STUPEŇ FINANČNÍ PÁKY DEGREE OF FINANCIAL LEVERAGE VEJSADOVÁ DRYJOVÁ Marie Abstract Financing of foreign capital enables enterprises to larger and more dynamic development, thus contributing to the creation of corporate profits. In addition, the use of debt financing can lead to an increase in return on equity - the effect is known as financial leverage. The effect of the financial leverage was evaluated as very poor with the help of a simple regression analysis of degree of the financial leverage and indebtedness on a selective sample of 90 domestic agricultural enterprises. The main causes of poor financial leverage effect are marked as follows - decreasing debt, subsidies, agriculture sector and structure of foreign sources. Further differentiation by the static model and dynamic model of the degree of the financial leverage was tested through of assumptions: There is a statistically significant difference between the models static and dynamic of the degree of the financial leverage. Statistically significant difference between static and dynamic model of the degree of the financial leverage has been confirmed only in 2005. Key words: Financial leverage, degree of financial leverage, indebtedness, earnings before interest and taxes, return on equity. JEL Classification: C02, C12, G32, Q12. Abstrakt Financování cizím kapitálem umožňuje podnikům rozsáhlejší a dynamičtější rozvoj, čímž přispívá k tvorbě podnikového zisku. Kromě toho využívání dluhového financování může vést ke zvýšení rentability vlastního kapitálu efekt je označován jako finanční páka. Na výběrovém souboru 90 tuzemských zemědělských a.s. byla za pomoci jednoduché regresní analýzy stupně finanční páky a zadluženosti vyhodnocena působnosti finanční páky jako velmi slabá. Za hlavní příčiny slabé působnosti finanční páky lze označit následující klesající zadluženost, čerpané dotační podpory, odvětví zemědělství a strukturální skladba cizích zdrojů. Dále byla testována rozdílnost statického modelu a dynamického modelu stupně finanční páky prostřednictvím hypotézy: Mezi modely statickým a dynamickým stupněm finanční páky existuje statisticky významný rozdíl. Statisticky významná rozdílnost mezi statickým a dynamickým modelem stupně finanční páky byla potvrzena pouze v roce 2005. Klíčová slova: Finanční páka, stupeň finanční páky, zadluženost, zisk před úroky a zdaněním, rentabilita vlastního kapitálu. 486
Úvod Finanční páku, označovanou jako dvousečnou zbraň, lze obecně definovat jako míru, kterou přispívá využívání dluhového financování ke zhodnocení vlastního kapitálu. Využití finanční páky v podniku závisí na celé řadě faktorů např. na dividendové politice, provozní páce, volatilitě tržeb, portfoliu aktiv, finanční nezávislosti podniku a zejména na výši a stabilitě tržeb a následně zisku. Čím jsou tržby a zisk stabilnější a vyšší, tím si podniky mohou dovolit přijmout větší riziko finanční páky, protože stabilní tržby snižují provozní riziko a vytvářejí prostor pro zvýšení rizika finančního. Naopak podnik, který nemá stabilní a vysoké tržby nemusí být schopen v budoucnu krýt své závazky vyplývající z dluhového financování. Zatímco v anglosaské oblasti probíhá ověřování závěrů teorií optimálních kapitálových struktur a závěrů