Проверка значимости настроения инвесторов при принятии дивидендных решений в российских компаниях

Используемые финансовые переменные рассчитываются следующим образом:

а) активы представлены как сумма краткосрочных и долгосрочных активов, которые отражаются в балансе предприятия;

б) долг включает в себя сумму краткосрочных и долгосрочных долгов компании, а также ценные бумаги, проданные в рамках сделок РЕПО ("сделка покупки (продажи) ценной бумаги с обязательством обратной продажи (покупки) через определенный срок по заранее оговоренной цене). Соглашение РЕПО может рассматриваться в качестве краткосрочного займа под залог ценных бумаг, чаще всего краткосрочных долговых бумаг денежного рынка" [26]);

в) дивидендный доход выражается как сумма дивиденда, полученного за год, и который рассчитывается в процентах от текущей цены акции;

г) коэффициент выплаты дивидендов представляет собой отношение величины дивиденда к прибыли в расчете на одну обыкновенную акцию;

д) рыночная капитализация рассматривается как общая рыночная стоимость всех находящихся в обращении акций компании;

е) среднегодовая доходность акций вычислена как среднеарифметическое значение доходностей за каждый год и была посчитана на основе месячного изменения цены акций публичных российских компаний;

ж) коэффициент free-float является поправочным коэффициентом при расчете индекса РТС и выражается как отношение разницы между общим количеством акций и количеством акций, которым владеет государство, контролирующие акционеры и прочие стратегические инвесторы, к общему количеству акций.

Таблица 2 показывает все факторы, используемые в данном анализе.

Стоит также отметить, что выбранные нами факторы уже исследовались в работах К. Аноуара (Anouar, 2011), А. Лу (Lue, 2011), Др. Ал - Шубири (Al-Shubiri, 2011), Ш. Кания и др. (Kania Sh. et al., 2005) при тестировании теории удовлетворения предпочтений инвесторов.

Таблица 2 Факторы, используемые в регрессионном анализе

Так, К. Аноуар подтвердил гипотезу о положительной связи между поведенческой переменной, выраженной отношением рыночной капитализации к балансовой стоимости собственного капитала компании, и принятием менеджерами решения о начале или продолжения выплаты дивидендов. Также данная работа была нацелена на доказательство наличия отрицательной взаимосвязи между изменением активов и долга компании и принятием решения о выплате дивидендов. Размер компании и прибыльность инвесторов, представленная в качестве дивидендного дохода и коэффициента выплаты дивидендов, в свою очередь подтвердили значимость и прямое воздействие на дивидендную политику публичных французских компаний.

А. Лу тестировал гипотезу о положительном влиянии поведенческой переменной, представленной в виде дивидендной премии, на дивидендную политику компаний (Lue, 2011). Ученый также исследовал положительную взаимосвязь между прибыльностью и дивидендной политикой компаний. В данной работе также выдвигалась гипотеза, что фирмы, выплачивающие дивиденды, имеют низкие инвестиционные возможности, выраженные изменением активов, так как такие компании свою прибыль направляют в первую очередь на выплату дивидендов, а не на реинвестирование. Размер компании, измеряемый общими активами, оказывает положительное воздействие на дивидендную политику публичных компаний.

Др. Ал - Шубири проводил исследования на Амманской фондовой бирже (Amman Stock Exchange) для выявления значимых факторов при формировании дивидендной политики в арабских странах (Al-Shubiri, 2011). В качестве зависимой переменной использовался коэффициент выплаты дивидендов. В данной работе выдвигалась и проверялась гипотеза о наличии положительной связи между дивидендной политикой и прибыльностью компании, рассчитанной как рентабельность собственного капитала (отношение собственного капитала к чистому доходу компании), размером компании, который представлен натуральным логарифмом общих активов компании, и финансовым рычагом, рассчитанным как отношения общих активов к общему долгу компании. Необходимо отметить, что в данной работе были также протестированы другие гипотезы.

