores no tengan capacidad para predecir el comportamiento futuro de los resultados. Esta interpretación es consistente con los resultados de Larrán y Rees [1999], que sugieren que los pronósticos de resultados de los analistas están sistemáticamente sesgados al alza, lo que daría lugar a valores sistemáticamente sesgados a la baja del ratio E/P, especialmente para aquellas empresas para las que exista una menor cantidad de información disponible en el mercado. 6. CONCLUSIONES El ratio PER se emplea en el análisis de inversiones considerándolo como un múltiplo eficiente para la valoración de acciones, que viene determinado por las expectativas del mercado en relación con el riesgo asociado a la inversión y los beneficios futuros de la empresa. El análisis de los datos correspondientes a una muestra de empresas admitidas a cotización en la Bolsa de Madrid durante el período 1982- 1996 ha puesto de manifiesto que el ratio PER muestra un comportainiento altamente persistente, de modo que las diferencias observadas entre los valores del ratio para las carteras extremas se mantienen hasta diez años después de su formación. Esto podría deberse a la existencia de factores económicos tales como expectativas de crecimiento (riesgo) puede caracterizar a las políticas contables de las empresas. Por ello, no pretendemos que esta afirmación sea inteipretada conlo una concl~~sióil definitiva sobre el impacto de las políticas contables de las empresas en los valores del PER. 162 Manuel García-Ayuso Covarst y Juan Antonio Rueda Torres artkdos DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER doctrinales para ciertas empresas significativamente superiores (inferiores) a las del resto, o factores contables tales como una política sistemáticamente conservadora, que persisten en el largo plazo y justifican la desviación sistemática de los valores del PER con respecto a sus valores normales. Al analizar la relación del PER con el crecimiento futuro de los resultados encontramos que, por término medio, las empresas que muestran valores extremadamente elevados (reducidos) del ratio en un año, experimentan importantes reversiones a la baja (alza) de sus resultados en los años inmediatamente siguientes. Esto puede interpretarse como una muestra de la capacidad del ratio PER para identificar empresas cuyos resultados contienen una elevada proporción de componentes transitorios. Por último, la estimación de una regresión de los valores del ratio PER observados en cada año sobre la beta del CAPM y el crecimiento observado de los resultados en los tres años siguientes reveló que ni la primera ni los segundos tienen una significativa capacidad explicativa. Dado que al neutralizar en el denominador del ratio las diferencias en las políticas de amortización de las empresas, se alcanzaron resultados muy similares, entendemos que la conclusión de B&M en el sentido de que las políticas contables pueden explicar las diferencias observadas en el PER, debe ser interpretada con cautela. Estos hallazgos abren vanos interrogantes a los que en el futuro deberá dar respuesta la investigación: por una parte, si la incapacidad de la beta para explicar las diferencias entre los valores del PER se debe a su inutilidad como medida del riesgo asociado a la inversión, como parece sugerir la investigación reciente [Fama y French, 19961 y, en tal caso, si existen otros factores de riesgo que permiten explicar las variaciones en el PER de las empresas [ver Lev y Sougianis, 19991. Por otra parte, los estudios futuros pueden tratar de contrastar en el mercado español si, como sugiere Zarowin [1990] para el caso estadounidense, los pronósticos de resultados emitidos por los analistas (considerados como subrogado de las expectativas del mercado), permiten explicar las diferencias observadas en los valores del ratio PER. De ser así, habría que concluir que los analistas tienen una limitada capacidad para predecir los resultados, ya que los valores del PER quedarían explicadas con mayor precisión por las predicciones de los resultados que por las realizaciones efectivas de éstos. El sesgo optimista que según Larrán y Rees [1999] caracteriza a los pronósticos en el mercado español puede conducir a la existencia de valores sistemáticamente sesgados al alza del ratio PER. Además, conviene dedicar esfuerzos en el futuro a la investigación de la relación existente entre los valores del PER y el nivel de persistencia de los resultados, así como al análisis de la relación existente entre los ratios PER y,Precio-Valor Contable y la rentabilidad fi- artículos Manuel Garcia-Ayuso Covarsí y Juan Antonio Rueda Torres doctrinales DETERMINANTES FUNDAMENTALES DEL RATIO PER 163 nanciera brutas y anormal de las empresas. Finalmente, la investigación futura deberá tratar de esclarecer hasta qué punto es posible que existan diferencias sistemáticas en factores económicos, tales como ventajas competitivas o activos intangibles, y en factores contables, tales como el grado de consesvadurismo de las políticas contables, que tengan carácter persistente y en qué medida ello puede explicar la existencia de desviaciones sistemáticas del PER con respecto a sus valores nomales. ALBRECHT, W.; LOOKABILL, L., y MCKEOWN, J. [1977]: «The times series properties of annual earnings)), Jotu7zal of Accounting Research, 15, pp. 226-244. BALL, R. [1992], «The earnings-price anomaly)), Journal of Accotlmztiizg amzd Econonzics, 15, pp. 319-345. BALL, R., y WATTS, R. [1972]: «Some time series properties of accounting income», Journal of Finaizce, 27, pp. 663-682. BASU, S. 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