Эмпирическая фундаментальная оценка российских компаний: в поисках стратегической ценности

Российский журнал менеджмента Том 12, № 2, 2014. С. 3-12

НОВЫЕ ИССЛЕДОВАНИЯ

эмпирическая фундаментальная оценка российских компаний: в поисках стратегической ценности

А. В. БУХВАЛОВ, Е. А. АКУЛАЕВА

Институт «Высшая школа менеджмента» СПбГУ

Статья посвящена постановке задачи о нахождении единообразной формулы для оценивания компаний, пригодной для большинства отраслей национальной экономики. Задача особенно актуальна для России, так как лишь несколько десятков российских компаний имеют ликвидный рынок своих акций, тогда как сотни тысяч — нуждаются в объективной оценке. Отсутствие такой оценки является тормозом для консолидации собственности в холдингах, проведения сделок с долями собственности не торгуемых на фондовом рынке компаний, дивестиций, а также для развития рынка частного капитала. Предлагается модификация известной модели эмпирической фундаментальной ценности Олсона и приводятся результаты расчетов по этой модели для России вплоть до 2013 г. Данная модификация дает новую единообразную формулу для оценки компаний. В работе высказывается предположение, что эта формула является прокси для стратегической ценности фирмы по Р. Гранту, для которой еще не было предложено в литературе ни одной формулы.

Ключрвыр слова: фундаментальная ценность, модель Олсона, модель остаточной чистой прибыли, стратегическая ценность компании.

Часто капитализация компании рассматривается как долгосрочный показатель ее ценности, максимизация которого является обязательством менеджмента по отношению к собственникам-акционерам. На практике же, как известно, цены акций, а тогда и капитализации, весьма во-латильны. Их изменения (часто значительные) могут быть связаны не только с улучшением или ухудшением конкурентного

положения компании, т. е. ее стратегического положения, но и со многими привходящими обстоятельствами: раскрытием определенной информации (что само по себе обычно не улучшает и не ухудшает конкурентное положение самой компании, которая этой информацией владеет и до раскрытия), спекуляцией, попытками изменения состава и структуры собственников, политическими событиями и пр.

© А. В. Бухвалов, Е. А. Акулаева, 2014

Ведущий специалист по стратегическому управлению профессор Р. Грант в 2010 г. на ряде конференций и в бизнес-прессе высказал утверждение, что капитализация является «слишком спекулятивной» и «слишком ориентированной на короткий период» мерой ценности (см.: [Grant, 2010a; 2010b]). Он указывает, что капитализация создается фондовым рынком, а не менеджерами компании. Отвергая точку зрения на ценность фирмы в рамках теории стейкхолдеров (что типично также для финансистов), Грант предлагает рассматривать компанию как реально существующую организацию (entity view). Это не отменяет традиционный для корпоративных финансов, нацеленный на создание ценности для акционеров, подход с капитализацией — фондовый рынок является наилучшим индикатором ожидаемого NPV будущих прибылей в течение жизни компании. Однако логика подхода Гранта заключается в следующем.

1. Менеджмент должен сосредоточить усилия на выявлении драйверов создания прибыли с учетом факторов риска, определяющих стоимость капитала, и факторов гибкости, которые порождают реальные опционы.

2. Становится возможным оценить ожидаемую прибыль в течение жизни фирмы с учетом стоимости капитала и ценности реальных опционов.

В результате фирма как целое не сводится к интересам той или иной группы индивидов. Фирма должна оцениваться в соответствии с тем, как она выполняет свои функции, для которых она создана. Грант не приводит ни термина, ни формулы для подобной ценности. Назовем такую долгосрочную ценность стратегической.

Центральное место в концепции отводится гибкости и связанным с ней реальным опционам. Это соответствует принципиальным положениям Гранта о стратегии фирмы (см.: [Грант, 2012, гл. 2]).

Отметим, что за два года до 2010 г. первым из авторов была опубликована работа

[Бухвалов, 2008], предлагающая равновесную математическую модель ценности фирмы, отличающуюся от капитализации, — ценности фирмы для ключевых стратегических собственников, которые по определению представляют собой не крупнейших акционеров, а тех, кто реально влияет на стратегические решения в компании (топ-менеджмент и собственники, влияющие на решения через совет директоров). В качестве основного типа создающих ценность управленческих решений в [Бухвалов, 2008] также указаны реальные опционы.