teorií finanční páky s nimi spojených již několik desetiletí, v česku je ověřování na samých počátcích. Literární přehled Ve své publikaci Teorie a praxe firemních financí Brealey a Myers (1992) uvádíí, že výnosová míra akcie zadlužené firmy je přímo úměrná poměru dluhu ku vlastnímu kapitálu, čili finanční páce. Finanční páka je podle autorů matematicky vyjádřena jako podíl dluhu (cizího kapitálu) k vlastnímu kapitálu. Podle Tvrzení II Millera a Modigliani (1958) platí, že výnos z vlastního kapitálu bude růst přímo úměrně se zvyšující se finanční pákou. Účinnost je určena překročením hranice bezrizikového dluhu, kdy vlastníci dluhopisů začínají požadovat vyšší úrokové sazby z dluhopisů, což vede ke zvyšování očekávaného výnosu z dluhu podniku, protože souběžně roste i riziko nesplácení závazků podniku. Proto by měli mít akcionáři zájem o co nejvyšší podnikovou zadluženost, při které by mohli své výnosy z akcií maximalizovat. Teorie finanční páky podle Tvrzení II Millera a Modigliani (1958) je těžko aplikovatelná na tuzemské podniky z důvodů nastavených předpokladů pro naplněnost tvrzení (tj. prostředí bez daní, existence dokonalého trhu, jisté, konstantní výnosy pro emitenty). Teorii o finanční páce popisují také Levy a Sarnat (1999), kteří definují finanční páku jako použití dluhu s fixní úrokovou mírou. Přesněji finanční páku nazývají jako změnu zisku na akcii (EPS Earnings per Shares), vyvolanou využitím cenných papírů s fixními platbami (dluhu) k financování operací společnosti. Právě obligace označují za jakousi páku, která zvyšuje zisk na akcii při daném čistém provozním zisku. Autoři o finanční páce hovoří jako o využívání dluhu s fixní úrokovou mírou, avšak matematicky finanční páku nijak nevyjadřují. Block a Hirt (1992) ve své publikaci Foundations of Financial Management finanční páku definují jako změnu zisku na akcii vyvolanou použitím cenných papírů s fixními platbami při financování podniku. Matematicky vztah finanční páky vyjadřují jako poměr absolutních změn zisku na akcii (EPS) a zisku před úroky a zdaněním (EBIT EPS Earnings before Interests and Taxes): FL. Autoři finanční páku (FL Financial EBIT Leverage) používají jak pro akciové společnosti, tak pro společnosti jiného právního typu. Finanční páku pro neakciové společnosti autoři definují jako vztah mezi ziskem podniku po zdanění na korunu vlastního kapitálu. Mezi jednotlivými vztahy lze plynule přecházet, protože platí: zisk na akcii = rentabilita vlastního kapitálu * (vlastní kapitál / počet akcií). V závislosti na výši provozního zisku po zdanění může finanční páka působit pozitivně (zvyšuje-li EPS), nebo negativně (snižuje-li EPS). Je-li finanční páka vyjádřena relativním způsobem, jedná se o stupeň finanční páky. Stupeň finanční páky (DFL Degrese of Fianancial Leverage) Block a Hirt (1992) definují jako relativní změnu zisku na akcii (EPS) v závislosti na relativní změně zisku před úroky a zdaněním (EBIT). Dále uvádí, že stupeň 487