Ш. Кания и Ф. Бэкон в своем исследовании рассматривали, какие факторы мотивируют компании выплачивать дивиденды (Kania et al., 2005). В качестве зависимой переменной использовался коэффициент выплаты дивидендов. В данной работе тестировалось отрицательное влияние на дивидендную политику компаний следующих факторов: прибыльности компании, представленной отношением чистой прибыли к собственному капиталу компании, финансового рычага, рассчитанного как отношение общего долга к общим активам компании. Также, ученые выдвигали гипотезу о положительной связи между ростом прибыльности, представленной как пятилетний рост прибыли в расчете на одну акцию, и дивидендной политикой исследуемых компаний.

Дивидендная премия была использована в качестве поведенческой переменной в базовой работе теории удовлетворения предпочтений потребителя М. Бейкером и Дж. Вуглером, а также была исследована такими учеными как А. Лу, Ч. Цзу, А. А. Зальцманом и другими.

Доходность акций и коэффициент, отражающий процент свободно обращающихся акций, используются для тестирования на российском рынке, для того чтобы ответить на следующие вопросы: во-первых, что привлекает инвесторов в российских компаниях, доходность самих акций, дивиденд по данным акциям, или же оба показателя в совокупности. Второй показатель был введен для определения, влияет ли количество акций, находящихся у миноритарных инвесторов, на формирование дивидендной политики публичных российских компаний.

На основе ранее проведенных исследованиях, мы выдвигаем следующую гипотезу: настроение инвесторов, выраженное отношением рыночной капитализации к балансовой стоимости собственного капитала за предыдущий год, и дивидендная премия положительно влияют на вероятность того, что менеджеры компаний начнут или продолжат принимать решения о выплате дивидендов акционерам.

При проведении данного исследования ожидается получить положительную зависимость между принятием решений о выплате дивидендов и спросом инвесторов на выплату дивидендов, дивидендной премией, коэффициентом free-float, размером компании, прибыльностью инвесторов и доходностью акций и отрицательное влияние инвестиционных возможностей на дивидендную политику российских компаний.

Тестирование гипотезы о том, что настроение инвесторов относительно выплаты дивидендов положительно влияет на вероятность того, что менеджеры компании начнут или продолжат принимать решения о выплате дивидендов акционерам, проводится в три этапа для двух объясняющих поведенческих переменных, спроса инвесторов и дивидендной премии. Во-первых, мы построим индивидуальные регрессионные модели с каждой из объясняющих переменных, для того, чтобы посмотреть влияют ли данные переменные на зависимую и в том ли направлении, в котором мы предполагаем. Во-вторых, мы протестируем парные модели, каждая из которых содержит поведенческую переменную и одну из финансовых характеристик компании, инвестиционные возможности, прибыльность инвесторов, доходность акций, коэффициент free-float и размер компаний, для того чтобы посмотреть, как каждая пара оказывает совместное влияние на принятие решений о выплате дивидендов. В-третьих, мы построим итоговые регрессионные модели, включающие в себя все объясняющие переменные. Далее сравним значимость полученных коэффициентов и их знаков в построенных регрессиях и сделаем итоговый вывод, о том, оказывает ли настроение инвесторов влияние на принятие решений о выплате дивидендов и какие финансовые характеристики являются значимыми при формировании дивидендной политики российских публичных компаний.

2.2 Описание выборки: анализ описательных статистик и корреляционный анализ

Изначально выборка включала в себя 1264 российские публичные компании. В качестве источника информации использована база данных Bloomberg. После исключения компаний, не имеющих информации в базе данных Bloomberg или компаний с предоставленными данными лишь за последние два-три года, в окончательную исследуемую выборку попали лишь 150 российских публичных компаний. Данная выборка включает в себя компании различных отраслей, таких как машиностроительная, судостроение, банковская, финансовая, авиакосмическая, химическая, нефтеперерабатывающая, металлургическая, фармацевтическая и другие. Исследование охватывает период с 2000 по 2012 гг. Кризис 1998 года уже миновал и в начале 2000х годов экономика стабилизировалась. Также стоит отметить, что российский фондовой рынок еще развит незначительно и наши компании предоставляют мало данных о своей финансовой деятельности. Соответственно, чем дальше исследуемый отрезок времени находится от сегодняшнего дня, тем меньше информации предоставлено российскими публичными компаниями по выбранным нами исследуемым факторам. Наибольший объем информации охватывает промежуток времени, начиная с 2005 года. Для того чтобы расширить собранную выборку не по индивидуальным показателям, а по временным, был выбран именно данный отрезок времени с 2000 по 2012 гг. Исследуемый период времени включает в себя кризисные годы. Учитывая недостаток предыдущего анализа теории удовлетворения предпочтений инвестора на российском рынке, проведенного А.А. Зальцманом, рассмотрение поведенческих аспектов дивидендной политики публичных российских компаний проведено с учетом влияние последнего финансового кризиса. Для этого составлены две подвыборки, первая из которых включает временной период с 2000 по 2007 гг., вторая - с 2008 по 2012 гг. Таким образом, тестирование теории удовлетворения предпочтений инвесторов проведено в три этапа для двух собранных подвыборок с учетом двух разных поведенческих переменных.