В качестве вывода из данного краткого обсуждения отметим прежде всего, что рыночная капитализация не может претендовать на единственный вид ценности фирмы. При этом любой вид ценности, как справедливо указывает Грант, должен быть определенным образом связан (но отнюдь не однозначно) с капитализацией.

Начиная с работы [Бухвалов, Волков, 2005], первый из авторов данной статьи занимается продвижением эмпирической фундаментальной оценки как важного для российского рынка инструмента (детальное изложение идеологии и техники содержится в монографии [Корпоративное управление..., 2012; гл. 5-6]). Были проведены многочисленные вычисления при различных модификациях моделей и их параметров. Этот опыт учтен в данной работе.

В представленной статье ставится вопрос о возможности применения методики расчета фундаментальной ценности в качестве прокси для стратегической ценности, описанной выше. Для этого проводится эконометрическая оценка модели на российских данных. Такого рода вопрос, безусловно, не имеет однозначного ответа, но важно отметить, что несовпадение оценки с капитализацией не рассматривается нами, в отличие от других авторов, занимавшихся этой проблематикой, как недостаток полученных результатов.

Практическим результатом работы является предоставление читателю формул

для эмпирической фундаментальной оценки российских компаний за 2011, 2012 и 2013 гг.

1. Эмпирическая модель фундаментальной ценности

Теоретическая модель фундаментальной ценности (модель остаточной чистой прибыли, RIM — Residial Income Model, REM — Residial Earnings Model) была предложена в [Ohlson, 1995] (см. также [Feltham, Ohlson, 1995]). Эта модель (а точнее, бесконечное многообразие моделей) типа дисконтированного потока дивидендов сводится к арифметической сумме двух слагаемых — балансовой ценности собственного капитала EBV и дисконтированного потока остаточных чистых прибылей. В простейшем случае текущая остаточная чистая прибыль предполагается постоянной далее до бесконечности, что приводит к перпетуитету. Многие работы специалистов по учету посвящены развитию данной модели и эмпирическим расчетам по сравнению теоретической фундаментальной ценности с капитализацией. Невязка (расхождение) составляет в среднем (по различным работам в ведущих журналах по эккаунтингу) около 50%. Учебник профессора С. Пинмана, вышедший начиная с 2004 г. пятью изданиями, полностью посвящен данному подходу (см.: [Penman, 2013]).

Однако уже в пионерной работе [Ohlson, 1995] было предложено заменить арифметическую формулу на регрессию по указанным факторам. В результате получается эмпирическая модель фундаментальной ценности. Именно с этой моделью мы будем работать далее. Обозначим через Vu величину эмпирической фундаментальной ценности компании i в году t. Эмпирическая фундаментальная ценность в году t + 1 определяется как объясняемая переменная в следующем регрессионном равенстве (записанном после оценивания, а тогда и без случайного члена):

V

RE.t

it+l = р0 +eEV + р2 k

где Е%у — балансовая ценность собственного капитала на конец периода t, Р0, в1 и Р2 — коэффициенты регрессии, кЕ — требуемая доходность, ЯЕи — остаточная чистая прибыль компании. Последняя рассчитывается по формуле:

*Еи = пи - ЬЕ

где %и — чистая прибыль компании в периоде t, ЕВ\ — балансовая ценность собственного капитала на начало периода t. При построении регрессии в качестве Уи + 1 рассматривается рыночная капитализация компании Ь из выборки, на которой происходит оценивание, в периоде t + 1 (усредненная по периоду).

При построении модели предполагается следующее:

1) остаточная чистая прибыль не изменяется во времени, что позволяет использовать формулу ценности перпетуи-тета;

2) в выборку для оценивания включаются только компании, акции которых имеют высокую ликвидность.

При оценивании, безусловно, важно качество бухгалтерских данных. Идеальная ситуация предполагает, что балансовая ценность вычисляется на основе рыночной оценки (шагк^о-шагке^ и отчетность компаний является консолидированной. Ни первое, ни второе не имеет места в России (на этом вопросе мы остановимся позднее).