finanční páky lze využít k mezipodnikovému srovnání. Za pomoci stupně finanční páky lze vyjádřit změnu zúročení vlastního kapitálu nebo výnosu na akcii: EPS EBIT DFL *. EPS0 EBIT 0 Relativní změna zisku na akcii je tedy rovna násobku stupně finanční páky a relativní změně zisku před úroky a zdaněním. Obdobnou definici stupně finanční páky uvádí i Bláha (1995), který stupeň finanční páky vyjadřuje jako vztah mezi změnou výše provozního zisku a výslednou změnou zisku na akcii při jakékoliv úrovni EBITu. Stupeň finanční páky značí, jak snížení (zvýšení) provozního zisku ovlivnilo snížení (zvýšení) výnosů akcionářů. Stupeň finanční páky dán poměrem relativních změn zisku na akcii a zisku před úroky a zdaněním zahrnuje vliv času, konkrétně se jedná o změnu v průběhu dvou období (běžného a minulého období). Z toho důvodu lze stupeň finanční páky nazvat jako dynamický. Vedle dynamického stupně finanční páky existuje ještě další, odlišný vzorec pro výpočet stupně finanční páky. Vzorec vyjadřují Bláha (1995), či Střeleček (2006) jako poměr zisku před úroky a zdaněním a zisku před úroky a zdaněním poníženého o splatné, nákladové úroky (I Interests): DFL = EBIT / (EBIT I). Takto vyjádřený stupeň finanční páky nezahrnuje vliv času, finanční páka se kvantifikuje v rámci jednoho hospodářského roku, proto lze hovořit o statickém vyjádření stupně finanční páky. Metodika Šetření je provedeno na výběrovém souboru dat, který tvoří 90 tuzemských zemědělských podniků s právní formou a.s. za jednotlivá léta 2004 2007. Srovnávacím kritériem pro výběr tuzemských zemědělských a.s. je kombinovaná činnost, tj. rostlinná výroba kombinovaná se živočišnou výrobou, kde poměr specializace činil méně než 66 %, tzn., že jeden nebo druhý typ činnosti dosahuje maximálně 66% a není tedy zcela převažující. Celkové šetření bylo provedeno na základě účetních výkazů (výkaz rozvahy a výkaz zisků a ztrát). Stupeň finanční páky je pro všechny podniky vyjádřen dynamickým modelem (ve výsledcích označen jako DFL 1 ) i statickým modelem (označen jako DFL 2 ). Účinnost (působnost) finanční páky je zjišťována za pomoci jednoduché lineární regrese modelů stupně finanční páky (DFL 1, DFL 2 ) a zadluženosti. Cílem regresního modelu stupně finanční páky a zadluženosti je určit, zda s rostoucí zadlužeností jednotkovému zvyšování zisku před úroky a zdaněním odpovídá větší nárůst rentability vlastního kapitálu, čili jaké síly finanční páka na výběrovém souboru dat dosahuje. Provedené regresní modely obou typů stupňů finanční páky a zadluženosti nezahrnují extrémní hodnoty vždy konkrétního stupně finanční páky (tj. hodnoty překračující jeden a půl násobek neodlehlých hodnot stupňů finanční páky v daném roce) z důvodu dosažení exaktnějších výsledků. Počet podniků, na kterých byla provedena jednoduchá lineární regrese pro oba modely DFL s eliminací extrémních hodnot je uveden v tabulce. Tabulka 1 Četnost podniků u modelů DFL 1 a DFL 2 s eliminací extrémních hodnot, r. 2004 2007 2004 2005 2006 2007 Dynamický model DFL (DFL 1 ) - 76 76 66 Statický model DFL (DFL 2 ) 81 81 75 81 488