После исключения ярко выраженных выбросов из собранной выборки, проведем анализ описательных статистик для выбранных факторов и проверку на нормальность распределения для построения наиболее качественной модели и получения достоверного результата.

Таблицы 3 и 4 отражают суммарную описательную статистику исследуемых независимых переменных. В данной таблице представлены среднее значение (mean) и стандартное отклонение (SD) объясняющих переменных за каждый исследуемый год. Изначально выборка состояла из 150 публичных российских компаний. После исключение ярко выраженных выбросов, количество наблюдений сократилось, но незначительно.

Независимая переменная спрос инвесторов на выплату дивидендов, выраженная отношением рыночной капитализации в балансовой стоимости собственного капитала компании, в среднем изменяется от 0,49 до 3,20 в течение периода с 2000 по 2012 гг. Стандартное отклонение по данной переменной достигает своего максимума в 2007 году и составляет 2,72. Минимальное стандартное отклонение приходится на 2000 год и составляет 0,79. Максимальное значение отношения рыночной капитализации к балансовой стоимости компании равно 16,64 и приходится на 2007 год. Медиана данной величины принимает значение 1,04. Таким образом, у половины исследуемых компаний отношение рыночной капитализации к балансовой стоимости собственного капитала компании меньше данного значения, соответственно, у другой половины больше. Распределение данной переменной имеет правостороннюю асимметрию и является островершинным, так как коэффициент асимметрии равен 2,39 и коэффициент эксцесса составляет 17,30, что больше 3. Также по критерию Жарка-Бера и его значимости, можно сделать вывод, что данная переменная не имеет нормальное распределение.

Таблица 3 Описательные статистики независимых переменных

Дивидендная премия, рассчитанная на каждый исследуемый год, имеет среднее значение равное 0,25. Стандартное отклонение данной переменной принимает значение 1,39. Максимальная величина дивидендной премии равна 4,45, минимальное значение составляет -0,82. Распределение данной переменной является островершинным и имеет правостороннюю асимметрию, так как коэффициент эксцесса и асимметрии соответственно принимают значения 6,9 и 2,21. Согласно критерию Жарка-Бера и его значимости, данная переменная не имеет нормальное распределение.

По коэффициенту free-float до 2003 года информация на российской фондовой бирже РТС не предоставлялась. Данный коэффициент в среднем принимает значение за исследуемые годы от 0,19 до 0,25 процентов. Стандартное отклонение данной переменной в среднем составляет 12%. Максимальное значение коэффициента равно 0,6 и наблюдается с 2004 по 2007 гг. Минимальный free-float составляет 4% и приходится на 2010 год. Данная переменная имеет правостороннюю асимметрию и острую вершину, так как коэффициент асимметрии и эксцесса соответственно принимают значение 0,84 и 3,5. По критерию Жарка-Бера и его значимости, можно сделать вывод, что распределение данной переменной не является нормальным.

Размер компании, представленный десятичным логарифмом рыночной капитализации фирмы, в среднем варьируется от 2,08 до 3,48 за 13 лет. Минимальное стандартное отклонение приходится на 2000 год и составляет 1,29, максимальное стандартное отклонение составляет 1,56 и наблюдается в 2001 году. Максимальный размер компании составляет 6,91 в 2007 году, минимальный -0,35 в 2001. Данная переменная является плосковершинной, так как коэффициент эксцесса равен 2,11 и имеет правостороннюю асимметрию, так как коэффициент асимметрии составляет 0,35. По критерию Жарка-Бера и его значимости, можно сделать вывод, что данная переменная не имеет нормальное распределение.

