Resultate met fondse en berekende kontantvloei-inligting

In die klassieke eenveranderlike-studie van Beaver (1966) bevind hy dat TCF/totale skuld die ratio is wat die laagste klassifikasiefout tussen misluk en nie-misluk maak. Hy doen ’n profielanalise tussen mislukte en nie-mislukte maatskappye op grond van die gemiddeldes van die verhoudingsgetalle. Hy erken dat uitskieters wat die gemiddeldes beïnvloed kan voorkom en dat die verhoudingsgetalle gewoonlik asimmetries verdeel is. Dit kan die resultate affekteer. Hy bevind dat mislukte maatskappye ’n laer TCF het as die nie-mislukte maatskappye, asook minder likwiede bates en meer skuld. Die tendenslyn van die nie-mislukte maatskappye het ’n nul-helling, met ’n geringe afwyking. Die gemiddeldes van die mislukte maatskappye daarenteen, neem ooglopend af. Die verskille tussen mislukte en nie- mislukte maatskappye kan al vyf jaar voor die mislukking opgemerk word. Deakin (1972) gebruik die twaalf beste ratio’s van Beaver en merk in ’n ratio-ontleding op dat

die mislukte maatskappye geneig was om in die derde en vierde jare voor mislukking (gemeet op grond van totale bates) vinnig te groei. Omdat hierdie maatskappye later nie in staat was om voldoende verkope en wins te genereer om die swaarder skuldlas te dra nie, het hulle die bates vinnig na die derde jaar voor mislukking verloor.

Lincoln (1984:331) se model (waarin WCF/bedryfsbates voorkom) lei hom om die volgende eienskappe van ’n kleinhandel- of vervaardigingsmaatskappy aan die hoë risiko van insolvensie te verbind:

• Die maatskappy is naby aan die perke van sy leningskapasiteit as gevolg van ’n afname in WCF en daar is ’n opeenhoping van voorraad en debiteure as gevolg van swak bestuur. Dit verg groter lenings as wat normaal in die industrie is. • Daar is ’n gebrek aan behoue winste vanweë ’n swak winsrekord of as gevolg

van ’n beleid van hoë dividendbetalings.

Die gevallestudies van Largay en Stickney (1980) en Lee (1982a) oor bankrot- maatskappye waar dit blyk dat OCF reeds negatief was lank voor die tydstip van mislukking en dus ’n aanduiding van mislukking kon verskaf, prikkel die belangstelling van navorsers om fondsevloei-inligting in modelle te gebruik. Nadat Casey en Bartczak (1984) bevind het dat nie een van OCF, OCF/bedryfslaste of OCF/totale laste ’n redelike akkurate diskrimineerder tussen mislukte en nie-mislukte maatskappye was nie, waarsku hulle daarteen om bloot ’n negatiewe OCF as teken van mislukking te sien. ’n Maatskappy met ’n negatiewe OCF kan oorleef indien krediteure bereid is om tydens die moeilike periode tegemoetkomend te wees; die maatskappy oor buite-balansstaatkontantbronne beskik; die maatskappy oor ’n groot groeipotensiaal beskik; die skuldvlak van die maatskappy nie benard is nie; die maatskappy toegang tot skuld en ekwiteit het; die maatskappy ’n oorskot kapitaalbates het wat verkoopbaar is; en indien daar ’n reservoir van likiede bates bestaan.

Sharma (2001:10) herinterpreteer Casey en Bartczak (1984) se resultate en bevind dat alhoewel die OCF-veranderlikes nie in die geheel beter geklassifiseer het as die toevallingsmodel nie, die OCF-modelle die bankrotmaatskappye beter geklassifiseer het as die toevallingsmodel in elke jaar voor mislukking, behalwe die vyfde. Veral OCF (m.a.w. nie een van die ratio’s nie) het goeie resultate behaal met ’n klassifikasie-akkuraatheid vir die bankrotmaatskappye van 90% in jaar 1 voor

mislukking teenoor 83% vir die toevallingsmodel, die tweede jaar 92% (teenoor 63%), die derde jaar 83% (teenoor 57%), die vierde jaar 88% (teenoor 30%) en die vyfde jaar 85% (teenoor 73%). Kontantvloei-inligting bevat dus wel voorspellings-waarde, spesifiek met betrekking tot bankrotmaatskappye.