Vztah obou modelů DFL 1 a DFL 2 je testován pomocí Párového t testu. Pro každý rok je ověřována hypotéza: Mezi modely statickým a dynamickým stupněm finanční páky existuje statisticky významný rozdíl. Pro každý podnik je vyjádřen statický i dynamický model DFL (vyjma podniků, u kterých se vyskytovaly extrémní hodnoty DFL 1, DFL 2 ) z důvodu dodržení podmínky závislých výběrových vzorků pro statistické šetření. V jednoduché lineární regresi a šetřené hypotéze byla použita původní, tzn. netransformovaná data. Párový t test je proveden na hladině významnosti α = 0,05. Počet podniků, na kterých byl proveden Párový ttest v jednotlivých letech, je uveden v tabulce. Tabulka 2 Počet podniků pro šetření Párového t testu, r. 2005 2007 2005 2006 2007 Počet zemědělských a.s. 71 64 58 Výsledky Výsledky jednoduchých lineárních regresních modelů DFL a zadluženosti zobrazují následující tabulky. Jelikož výběrový soubor podniků neobsahuje data z roku 2003, nemůže být pro rok 2004 kvantifikován dynamický model stupně finanční páky (DFL 1 ). Tabulka 3 Regrese modelu DFL 1 a zadluženosti Rok Regresní Pravděpodobnost Regresní funkce koeficient chyby 2004 - - - 2005 0,0201 0,8633 DFL 1 = 0,0976 + 0,1358*zadluženost + e i 2006 0,1597 0,1681 DFL 1 = 1,2231 + 1,2487*zadluženost + e i 2007 0,1502 0,2519 DFL 1 = 0,9108 + 1,0209*zadluženost + e i Tabulka 4 Regrese modelu DFL 2 a zadluženosti Rok Regresní Pravděpodobnost Regresní funkce koeficient chyby 2004 0,2102 0,0596 DFL 2 = 1,0270 + 0,7460*zadluženost + e i 2005 0,1208 0,2827 DFL 2 = 1,1377 + 0,4359*zadluženost + e i 2006 0,1807 0,1207 DFL 2 = 1,1046 + 0,6100*zadluženost + e i 2007 0,3572 0,0011 DFL 2 = 0,9789 + 0,7257*zadluženost + e i Zobrazená závislost dynamického modelu DFL a zadluženosti v jednoduchém regresním modelu je neprůkazná pro všechny hodnocené roky, odhadnutý regresní koeficient u lineárního členu (zadluženost) je statisticky nevýznamný na α = 0,05. U regresního modelu je závislost mezi DFL 2 a zadlužeností neprůkazná pro roky 2004, 2005 a 2006. Pouze v roce 2007 se podařilo prokázat závislost mezi DFL 2 a zadlužeností, kterou lze charakterizovat jako středně silnou na základě regresního koeficientu. 489
Staticky vyjádřený DFL dosahoval ve všech letech vyšších hodnot regresních koeficientů než v případě dynamického modelu DFL. Z toho důvodu byla provedena korelace obou typů modelů DFL pomocí Párového t testu pro každý rok zvlášť, jejímž cílem bylo zjistit statisticky významnou odlišnost statického a dynamického modelu DFL. Párovým t testem byla testována nulová hypotéza H 0 : Rozdíly mezi průměry modelů DFL 1 a DFL 2 jsou nulové oproti alternativní hypotéze H A : Rozdíly mezi průměry modelů DFL 1 a DFL 2 se liší od nuly. Výsledky zobrazuje následující tabulka a krabicové grafy. Tabulka 5 Hodnoty Párového t testu, r. 2005 2007 2005 2006 2007 Pravděpodobnost chyby testu 0,0126 0,0960 0,9163 DFL 1 průměr 1,0079 1,4616 1,1787 DFL 1 sm. odchylka 0,7594 0,8529 0,6294 DFL 2 průměr 1,2557 1,2726 1,1699 DFL 2 sm. odchylka 0,4354 0,4415 0,1734 Graf 1 Párový t test modelů DFL 1 a DFL 2, r. 2005 1,4 1,3 1,2 1,1 1,0 0,9 0,8 DFL1 DFL2 Průměr Průměr±SmCh Průměr±1,96*SmCh Na hladině významnosti α = 0,05 se nulová hypotéza o nulové rozdílnosti mezi průměry modelů DFL 1 a DFL 2 zamítá pouze v roce 2005 (hodnota p-value 0,0126). Pro tento rok lze potvrdit statisticky významný rozdíl mezi průměry modelů DFL 1 a DFL 2. V letech 2006 a 2007 hodnota p-value převyšuje stanovenou hladinu významnosti α = 0,05, v platnosti se ponechává nulová hypotéza o statisticky nevýznamném rozdílu mezi průměry modelů DFL 1 a DFL 2. Testovanou hypotézu Mezi modely statickým a dynamickým stupněm finanční páky existuje statisticky významný rozdíl lze potvrdit pouze pro rok 2005. 490