Наибольшее среднее значение изменения активов компании составляет 37% и достигается в 2007 году, в то время как наименьшее, 8%, приходится на 2001 год. Отметим, что после пика в 2007 году, активы стали значительно сокращаться и в 2009 году их изменение составило лишь 10%, причиной чего являлся мировой финансовый кризис. Данная переменная значительно отклоняется от своего среднего значения на протяжении всего периода. Медиана данной величины составляет 13%.

Таким образом, у половины компаний изменение активов по сравнению с предыдущим годом составляет меньше 13%, а у другой половины - больше полученного значения. Исследуемая переменная является островершинной, так как коэффициент эксцесса равен 9,68 и имеет правостороннюю асимметрию, так как коэффициент асимметрии составляет 1,90. По критерию Жарка-Бера и его значимости, можно сделать вывод, что данная переменная также не имеет нормальное распределение.

Таблица 4 Описательные статистики независимых переменных

Наименьшее изменение долгов компаний составляет 6% и достигается в 2010 году, в то время как наибольшее приходится на 2001 год и принимает значение 80%. Стандартное отклонение данной переменной варьируется от 53% в 2010 году до 195% в 2001 году. Это отражает относительную разницу между долговой политикой исследуемых компаний. Медиана данной переменной равна 9,6%. Таким образом, у половины компаний, изменение долга по сравнению с предыдущим годом меньше данного значения, а у другой половины - больше. Распределение переменной не является нормальным, а также имеет правостороннюю асимметрию и острую вершину, так как коэффициент асимметрии равнее 2,86 и коэффициент эксцесса равен 18,69.

Дивидендный доход по исследуемым компаниям в большинстве случаев сравнительно невысок. Средний наименьший дивидендный доход составляет 0,16 в 2003 году. Наибольшее среднее значение данная переменная принимает в 2008 году и составляет 2,95. Максимальное значение дивидендного дохода является 22,62 в 2008 году. Стоит отметить, что наибольшее значение приходится как раз на кризисные годы. Дивидендный доход данной выборки имеет медиану, равную 0,4, что говорит о том, что у половины анализируемых компаний, дивидендный доход принимает значения больше полученной величины. Данная переменная имеет правостороннюю асимметрию и является островершинной, так как коэффициент асимметрии равен 3,42 и коэффициент эксцесса составляет 15,96, что больше 3. Также по критерию Жарка-Бера и его значимости, можно сделать вывод, что данная переменная не распределена нормально.

Менеджеры российских публичных компаний распределяют в среднем более чем 14% прибыли в качестве дивидендов для акционеров. Стандартное отклонение данной переменной в среднем составляет 20%. Максимальное значение коэффициента выплаты дивидендов составляет 94,73%. Минимальное значение данной объясняющей переменной равно нулю в случае, когда компания всю полученную прибыль направляет на реинвестирование. Медиана переменной принимает значение 3,59%, что в свою очередь означает, что половина компаний, включенных в выборку, меньше чем 3,59% от прибыли направляют на выплату дивидендов акционерам. Переменная не распределена нормально, а также имеет правостороннюю асимметрию и является островершинным, так как коэффициент асимметрии равнее 1,98 и коэффициент эксцесса равен 6,71.

Доходность акций российских компаний в среднем достаточна низкая. Средняя наименьшая доходность составляет -0,008 в 2011 году. Наибольшее среднее значение данная переменная принимает в 2003 году, которое равно 0,13. Максимальная доходность составляет 0,77 и приходится на 2006 год. Минимальная доходность принимает значение минус 0,34 и наблюдается как раз в кризисном 2008 году. Распределение данной переменной не является нормальным, так как оно имеет острую вершину и правостороннюю асимметрию, потому что коэффициенты эксцесса и асимметрии соответственно принимают значения 20,17 и 3,15.