In die eerste studie van Gentry, et al. (1985a) gebruik hulle die agt fondsevloei- komponente in hulle model (sien 2.2.4) en bevind dat die beste resultate gelewer word deur data van die jaar voor bankrotskap te gebruik (klassifiseer met 83,3% akkuraatheid), asook die gemiddelde van die veranderlikes vir die drie jaar voor bankrotskap (klassifiseer met 77,3% akkuraatheid). Hulle bevind dat DIV/TNF by die 5%-betekenispeil betekenisvol was en dat OCF nie bygedra het tot die klassifikasiewaarde van die model nie, aangesien die verspreiding van die mislukte maatskappye se OCF baie groter was as dié van die nie-bankrotmaatskappye. Hulle bevind ook dat daar ’n aansienlike verskil tussen die gemiddelde en standaardafwyking van die veranderlikes vir die twee groepe is, met die standaardafwyking van die bankrotmaatskappye aansienlik groter as dié van die nie- bankrotmaatskappye.

Gup en Dugan (1988:48) verskaf ’n moontlike rede waarom daar in modelle bevind is dat OCF nie bygedra het tot die inkrementele vermoë om bankrotskap te voorspel nie, naamlik dat OCF baie varieer en nie genoeg in komponente opgebreek is ten einde ’n diskriminerende veranderlike te wees nie. Hierdie aspek is wel in Gentry, et al. se opvolgstudies (1985b en 1987) aangespreek. Hulle bring twee veranderinge aan – hulle verdeel NWCFF, die bedryfskapitaal, in aparte komponente en hulle kombineer die fondsevloeiveranderlikes in ’n model met tradisionele ratio’s. Hulle bevind dat vir die model wat gebaseer is op die data een jaar voor bankrotskap, die vloei van fondse uit dividende, investering en debiteure statisties betekenisvol is by die 5%-betekenispeil, maar dat slegs dividende/TNF en TNF/TA betekenisvol is by ’n 5%-betekenispeil wanneer die data vir die drie jaar voor bankrotskap gebruik word. Hulle bevind dat finansieel gesonde maatskappye aansienlik meer investeer in aanleg en toerusting in die jaar voor bankrotskap as wat mislukte maatskappye doen. In die algemeen ervaar mislukte maatskappye ’n tekort in OCF, wat dan ’n vermindering in dividende afdwing. Terwyl die gesonde maatskappye se debiteure toegeneem het, verminder die debiteure van die mislukte maatskappye gedurende die jaar voor bankrotskap as ’n maatreël om kontant te genereer. Hulle bevind ook

dat wanneer hulle fondsevloei-inligting by ’n toevallingsmodel voeg, of andersom, die toegevoegde inligting ekstra diskriminerende waarde tot die model toevoeg.

Viscione (1985:54) doen slegs ’n analise van maatskappye wat in die VSA ingevolge Hoofstuk 11 van die Bankrotskapwetgewing aansoek gedoen het om beskerming. Hy bevind nie dat OCF ’n sterk teken vir mislukking verskaf nie. In al die jare, behalwe die jaar voor bankrotskap, het meer as 50% van dié maatskappye wat hy ondersoek het, ’n positiewe OCF gehad. By nadere ondersoek van die maatskappye wat in die derde jaar voor bankrotskap ’n positiewe OCF gehad het, was dit vir bykans 50% van hulle toe te skryf aan ’n toename in krediteure of ’n afname in voorraad.

Gahlon en Vigeland (1988) gebruik berekende direkte kontantvloeisyfers en doen ’n analise van die kontantvloeisyfers van die bankrotmaatskappye teenoor dié van nie- bankrotmaatskappye. Hulle bevind dat OCF, kontantbelasting, kontant netto wins, kontant na terugbetaling van verpligte leningsterugbetalings, die ouderdom van debiteure en die kontantdekkingsverhouding statisties betekenisvol verskil tussen die bankrot- en nie-bankrotmaatskappye.

Dambolena en Shulman (1988:74) gebruik Gentry, et al. se model en voeg een veranderlike by, naamlik die netto likwiede saldo/TNF. Die netto likwiede saldo is alle likwiede finansiële bates (kontant en bemarkbare sekuriteite) minus alle oproepbare skuld. Die motivering vir die insluiting van hierdie ratio is dat dit aandui hoeveel fondse die maatskappy voorhande het ten einde illikwiditeit af te weer. Hoe groter hierdie saldo, hoe kleiner is die risiko van insolvensie. Hulle (1988:76) sluit langtermynskuld van bankrotmaatskappye in by die opvraagbare skuld in die netto likwiede saldo. Hulle vergelyk Altman, et al. (1977) se model met die Gentry-model en bevind dat laasgenoemde nie so goed onderskei soos die Altman-model wat slegs toevallingsratio’s gebruik het nie. Beide modelle se klassifikasievermoë verbeter egter wanneer die netto likwiede saldo/TNF by die ander ratio’s gevoeg word.