2. Эмпирическая модель фундаментальной ценности: уточнение и оценивание на российских данных

В данном исследовании впервые в существующей литературе используется модификация классической модели, которая предполагает, что Р0 = 0. Такой тип регрессий известен в статистике как регрессия,

проходящая через начало координат (regression through the origin), регрессия без постоянного члена (regression without constant term) или регрессия с нулевым свободным членом (zero intercept regression). Для выбора данной модификации имеются по крайней мере два довода. Во-первых, нефункционирующая фирма (у которой балансовая ценность и остаточная прибыль равны нулю) должна иметь ценность, равную нулю. Во-вторых, при использовании регрессий со свободным членом мы не можем контролировать знак объясняемой переменной, который на практике часто оказывается отрицательным, что противоречит смыслу ценности как положительной величины.1

Эконометристы не любят использовать регрессии с нулевым свободным членом, считая, что недостатки моделей должны исправляться более полной спецификацией модели за счет введения дополнительных факторов. Также можно отметить, что рассмотрение регрессии с нулевым свободным членом оказывает влияние на применимость классических эконометриче-ских методов (обсуждение границ применимости традиционных методов см. в [Eisenhauer, 2003]). Можно согласиться с такой позицией в целом, но только не в случае модели фундаментальной ценности, где рассмотрение именно двух указанных факторов, пришедших из теоретической модели фундаментальной ценности, положено в основу оценки.

Таким образом, в дальнейшем используется формула фундаментальной оценки в следующем виде:

R E

Vit+1 = PEf +Р 2 .

Назовем ее модифицированной эмпирической моделью фундаментальной оцен-

1 В приципе, и в случае регрессии с нулевым свободным членом в некоторых ситуациях могут получиться отрицательные значения объясняемой переменной. Однако такую ситуацию уже можно рассматривать как патологию.

ки. Далее проводится ее оценивание на российских данных.

Описание выборки и способа оценивания модели

Рассматриваемая выборка представляет собой панель российских компаний, не являющихся финансовыми посредниками и торговавшихся на РТС в 2003-2011 гг. и на MICEX Standard в 2011-2013 гг. В табл. 1 представлены данные о числе компаний, бухгалтерская отчетность которых использовалась в расчетах. Критерием отбора была высокая ликвидность акций включенных в выборку компаний. В связи с этим число и состав компаний меняются от года к году. Данное обстоятельство оставляет единственный способ построения панельной регрессии — обычный метод наименьших квадратов для объединенной выборки (pooled regression). При этом, конечно, для ряда компаний, по которым имеются данные для нескольких последовательных лет, возникает эффект авторегрессии, если рассматривать временной ряд. Однако доля таких случаев в объединенной регрессии невелика, а само объединение «стирает» этот эффект.

Для получения данных о капитализации компаний использовался информационный ресурс Bloomberg Professional Service. Рыночная капитализация для модели рассчитывалась как средняя рыночная капитализация компании (на основе данных о ежедневной капитализации) за второй квартал года, следующего за отчетным, поскольку большинство компаний публикует отчетность за год именно в это время. Рыночная капитализация бралась в долларах США.

Значительные трудности представляет характер бухгалтерских данных, доступных для российских компаний. Безусловно, в модели правильно использовать консолидированную отчетность. Однако в течение значительной части рассматриваемого периода большинство компаний не публиковало консолидированную отчетность и

Таблица 1

число компаний и фирм-лет в выборке

отчетный период год

2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012

Число компаний 21 23 25 33 45 54 57 58 58 64 58

Число фирм-лет 21 44 69 102 147 201 258 316 374 438 496

Таблица 2

описательная статистика выборки для модели на 2013 г., млн долл. сША

показатель среднее значение медиана стандартное отклонение минимум максимум количество фирм-лет

Рыночная капитализация, 2003-2013 гг. 11 785,9 3180,2 27 883,9 45,0 334331,5 496,0

Балансовая ценность собственного капитала, на начало 2002-2012 гг. 6441,4 1485,1 21 498,5 0,0 234161,9 496,0

Балансовая ценность собственного капитала, на конец 2002-2012 гг. 7408,6 1700,6 24 393,6 0,3 259 568,5 496,0

Чистая прибыль, 2002-2012 гг. 948,2 169,0 2549,5 -5263,0 27316,8 496,0

тем более не могло отчитываться по МСФО. Исключение отчетности, не соответствующей МСФО, в настоящий момент просто не позволило бы применять регрессионный анализ. В связи с этим для всех фирм-лет использовались данные по РСБУ2 из аналитической системы СПАРК. Все данные брались в долларах США (согласно системе СПАРК). Кроме того, ограничением является то, что балансовая ценность в России рассчитывается не по рынку, а на основе исторических данных, что вообще искажает ее экономический смысл.