После исключения из выборки аномальных наблюдений и проведения анализа описательных статистик, необходимо установить, какая связь существует между объясняющими переменными, а также между зависимой и независимыми переменными, для дальнейшего построения качественных моделей с рассмотрением совместного влияния исследуемых факторов на принятие решения о выплате дивидендов. Для этого построим корреляционную матрицу для исследуемых переменных. Результаты корреляционной зависимости между объясняющими переменными представлены в Таблице 5.

Корреляционная матрица показывает, что нет значительной взаимосвязи между исследуемыми независимыми факторами. Однако, корреляция между дивидендным доходом и коэффициентом выплаты дивидендов составила 38%, между изменением долга и спросом инвесторов 36%, а также между изменением активов и долгов компаний составила 44%, что превышает 35%, но является меньше 60%, и говорит о средней степени зависимости между данными переменными. Следовательно, мы можем одновременно включать переменные в модель.

Исходя из корреляционной матрицы, также можно установить следующие взаимосвязи. Достаточно слабая положительная взаимосвязь существует между поведенческой переменной, представленной отношением рыночной капитализации к балансовой стоимости собственного капитала компании, и такими финансовыми характеристиками, как размер фирмы, инвестиционные возможности и прибыльность инвесторов. Дивидендная премия также положительно коррелированна с размером компаний и прибыльностью инвесторов, однако с инвестиционными возможностями данная переменная имеет обратную связь. Однако, обе поведенческие переменные отрицательно коррелированны с коэффициентом free-float и доходностью акций. Тем самым, можно предполагать, что российские инвесторы будут удовлетворены высокой доходностью акций, а не получением большого дивиденда по данным акциям. Необходимо отметить, что коэффициент free-float отрицательно коррелирован с дивидендным доходом и коэффициентом выплаты дивидендов. Размер компании положительно коррелирован со всеми объясняющими переменными, кроме изменения долга и коэффициента выплаты дивидендов. Увеличение активов вызывает рост размера компании и ее долгов. Отрицательная незначительная зависимость наблюдается между данной переменной и дивидендным доходом, коэффициентом выплаты дивидендов, а также доходностью акций. Рост долга компании в свою очередь приведет к сокращению размера компании, доходности акций и к уменьшению дивидендного дохода. С остальными независимыми контрольными переменными изменение долга компании показывает положительную корреляцию.

Дивидендный доход имеет более тесную положительную взаимосвязь с коэффициентом выплаты дивидендов, незначительную положительную корреляцию с размером компании и доходностью акций и отрицательную с инвестиционными возможностями компаний. Коэффициент выплаты дивидендов показывает слабую отрицательную корреляцию с изменениями активов компаний, размером компаний и доходностью акций. С изменениями долга и дивидендным доходом коэффициент выплаты дивидендов положительно коррелирован. Доходность акций имеет положительную корреляцию с дивидендным доходом и размеров компании, в то время как, между данной переменной и инвестиционными возможностями компаний и коэффициентом выплаты дивидендов прослеживается слабая отрицательная взаимосвязь.

Что касается связи между зависимой и независимыми переменными, то она является достаточно слабой, что может впоследствии снизить качество регрессионных моделей. Принятие решения о выплате дивидендов положительно связано со спросом инвесторов, дивидендной премией, размером фирмы и прибыльностью инвесторов, в данном случае представленной в качестве дивидендного дохода и коэффициента выплаты дивидендов, и коэффициентом free-float. Инвестиционные возможности фирмы и доходность акций отрицательно влияют на дивидендную политику российских публичных компаний. Однако, в исследуемой выборке корреляция между зависимой переменной и изменением активов и общего долга компаний соответственно составляет минус 0,07 и минус 0,04, что практически приближено к нулю.

Таким образом, можно сделать вывод, что инвестиционные возможности компании не оказывают своего влияния при формировании дивидендной политики российских публичных компаний. С экономической же точки зрения, полученные взаимосвязи в данном случае являются достоверными. Чем больше размер компании, прибыльность инвесторов, дивидендная премия, количество свободно плавающих акций и спрос инвесторов на акции рассматриваемых компаний, тем чаще менеджеры компаний принимают решение о выплате дивидендов акционера.