Aziz, et al. (1988) was die eerste om ’n werklike kontantvloeimodel (sien 2.2.4), maar met berekende syfers, te gebruik. Hulle pas MDA en logit-analise op ’n gelyke gepaarde steekproef van bankrot- en nie-bankrotmaatskappye toe. Kontantvloei uit bedrywighede en belasting betaal toon deurlopend ’n betekenisvolle verskil tussen die twee groepe maatskappye vanaf die vyfde tot die eerste jaar voor bankrotskap (bedrae is gebruik en nie ratio’s nie). Ook (Aj + Rj – Yj), die investering in

verskille in die eerste twee jaar voor bankrotskap. (Dj – Bj), dividende en aandele

toon nooit ’n betekenisvolle verskil nie. Die resultate van die logit-model is ietwat beter as dié van die MDA-model, met ’n klassifikasie-akkuraatheid van 91,8% in die eerste jaar voor bankrotskap en 78,6% in die vyfde jaar voor bankrotskap. Die voorspellingsakkuraatheid van die kontrolegroepe het ook goeie resultate gelewer met 91,8% in die jaar voor bankrotskap en 74,5% in die vyfde jaar voor bankrotskap. Die klassifikasie-akkuraatheid van dié kontantvloeimodel vergelyk goed met die Altman-modelle (1977 en 1968) en sal waarskynlik drie tot vyf jaar voor bankrotskap ’n beter waarskuwing gee.

Aziz en Lawson (1989) gebruik Aziz, et al. se kontantvloeimodel en toets ’n tradisionele ratio-model teenoor die suiwer kontantvloeimodel, asook met ’n kontantvloei-toevallings-gemengde model. Hulle bevind dat daar nie statisties betekenisvolle verskille tussen die modelle is wat klassifikasie-akkuraatheid betref nie. Wat voorspelling betref, toon die kontantvloei- en die kontantvloei-gemengde modelle groter akkuraatheid vanaf die tweede tot die vyfde jare voor bankrotskap en in die klassifikasie van bankrotmaatskappye presteer beide beter as die toevallingsmodel.

Gilbert, Menon en Schwartz (1990) ontwikkel twee modelle, een wat tussen bankrotmaatskappye en ander maatskappye (sluit ook maatskappye in finansiële nood in) moet onderskei en een wat tussen bankrotmaatskappye en maatskappye in finansiële nood moet onderskei. Hulle bevind dat die betekenisvolle veranderlikes in die twee modelle van mekaar verskil, maar dat daar in beide ’n kontantvloeiveranderlike is wat ook deur Casey en Bartczak (1985) gebruik is. In laasgenoemde studie is egter bevind dat die kontantvloeiveranderlikes nie enigiets tot die model bygedra het nie. Gilbert, et al. spekuleer dat OCF/totale laste in hulle bankrot-/ander-model betekenisvol is, terwyl dit nie in Casey en Bartczak se studie betekenisvol was nie, juis as gevolg van die verskil in die samestelling van die steekproef, naamlik dat hulle maatskappye in finansiële nood in die ewekansige “ander” groep insluit terwyl dit nie in Casey en Bartczak se nie-bankrotgroep ingesluit was nie.

Henebry (1996) het met behulp van die fondsevloeimodel van Gentry, et al. en die proportional hazards-tegniek bevind dat wanneer kontantvloeiveranderlikes (soos bereken) tot die model toegevoeg word, dit vir al die jare behalwe een jaar voor die

tyd, voorspellingswaarde toevoeg, maar dat die kontantvloeiveranderlikes slegs drie jaar voor die tyd betekenisvolle diskrimineerders is. Die kontantvloeiveranderlikes se nut is dus nie daarin om mislukking in die twee jaar voor mislukking aan te wys nie, maar oor ’n periode langer voor die mislukking plaasvind.