Не являются ли указанные обстоятельства непреодолимым препятствием для расчетов по модели? Как показывают результаты исследований (см.: [Бухвалов, Волков, 2005; Корпоративное управление..., 2012]), это не так. Представляется, это можно объяснить тем, что данные РСБУ все же могут играть роль прокси для со-

2 В работе[Бухвалов, Волков, 2005,с.33-34] приведены некоторые соображения в пользу использования неконсолидированной отчетности, которые устареют через несколько лет в связи с повсеместным внедрением МСФО.

ответствующих переменных (в частности, балансовая ценность отражает эффект размера).

Представляя описательную статистику, ограничимся выборкой компаний, содержащей все фирмо-года за весь период 2002-2013 гг. (табл. 2).

Для выбора требуемой ставки доходности в литературе по теории фундаментальной оценки отсутствуют какие-либо теоретические принципы. В работе [Ohlson, 1995] в качестве требуемой доходности предлагается использовать безрисковую ставку доходности, хотя указываются и другие возможности [Ohlson, 1995, p. 680681; Feltham, Ohlson, 1999; Ohlson, 2009]. Спустя 20 лет в [Penman, 2013, p. 211-212] этот материал просто скопирован с добавлением эмоционального упрека: «Крайне разочаровывает, что после 60 лет усилий в этом направлении современные финансы не нашли подхода к определению ставки требуемой доходности». В этой связи следует все же сделать уточнение: финансы нашли подходы для финансовой проблематики, здесь же требуется подход для

Таблица 3

результаты регрессионного анализа модифицированной эмпирической модели фундаментальной ценности

капитализация на год точечные оценки коэффициентов регрессии р-значения для коэффициентов регрессии характеристики модели

01 02 01 02 скорректированный R2 F-значение

2003 2,0151 1,7118 0,0000 0,0000 0,8543 0,0000

2004 1,7393 1,4450 0,0000 0,0000 0,8293 0,0000

2005 1,7292 1,3911 0,0000 0,0000 0,8981 0,0000

2006 3,1265 3,0347 0,0000 0,0000 0,8740 0,0000

2007 2,6808 2,3077 0,0000 0,0000 0,8960 0,0000

2008 2,5875 1,6638 0,0000 0,0000 0,8900 0,0000

2009 2,5242 1,7808 0,0000 0,0000 0,8652 0,0000

2010 2,1708 1,5402 0,0000 0,0000 0,8045 0,0000

2011 2,1841 1,6606 0,0000 0,0000 0,8140 0,0000

2012 1,7691 1,2790 0,0000 0,0000 0,7426 0,0000

2013 1,7179 1,4271 0,0000 0,0000 0,7083 0,0000

Примечание: модель и коэффициенты значимы на 1%-м уровне значимости.

бухгалтерской оценки, которой финансы вовсе не занимаются. Отметим, что в [Jiang, Lee, 2005] вместо единой ставки доходности kE при построении пространственной регрессии для каждого года используется своя ставка. Аналогичные эксперименты для российских данных были проведены в [Корпоративное управление..., 2012].

В данной работе в качестве ставки доходности используется kE = 27%, равная средней доходности индекса РТС в рассматриваемом периоде. Отметим, что это допущение не является ограничительным для использования предложенной нами методологии построения фундаментальной оценки. Нами приведены все детали, достаточные для вычислений при любом другом значении kE.

Результаты оценивания модели Результаты регрессионных расчетов модифицированной эмпирической модели фундаментальной оценки представлены в табл. 3. В этой таблице представлен один из основных результатов исследования.

В частности, в ней для каждого года периода 2003-2013 гг. предложены коэффициенты для определения ценности компании согласно формуле (*). Например, формула для расчета ценности компании в 2011 г. имеет вид:

Vj2Qii = 2,1841^0 + 1,

RE.

¿2010

0,27

Оценим теперь невязки (расхождения) между капитализацией и эмпирической фундаментальной ценностью компаний, которые рассчитывались в процентах по формуле:

Capi - Vi

Discrepancy =

Cap.

где Сар1 — рыночная капитализация компании, а УЬ — ее модифицированная эмпирическая фундаментальная ценность. В табл. 4 показаны результаты сравнения эмпирической фундаментальной ценности с капитализацией для крупных российских компаний в 2011-2013 гг.