Также ожидается получить отрицательное влияние инвестиционных возможностей компаний на дивидендную политику российских компаний. Обратная связь между доходностью акций и принятием решением о выплате дивидендов может быть объяснена следующим образом.

Менеджеры российских компаний могут предполагать, что инвесторам достаточно лишь иметь высокую доходность акции. При значительной доходности самих акций спрос российских инвесторов на выплату дивидендов может отсутствовать.

После выдвижения исследуемых гипотез, проведения описания выборки, анализа описательных статистик и корреляционной матрицы, можно перейти непосредственно к регрессионному анализу исследуемых данных для проверки значимости поведенческих факторов и финансовых характеристик фирм при формировании дивидендной политики российских публичных компаний.

Корреляционный анализ показал отсутствие сильной взаимосвязи между объясняющими переменными. Следовательно, в итоговую модель могут быть включены все независимые факторы. Кроме того, между зависимой и независимыми переменами не наблюдается сильная степень корреляции, что может в дальнейшем привести к низкому качеству моделей и недостоверности полученных результатов.

3. Тестирование теории удовлетворения предпочтений инвесторов на российском рынке

3.1 Эмпирические результаты проведенного исследования

Целью данной работы является проверка значимости настроения инвесторов при принятии дивидендных решений российскими компаниями. После проведения предварительного анализа данных, который включал в себя выдвижение гипотез, описание выборки, анализ описательных статистик и корреляционный анализ, для достижения поставленной цели были применены методы анализа панельных данных с помощью регрессионной пробит-модели. Преимуществом панельных данных является то, что они учитывают данные как в пространстве, так и во времени.

Тем самым, проведен анализ поведенческих аспектов дивидендной политики с учетом не только индивидуальных характеристик российских публичных компаний, но и с учетом изменения их во времени в период с 2000 по 2012 гг. Для данного исследования была выбрана пробит-модель. Данный выбор обусловлен тем, что исследуемая зависимая величина представлена бинарной переменной, показывающая принимали ли менеджеры решения в текущий год относительно выплаты дивидендов акционерам или нет. Модели построены с учетом фиксированных эффектов, индивидуальных и временных. Данные эффекты использованы для частичного решения проблемы эндогенности, которая безусловно существует в построенных моделях. Формула 8 отражает пробит-модель с учетом фиксированных эффектов.

Как уже было отмечено ранее, отношение рыночной капитализации к балансовой стоимости собственного капитала компании выражает не только спрос инвесторов, но и стоимость компании, стоимость самих активов предприятия и другое. Поэтому в данном исследовании также использована дивидендная премия, которая показывает совокупное настроение инвесторов всех исследуемых компаний.

(8)

где: , если i=number и в ином случаи (фиксированный идивидуальный эффект)

, если t=year и в ином случаи (фиксированный временной эффект)

- случайная ошибка модели.

Тестирование гипотезы о том, что настроение инвесторов положительно влияет на вероятность того, что менеджеры компании начнут или продолжат принимать решения о выплате дивидендов акционерам, проводится в три этапа на основе двух составленных подвыборок, рассматривающих временной период до и после кризиса, и для двух поведенческих переменных.

Вначале, были построены индивидуальные пробит-модели с каждым из исследуемых факторов за период времени с 2000 по 2007 год. Таблица 6 отражает результаты построенных моделей. Отметим, что во всех таблицах представлено значение коэффициента перед исследуемыми переменными и знак, с помощью которого определяется направление влияния независимых переменных на зависимую. Значение в скобках показывают Z-статистику теста Вальда. Качество построенных моделей определяется значимостью критерия проверки регрессии LL chi2 (p) (Wald chi2 (p)), а также значением псевдо-коэффициента детерминации Pseudo-R2. В таблицах модели записаны под номерами с 1 по 38. Охарактеризуем результаты значимых моделей.

Согласно модели 2, с вероятностью 90% можно утверждать, что настроение инвесторов, выраженное дивидендной премией, не является значимым при формировании дивидендной политики в публичных российских компаний. Коэффициент псевдо-детерминации принимает значение 10%.