Die gemengde resultate wat behaal is wanneer toevallingsinligting en berekende kontantvloei-inligting in modelle gebruik is en die feit dat OCF in baie gevalle nie ’n betekenisvolle diskrimineerder was nie, lei Laitinen (1994) daartoe om ’n teorie af te lei. Uit vorige navorsing blyk dit dat TCF/totale skuld aansienlik laer is vir mislukte as vir nie-mislukte maatskappye. ’n Aanname kan gemaak word dat OCF/totale skuld op die lang termyn aan ’n minimum vereiste (a) moet voldoen ten einde ’n likwiditeitskrisis af te weer. OCF/totale skuld behoort dus groter of gelyk aan a te wees, met a ’n konstante vir soortgelyke maatskappye. Op die kort termyn kan OCF laer wees as a, sonder mislukking, maar op die lang termyn moet aan die minimum voldoen word. Die verskil tussen a en TCF sal dus groter wees vir mislukte as vir nie- mislukte maatskappye. Hierdie verskil word grootliks deur toevallings veroorsaak (sien Tabel 2.2). Mislukte maatskappye sal dus ’n groter geneigdheid hê om a te haal, en dus OCF te verhoog, deur veral hulle debiteure, voorraad en krediteure te bestuur. Die verandering van hierdie komponente oor ‘n tydperk word deur Laitinen (1994) ondersoek as hulp in die voorspelling van mislukking.

OCF kan eerstens verhoog word deur debiteure op die balansstaat te verminder deur strenger debiteure-invorderingsterme. Dit is terselfdertyd so dat maatskappye wat besig is om te misluk, baie maal twyfelagtige debiteure op hulle balansstaat het. Ten einde verkope te laat toeneem, kon hulle goedere aan klante, wat nie ingevorder kon word nie, verkoop het. Likwiditeitsprobleme gaan dikwels gepaard met ’n resessie en dit sal ook die betaling van debiteure beïnvloed. Dit is daarbenewens moeilik om debiteure te verminder of selfs op dieselfde vlak te hou as gevolg van groei in verkope. OCF kan ook verhoog as gevolg van ’n afname in voorraad, wat deur beter voorraadbestuur bewerkstellig kan word. Weer eens sal die afname tydelik wees, aangesien groei in verkope tot groei in voorraad sal lei. Indien die mislukking tydens ’n resessie begin, kan voorraad toeneem weens ’n daling in vraag en dus in verkope. ’n Volgende manier om OCF te verhoog, is deur krediteure-betalings uit te stel wat krediteure meer sal laat toeneem as wat normale groei sou doen. Ook kan rente onbetaal bly. Hierdie “bestuur van kontant” kan net plaasvind as die huidige vlakke dit

toelaat. Indien voorraad en debiteure byvoorbeeld reeds besnoei is, kan dit nie veel verminder word nie. Daarenteen kan krediteure onbepaald toeneem, totdat die krediteure weier om verder krediet toe te staan. Dit sal veroorsaak dat die maatskappy ’n probleem met voorraadaankope ervaar (Laitinen, 1994:200-201). Die mislukkingsproses, soos in die verswakking van ratio’s weerspieël word, kan oor ’n hele aantal jare plaasvind. Van drie tot vyf jaar voor mislukking kan die verskil in die verhoudingsgetalle tussen mislukte en nie-mislukte maatskappye nog klein wees, maar word groter hoe nader die uiteindelike mislukking kom. Indien die mislukkings- proses met ’n resessie gepaard gaan, beïnvloed die resessie beide mislukte en nie- mislukte maatskappye en kan die verhoudingsgetalle aanvanklik op dieselfde manier reageer, wat die onderskeid in die beginfase van mislukking bemoeilik.

Laitinen (1994:207) bevind dat TCF/totale skuld konstant bly by die nie-mislukte maatskappye, maar by die mislukte maatskappye daal en dat die verskil tussen die nie-mislukte en mislukte maatskappye reeds vier jaar voor mislukking statisties betekenisvol word. Die OCF van beide die mislukte en nie-mislukte maatskappye daal en korreleer met die ekonomiese afplatting as gevolg van die resessie. Die diskriminerende waarde van TCF was oral behalwe in die tweede jaar voor mislukking beter as dié van OCF. Die mislukkingsproses blyk eers gedurende die vierde jaar voor mislukking te begin, wanneer die OCF van die mislukte maatskappye drasties daal, veral as gevolg van ’n groot toename in voorraad. Dié toename bly groot tot die tweede jaar voor mislukking. In die laaste jaar voor mislukking is die verandering in voorraad laag in vergelyking met dié van nie-mislukte maatskappye. Die toename in krediteure gedurende die jaar voor mislukking verskil betekenisvol tussen mislukte en nie-mislukte maatskappye. Terwyl krediteure by nie-mislukte maatskappye varieer, bly dit in die drie jaar voor mislukking hoog by die mislukte maatskappye.