Заметим, что в любой год средняя невязка лучше, чем ошибки, полученные

Таблица 4

Невязка между капитализацией и эмпирической фундаментальной ценностью российских компаний

Показатель

Компания Средняя Капитализация Невязка Средняя Капитализация Невязка Средняя Капитализация Невязка

капитализация 2013 г., по модели для 2013 г., в 2013 г., капитализация 2012 г., по модели для 2012 г., в 2012 г., капитализация 2011 г., по модели для 2011 г., в 2011 г.,

млн долл. млн долл. % млн долл. млн долл. % млн долл. млн долл. %

Газпром 90 831,8 207 585,1 -129 127 381,0 282 627,7 -122 180 564,5 217 461,2 -20

Магнит 20 342,7 6317,7 69 10 870,0 5397,8 50 12 023,0 557,1 95

Роснефть 73 427,9 74 560,6 -2 69 452,1 57 522,6 17 91 636,3 62 549,6 32

НОВАТЭК 30 010,1 13 995,5 53 33 102,9 24 676,2 25 39 739,9 12 113,9 70

ГМК Норильский 24 169,9 14 225,3 41 26 027,2 29 214,7 -12 49 596,0 33 795,7 32

никель

Уралкалий 21 085,9 10 988,0 48 21 182,2 9563,4 55 18 461,0 4982,0 73

РусГидро 4832,3 12 331,0 -155 9320,5 12 685,7 -36 14 347,3 19 126,3 -33

Сургутнефтегаз 30 175,4 54 748,8 -81 31 002,1 64 182,6 -107 36 577,6 53 009,3 -45

ФСК ЕЭС 4772,1 6011,4 -26 9537,3 14 804,7 -55 16 644,0 34 263,0 -106

Лукойл 52 068,9 79 322,2 -52 47 498,9 79 613,6 -68 56 377,3 87 287,5 -55

МТС 17 360,3 9580,8 45 14 998,9 9096,4 39 17 659,7 6933,4 61

Новолипецкий 8938,1 9929,5 -11 10905,2 5246,6 52 24253,5 12616,0 48

металлургиче-

ский комбинат

ММК 2627,1 3949,3 -50 3904,9 1966,9 50 11 756,7 9153,1 22

ОГК-2 950,3 157,3 83 1838,5 1534,0 17 4477,2 1409,9 69

Мечел 1527,6 4127,5 -170 2965,6 519,7 82 11 387,4 13 269,0 -17

Аэрофлот 1835,3 1548,1 16 1605,8 2466,2 -54 2722,6 3739,9 -37

Ростелеком 5524,8 8057,5 -46 6129,9 12 098,4 -97 11 869,6 10 942,0 8

Татнефть 12 322,3 18 395,4 -49 12 322,3 6063,1 51 13 242,9 13 570,4 -2

ИНТЕР РАО ЕЭС 4362,6 5327,3 -22 8561,2 -7457,2 187 5386,7 3574,7 34

Россети (Холдинг 2261,5 9631,6 -326 3212,4 14 451,1 -350 6393,1 15 030,9 -135

МРСК)

Северсталь 6564,7 6432,6 2 10 274,3 13 762,0 -34 18 294,1 679,9 96

Э.ОН Россия 4962,1 5294,5 -7 5000,5 4175,5 16 5680,2 4151,3 27

Распадская 906,3 490,0 46 2131,5 791,0 63 4948,8 2200,0 56

АФК Система 8103,7 8876,6 -10 7536,3 7750,7 -3 11 464,7 20 457,9 -78

АЛРОСА 7522,6 6753,5 10 н.д. н.д. н.д. н.д. н.д. н.д.

Среднее -29 -10 8

арифметическое

в работах по развитым рынкам с помощью как теоретической, так и эмпирической моделей. Тем не менее наличие невязки естественно. Было бы странно предполагать, что капитализации соответствуют эффективным рыночным ценам. Приведем частный пример. По всей видимости, фундаментальная оценка «Газпрома» куда лучше соответствует его стратегической ценности (компания в указанный период не испытывала стратегических проблем), чем величина капитализации, сильно упавшая в течение представленных в табл. 4 2011-2013 гг.

Направления приложений модифицированной модели Представляется, что исследованная модель имеет особое значение для российской экономики. В развитых экономиках достаточно много торгуемых компаний во всех отраслях. Это позволяет широко использовать метод аналогов (множителей) для оценки неторгуемых компаний. Совсем иначе дело обстоит в России, а также во многих переходных экономиках.