Модель 5 является значимой на пятипроцентном уровне и коэффициент Pseudo-R2 равен 21%. Несмотря на значимость построенной модели, коэффициенты перед объясняющими переменными не является значимыми. Следовательно, мы может утверждать, что инвестиционные возможности не играли значимую роль при принятии решений относительно дивидендных выплат в докризисный период.

Модель 6 показывает связь между прибыльностью инвесторов и дивидендной политикой. Согласно данной модели, дивидендный доход положительно влияет на принятие дивидендных решений. Сама модель является значимой на однопроцентном уровне, и коэффициент Pseudo-R2 принимает значение 27%.

В других индивидуальных моделях значимыми факторами являются размер компании, спрос инвесторов и доходность акций. Ожидаемые знаки совпадают с полученными результатами. Однако сами модели, включающие данные факторы, являются незначимыми. Следовательно, интерпретация полученных результатов может быть неверной.

После этого, были построены индивидуальные пробит-модели с учетом каждого исследуемого фактора за период времени, включающего кризис и годы после кризиса. Таблица 7 отражает результаты построенных моделей.

В отличие от предыдущих индивидуальных моделей, все модели, исследующие временной период с 2008 по 2012 гг., являются значимыми за исключением модели 13. Данная модель показывает связь между прибыльностью инвесторов и дивидендной политикой в российских публичных компаниях. Таким образом, влияние дивидендного дохода и коэффициента выплаты дивидендов в кризисный период не определенно.

Модели 8 и 9 отражают взаимосвязь между настроения инвесторов и принятием менеджерами решений относительно выплаты дивидендов. Модель 8 является значимой на однопроцентном уровне, модель 9 - на пятипроцентном. Коэффициент Pseudo-R2 в модели 8 и 9 соответственно принимает значение 25% и 3%. Обобщая все вышесказанное, можно сделать вывод, что настроение инвесторов, выраженное отношением рыночной капитализации к балансовой стоимости собственного капитала компании и дивидендной премией, не оказывало своего влияния на принятие дивидендных решений в публичных российских компаниях в кризисный период.

Исходя из модели 10, которая является значимой на однопроцентном уровне, доля свободно плавающих акций в рассматриваемых компаниях, не играет значения при формировании дивидендной политики в российских компаниях. Коэффициент псевдо-детерминации принимает достаточно высокое значение 37%, что говорит о достоверности полученных результатов.

Модель 11 показывает результат положительного влияния размера компании на дивидендную политику. Коэффициент перед данной переменной является значимым на двадцатипроцентном уровне. Сама модель является значимой на пятипроцентном уровне и коэффициент псевдо-детерминации равен 26%, что говорит о достаточно высоком качестве модели. Таким образом, с вероятностью 95% можно предполагать, что данное влияние в кризисный период являлось достоверным.

Согласно модели 12, инвестиционные возможности компании, представленные изменением активов, оказывают отрицательное воздействие на принятие решений о выплате дивидендов. Коэффициент перед данной переменной является значимым на двадцатипроцентном уровне. Полученный результат является достоверным, согласно значимости критерия проверки регрессии на пятипроцентном уровне и значению коэффициента Pseudo-R2 26%.

Модель 14, показывающая влияние доходности акций на дивидендную политику, является значимой на однопроцентном уровне, и коэффициент псевдо-детерминации принимает значение 27%. Однако, коэффициент перед объясняющей переменной не является значимым. Тем самым, можно предполагать, что доходность акций не оказывала своего влияния на принятие решений относительно выплаты дивидендов в российских публичных компаниях в кризисные годы.

Исходя из индивидуальных моделей, учитывающих разный временной период, можно сделать следующие выводы:

а) поведенческие факторы, выраженные спросом инвесторов и дивидендной премией, не являлись значимыми при принятии решений относительно выплаты дивидендов ни в одном из исследуемых периодов;

б) размер компании оказывает положительное влияние на принятие решений относительно выплаты дивидендов в кризисный период;

в) инвестиционные возможности не влияли на дивидендную политику в период с 2000 по 2007 гг., в то время как изменение активов оказало отрицательное влияние на принятие дивидендных решений в кризисный период;

г) в докризисный период существовала положительная зависимость между дивидендным доходом и вероятностью того, что менеджеры российских компаний начинали или продолжали принимать решения относительно выплат дивидендов своим акционерам;

д) в кризисный период не было выявлено воздействия доходности акций на дивидендную политику российских компаний;

е) доля свободно плавающих акций не принималась во внимание при построении дивидендной политики в России.