Graf 2 - Párový t test modelů DFL 1 a DFL 2, r. 2006 1,7 1,6 1,5 1,4 1,3 1,2 1,1 DFL1 DFL2 Průměr Průměr±SmCh Průměr±1,96*SmCh Graf 3 Párový t test modelů DFL 1 a DFL 2, r. 2007 1,40 1,35 1,30 1,25 1,20 1,15 1,10 1,05 1,00 DFL1 DFL2 Průměr Průměr±SmCh Průměr±1,96*SmCh Diskuse Zobrazená závislost dynamického modelu DFL a zadluženosti je neprůkazná pro všechny hodnocené roky, přičemž v r. 2006 a r. 2007 by se nechala charakterizovat jako velmi slabá. U regresního modelu je závislost mezi statickým modelem DFL a zadlužeností neprůkazná pro rok 2004, r. 2005 a r. 2006 (pro tyto roky by se nechala charakterizovat také jako velmi slabá), pouze v roce 2007 se podařilo prokázat středně silnou závislost mezi statickým modelem DFL a zadlužeností. Celkově lze tedy hodnotit účinnost finanční páky jako slabou. Jednu z příčin slabé účinnosti finanční páky na výběrovém souboru dat lze spatřovat ve vývoji průměrné zadluženosti v analyzovaných letech. Jak uvádí Vejsadová Dryjová (2010a), ačkoliv docházelo za analyzovaná období čtyř let k postupnému růstu průměrných dlouhodobých bankovních úvěrů jakožto jedné ze složky cizího kapitálu (navýšení v r. 2007 oproti r. 2004 o 4,5 p. b.), přesto se zadluženost zemědělských podniků v roce 2007 oproti 491
roku 2004 snížila o 2,4 p. b. Pokles zadluženosti zapříčinil v prvé řadě strmý nárůst vlastního kapitálu reprezentován převážně kladným, rostoucím výsledkem hospodaření. V dalším případě dle Vejsadové Dryjové (2010b) pokles průměrné míry zadluženosti ovlivnil na výběrovém souboru dat i objem čerpaných dotačních podpor. Jako další příčinu slabé působnosti finančních pák v obou modelech lze vnímat samotné odvětví zemědělství. Zemědělství, jakož to prvovýroba, vykazuje podstatně vyšší podíl vlastního kapitálu k celkovým zdrojům, než v případě ostatních odvětví OKEČ. Tento stav lze vysvětlit charakterem základního kapitálu, lze se domnívat, že akcionáři zakládaných společností vkládali do základního kapitálu společností také nepeněžité vklady jako např. pole, louky, apod. Tyto vklady pak tvořily součást základního kapitálu. Dále při nižším úvěrování a slabším podílu dalších cizích zdrojů, pak právě úroveň základního kapitálu je určující pro výši vlastních zdrojů. Dvě třetiny podniků z výběrového souboru dosahovaly neměnné úrovně základního kapitálu v hodnoceném období, proto lze předpokládat, že do základního kapitálu byly vloženy právě tyto nepeněžité vklady, což potvrzuje málo proměnlivý základní kapitál v čase. Zemědělství se od ostatních odvětví odlišuje mimojiné také v tom, že je ovlivňováno celou řadou externích faktorů, jako jsou např. charakter výroby či klimatické podmínky, které sehrávají velkou roli při zemědělském využívání daného území. Právě klimatické podmínky se odráží v produktivitě zemědělské výroby, z toho důvodu zemědělské podniky dosahují povětšinou kolísavého výsledku hospodaření. Využívání finanční páky při predikci rentability vlastního kapitálu při určité, očekávané úrovni zisku před zdaněním a úroky je velice spletité už z důvodu odhadu budoucích provozních tržeb, které se podílí nejvyšší měrou na očekávané úrovni EBITu. Dosažený EBIT a očekávaný EBIT neznamená totéž. Jak uvádí Kislingerová (2007), dosáhne-li