В российских условиях предлагаемая модель ценна возможностью экстраполяции на неторгуемые компании вне выборки. Возможность экстраполяции не может быть проверена до конца, и любая проверка является косвенной (мы затронем этот вопрос в заключении).

Необходимо отметить ряд важных качеств модели.

1. Единообразность для «всех» компаний. Такая единообразность позволяет рассчитывать на применение модели в секторе частного капитала. Здесь, однако, следует указать на ограничения, из-за которых речь и идет о «всех» компаниях. Известно, что модель становится нелинейной для быстрорастущих компаний или для компаний с высокой вероятностью банкротства [Burgstahler, 1998; Dechow, Hutton, 1999; Zhang, 2000]. Таким образом, ее нельзя применять, например, к венчурным бизнесам.

2. Простота использования. После того как формула получена, оценку с помощью простой арифметики может вычислить каждый, кто имеет доступ к публичным данным финансовой отчетности.

Подчеркнем, что единообразность является важным фактором успеха любой формулы, так как формула становится объективной и не приспосабливающейся под специфику оценки, что часто просто сводится к заказу обеспечить требуемую цену покупки/продажи. Плохая формула лучше отсутствия формулы — эта истина давно известна в экономике и финансах с известными иллюстрациями на классических примерах. Упомянем здесь, например, САРМ, про которую после многих лет критики было сказано: «Нужна САРМ, живая или мертвая».

Подчеркнем, что предлагаемая модель дает формулу оценки для всех годов анализируемого периода, но не является про-гнозной3. Без наличия полноценных панельных данных, когда можно применить к временным рядам технику авторегрессии и САБСИ, прогноз невозможен. Мы предлагаем использовать результаты по данному году в данном же году — ни о каком прогнозировании речь не идет. Важность предлагаемой модели заключается в том, что для каждого текущего года становится возможным определить ценность большинства неторгуемых компаний, а это и требуется для проведения текущих сделок на рынке частного капитала.

Заключение

Вернемся к проблематике стратегической ценности. Несовпадение фундаментальной оценки с капитализацией, конечно, не является доказательством присутствия «стра-

3 В работе [Francis, Olsson, Oswald, 2000] построена версия модели фундаментальной оценки, которая в случае развитого рынка дает возможность прогнозирования.

тегичности». Приведенное замечание о «Газпроме» лишь отдельное замечание об одной компании. Этого недостаточно для далеко идущих выводов. Тем не менее предложенная эмпирическая формула фундаментальной оценки содержит много элементов из упоминавшейся программы Р. Гранта. Во-первых, чем длиннее временной период построения панели, тем стабильнее результат. Это особенно заметно при вычислениях на американских данных, где рассматривалась панель на 30 лет. Во-вторых, «правильная балансовая ценность» содержит в себе многие типы реальных опционов, воплощенных в патентах, универсальном оборудовании и др. В-третьих, высокая чистая остаточная прибыль отражает все виды реальных опционов, связанных с конкурентным успехом (и низкая — наоборот). Конечно, бухгалтерская прибыль — не самый «уважаемый» показатель в финансах, но сглаживание в рамках регрессии, рассчитанной по всей панели, снимает вопросы манипулирования, которые, как правило, носят разовый характер по специальному поводу (в теоретической модели фундаментальной ценности это не так).

Проверка стратегического характера предложенной модифицированной эмпирической модели фундаментальной оценки, а также соответствие формулы (*) реальности не могут носить такой же формальный характер, как тестирование гипотез в математической статистике. На сегодняшний день были опробованы следующие под-

ходы, призванные осуществить соответствующую косвенную проверку. Во-первых, было проведено апостериорное прогнозирование цен IPO, которое заключалось, конечно, не в угадывании цены первоначального предложения, а в соответствии средней капитализации в течение первого года торгов. Это полезная практическая информация для компаний, выходящих на IPO, которые сталкиваются как с риском недооценки, так и с риском недоразмещения. Во-вторых, это специфическая для России проблематика о переходе на единую акцию в холдинговой структуре: анализ пропорций ценности входящих компаний, включая неторгуемые. В-третьих, это целый комплекс задач о проверке гипотез, которые ранее были проверены на основе данных о капитализации, в случае использования данных об эмпирической фундаментальной ценности. В частности, А. А. Шмитт (2014 г., магистерская диссертация, Институт «Высшая школа менеджмента» СПбГУ) для американской нефтегазовой отрасли на обширной выборке (полная совокупность все крупных сделок горизонтальных сделок M&A за 1992-2012 гг.) был получен результат, качественно аналогичный результатам, полученным с помощью анализа капитализации, — такого рода сделки не создают абнормальной ценности для поглощающих компаний.

Все указанные подходы носят стратегический характер, что работает на высказанное предположение о стратегическом характере модели.

ЛИТЕРАТУРА

Бухвалов А. В. 2008. Асимметрия между инсайдерами и аутсайдерами: проблемы двойственности оценки активов компаний. Российский журнал менеджмента 6 (4): 17-48.

Бухвалов А. В., Волков Д. Л. 2005. Исследование зависимости между показателями фундаментальной ценности и рыночной

капитализацией российских компаний. Вестник С.-Петербургского ун-та. Серия Менеджмент (1): 26-43.

Грант Р. 2012. Современный стратегический анализ. Пер. с англ. 7-го изд. СПб.: Питер.

Корпоративное управление: вопросы практики и оценки российских компаний. 2012.

Под ред. А. В. Бухвалова. СПб.: Изд-во «Высшая школа менеджмента».

Burgstahler D. 1998. Discussion of combining earnings and book value in equity valuation. Contemporary Accounting Research 15 (3): 325-341.

Dechow P., Hutton A. 1999. An empirical assessment of the residual income valuation model. Journal of Accounting & Economics 1 (3): 1-34.

Eisenhauer J. 2003. Regression through the origin. Teaching Statistics 25 (3): 76-80.

Feltham G., Ohlson J. 1995. Valuation and clean surplus accounting for operating and financial activities'. Contemporary Accounting Research 11 (2): 689-731.

Feltham G., Ohlson J. 1999. Residual earnings valuation with risk and stochastic interest rates. Accounting Review 74 (2): 165-183.

Francis J., Olsson P., Oswald D. 2000. Comparing the accuracy and explainability of dividend, free cash flow, and abnormal earnings equity value estimates. Journal of Accounting Research 38 (1): 45-70.

Grant R. 2010a. Rehabilitating Shareholder

Value Maximization Аs a Cornerstone of Corporate Governance. Plenary Presentation. 10th European Corporate Governance Conference, Dec. 6-7, 2010, Brussels.

Grant R. 2010b. Shareholder value maximization: Rehabilitating a "dumb idea". Competitive Strategy Newsletter 4 (1): 9-11.

Jiang X., Lee B. 2005. An empirical test of the accounting-based residual income model and the traditional dividend discount model. Journal of Business 78 (4): 14651504.

Ohlson J. 1995. Earnings, book values, and dividends in security valuation. Contemporary Accounting Research 11 (2): 661-687.

Ohlson J. 2009. Accounting data and value: The basic results. Contemporary Accounting Research 26 (1): 231-259.

Penman S. 2013. Financial Statement Analysis and Security Valuation. 5th ed. McGraw Hill.

Zhang G. 2000. Accounting information, capital investment decisions, and equity valuation: Theory and empirical implications. Journal of Accounting Research 38 (2): 271-295.

латинская транслитерация литературы, набранной на кириллице The List of References in Cyrillic Transliterated into Latin Alphabet

Bukhvalov А. V. 2008. Asimmetriya mezhdu insajderami i autsajderami: problemy dvoj-stvennosti otsenki aktivov kompanij. Rossijskij zhurnal menedzhmenta 6 (4): 17-48. Bukhvalov A. V., Volkov D. L. 2005. Issledovanie zavisimosti mezhdu pokazatelyami fun-damental'noj tsennosti i rynochnoj kapitalizatsiej rossijskikh kompanij. Vestnik Sankt-Peterburgskogo universiteta. Seriya Menedzhment (1): 26-43. Grant R. 2012. Sovremennyj strategicheskij analiz. Per. s angl. 7-go izd. SPb.: Piter. Korporativnoe upravlenie: voprosy praktiki i otsenki rossijskikh kompanij. 2012. Pod red. A. V. Bukhvalova. SPb.: Izd-vo «Vysshaya shkola menedzhmenta».

Статья поступила в редакцию 7 июня 2014 г.