podnik nižšího EBITu než plánovaného, skutečná rentabilita vlastního kapitálu bude klesat proti plánované mnohem více při dluhovém financování než při financování vlastním kapitálem. Obecně rostoucí zadluženost může pozitivně ovlivnit rentabilitu vlastního kapitálu ve smyslu pozitivního působení finanční páky, avšak na druhé straně s sebou přináší zvýšení úroků, které snižují podíl zisku plynoucí investorům, což má za následek snížení hodnoty rentability vlastního kapitálu. V případě výběrového souboru podniků úroková sazba z bankovních úvěrů v hodnoceném období kolísala, čímž kolísal i efekt úrokového štítu. Zároveň efekt pozitivního úrokového štítu klesal v důsledku klesajících sazeb z daně příjmů právnických osob, klesala i průměrná míra zadluženosti v jednotlivých letech. S připočtením slabé působnosti finanční páky zemědělských a.s. je výsledkem klesající trend průměrné rentability vlastního kapitálu za hodnocené období (vývoj průměrné rentability vlastního kapitálu r. 2004: 0,042, r. 2005: 0,028, r. 2006: 0,026, r. 2007: 0,07). Statisticky významný rozdíl mezi průměry modelů DFL 1 a DFL 2 lze potvrdit pouze pro rok 2005, pouze pro tento rok lze potvrdit testovanou hypotézu: Mezi modely statickým a dynamickým stupněm finanční páky existuje statisticky významný rozdíl. Pro ostatní roky se položená hypotéza nepodařila potvrdit, průměry modelů DFL 1 a DFL 2 dosahují statisticky nevýznamného rozdílu. Je zapotřebí si povšimnout, že průměrným hodnotám statického modelu DFL, které byly téměř totožné, odpovídaly i stejné hodnoty směrodatných odchylek vyjma r. 2007. Podobnost průměrných hodnot statického modelu DFL je možno vysvětlit tím, že statický model DFL ovlivňuje mimo zisku před úroky a zdaněním (EBIT) jediný faktor, a to nákladové úroky (I). Kdežto dynamický model DFL je ovlivněn hned několika faktory působících najednou (při opomenutí zisku před úroky a zdaněním) jedná se o nákladové úroky, sazbu daně z příjmů (oba faktory se promítají ve velikosti zisku po zdanění) a v neposlední řadě vlastní kapitál (který ovlivňuje výši rentability vlastního kapitálu). Další příčina, proč se průměrné hodnoty statického modelu DFL příliš nelišily, tkví v procentuálním zastoupení nákladových úroků na zisku před úroky a zdaněním. Podíl nákladových úroků na 492
výši zisku před úroky a zdaněním je v analyzovaných letech obdobný, vyjma roku 2007, kterému odpovídá i odlišná hodnota směrodatné odchylky, viz následující tabulka. Tabulka 6 Procentuální zastoupení nákladových úroků na EBITu, r. 2005 2007 2004 2005 2006 2007 I / EBIT v % 17,17 17,54 19,06 9,8 Závěr Na základě regresních koeficientů vyplývajících z jednoduchého regresního modelu pro oba typy modelů DFL lze vyvodit velmi slabou závislost stupně finanční páky na zadluženosti (kromě r. 2007 u statického modelu DFL, kde lze závislost charakterizovat jako středně silnou). Výsledkem je slabá působnost finanční páky na výběrovém souboru zemědělských a.s. Jako příčiny slabé působnosti finanční páky byly označeny následující klesající zadluženost, čerpané dotační podpory, odvětví zemědělství. Kromě těchto uvedených příčin by se nechalo spekulovat ještě o další příčině, a tou je strukturální skladba cizích zdrojů tuzemských zemědělských a.s. Levy, Sarnat (1999) charakterizují finanční páku jako změnu zisku na akcii vyvolanou využitím dluhů, ze kterých vyplývá povinnost pravidelných úrokových plateb (tj. cenný papíry s fixními platbami, bankovní úvěry). Na výběrovém souboru podniků zastupovaly bankovní úvěry v každém roce průměrně jednu třetinu cizího kapitálu, zbylou část tvořily položky, ze kterých nevyplývá povinnost hradit nákladový úrok (tj. bankovní úvěry a výpomoci, emitované obligace a směnky k úhradě). Pokud ve struktuře cizích zdrojů převažují položky s nulovým nákladem, pak dochází k situaci, kdy s rostoucím podílem cizího kapitálu v kapitálové struktuře klesají průměrné náklady kapitálu, a finanční páka dosahuje slabé účinnosti. Zároveň se předpokládá, že slabá působnost finanční páky u zemědělských a.s. je doplněna silnější působnosti páky provozní. Pouze v roce 2005 lze potvrdit statisticky významný rozdíl mezi průměry modelů DFL 1 a DFL 2. Pro ostatní roky se nepodařilo potvrdit položenou hypotézu Mezi modely statickým a dynamickým stupněm finanční páky existuje statisticky významný rozdíl. Průměrné hodnoty DFL 2 dosahují v analyzovaných letech podobných výsledků, jakož i jejich hodnoty směrodatných odchylek. Jev je vysvětlen tím, že vývoj procentuálního podílu nákladových úroků na výši zisku před úroky a zdaněním byl v letech 2004 2007 v zásadě podobný. A dále také tím, že statický model stupně finanční páky je ovlivňován pouze jediným faktorem, kterým jsou nákladové úroky na rozdíl od dynamického modelu DFL, který ovlivňuje několik faktorů najednou, což způsobuje větší rozptyl hodnot dynamického modelu stupně finanční páky. Literatura [1] BLÁHA, Z. S., JINDŘICHOVSKÁ I. 1995. Jak posoudit finanční zdraví firmy. 2. vyd. Praha: Management Press, 1995. s. 159. ISBN 80-85603-80-2. [2] BLOCK, S. B., HIRT, G. A. 1992. Foundations of Financial Management. 6th ed. Boston: IRWIN INC., 1992. pp. 700. ISBN 0 256-08355X. [3] BREALEY, R. A., MYERS, S. C. 1992. Teorie a praxe firemních financí. 1. vyd. Praha: Victoria Publishing, 1992. s. 970. ISBN 80-85605-24-4. 493
[4] KISLINGEROVÁ, E., kol. 2007. Manažerské finance. 2. vyd. Praha: C. H. Beck, 2007. s. 745. ISBN 978-80-7179-903-0. [5] LEVY, H., SARNAT, M. 1999. Kapitálové investic a finanční rozhodování. 1. vyd. Praha: Grada Publishing, 1999. s. 924. ISBN 80-7169-504-1. [6] MILLER, M., MODIGLIANI, F. 1958. The Cost of Capital, Corporation Finance, and the Theory of Investment. American Economic Review, 1958, vol. 48, pp. 261 297. ISSN 0002-8282. [7] STŘELEČEK, F. 2007. Proporcionování nákladů na výrobu provozní a finanční páka. 1. vyd. České Budějovice: Ekonomická fakulta JU v Českých Budějovicích, 2007. s. 58. ISBN 978-80-7040-915-2. [8] VEJSADOVÁ DRYJOVÁ, M. 2010a. Dluhové zatížení zemědělských a.s. Auspicia, 2010, č.1, s. 86-88. ISSN 1214-4967. [9] VEJSADOVÁ DRYJOVÁ, M. 2010b. Hospodaření zemědělských podniků v důsledku čerpaných dotačních podpor. INPROFORUM Junior 2010 Podniky regiony organizace, 2010, s. 223-229. ISSN 978-80-7394-226-7. Adresa autora: Ing. Marie Vejsadová Dryjová, Jihočeská univerzita v Českých Budějovicích, Ekonomická fakulta / Katedra účetnictví a financí, Studentská 13, 370 05 České Budějovice, Česká republika, tel.: +420 724 215 657, e-mail: vejsadova@ef.jcu.cz 494