Вторым этапом данного эконометрического исследования являлось построение парных моделей. Данные модели были построены с учетом рассмотрения совместного влияния поведенческой переменной и одной из финансовых характеристик компаний, представленных в качестве размера фирмы, инвестиционных возможностей, доходности акций, коэффициента free-float и прибыльности инвесторов. Одновременное влияние двух независимых переменных было также проверено на двух собранных подвыборках и отдельно по двум поведенческим переменным, спроса инвесторов и дивидендной премии. Таблица 8 представляет результаты исследования докризисного временного периода. Далее перейдем к интерпретации результатов парных моделей.

Исходя из 17 модели, настроение инвесторов не оказывало своего воздействия на формирование дивидендной политики в докризисный период, в то время как инвестиционные возможности являлись значимыми при принятии дивидендных решений. Однако, изменение активов положительно воздействовало на дивидендную политику. Данное влияние не совпало с ожидаемым. Критерий регрессии LL chi2 (p) является значимым на пятнадцатипроцентном уровне. Коэффициент псевдо-детерминации принимает значение 34%.

Модель 18, отражающая результаты влияния спроса инвесторов на выплату дивидендов и прибыльности инвесторов на дивидендную политику российских компаний, является значимой на однопроцентном уровне и коэффициент псевдо-детерминации принимает значение 44%. Исходя из полученных результатов, можно сделать вывод, что дивидендный доход положительно воздействовал на принятие дивидендных решений в российских компаниях в докризисный период. Влияние спроса инвесторов выявлено не было.

Согласно модели 19, доходность акций оказывает положительное воздействие на выплату дивидендов в российских компаний. Ожидаемый знак совпал с полученным в результате тестирования регрессии, следовательно, можно предполагать, что российские инвесторы не могут быть удовлетворены лишь за счет получения высокой доходности акций. Коэффициент перед данной переменной является значимым на десятипроцентном уровне. Спрос инвесторов, выраженный отношением рыночной капитализации к балансовой стоимости собственного капитала компании, является также значимым на однопроцентном уровне. Знак перед данной переменный является положительным, что говорит о прямом воздействии спроса инвесторов на принятие решений относительно выплаты дивидендов. Полученные результаты можно считать подлинными, так как сама модель является значимой на двадцатипроцентном уровне и коэффициент псевдо-детерминации равен 29%.

Модель 21 показывает положительное влияние размера компании на принятие дивидендных решений. Коэффициент перед данной переменной значим на однопроцентном уровне. Дивидендная премия также является значимой на десятипроцентном уровне. Коэффициент псевдо-детерминации принимает значение 11%, а также критерий проверки регрессии значим на однопроцентном уровне. Следовательно, можно предположить, что полученные взаимосвязи являются достоверными.

Модель 22 является значимой на десятипроцентом уровне, и коэффициент Pseudo-R2 принимает значение 10%. Исходя из данной модели, можно заключить, что дивидендная премия и инвестиционные возможности компаний не оказывали своего воздействия на формировании дивидендной политики российских компаний в кризисный период.

Модель 23 показывает взаимосвязь между настроениями и прибыльностью инвесторов. Согласно полученным результатам, дивидендный доход положительно повлиял на выплату дивидендов в докризисный период. Остальные объясняющие переменные являются незначимыми. Сама модель отражает подлинные результаты, так как коэффициент псевдо-детерминации равен 27% и критерий регрессии является значимым на однопроцентном уровне.

Исходя из модели 24, доходность инвесторов оказывает отрицательное влияние на принятие решений о выплате дивидендов. Ожидаемый знак не совпал с полученным в результате тестирования регрессии. Коэффициент перед данной переменной значим на однопроцентном уровне. С вероятностью 90%, можно предполагать, что полученные взаимосвязи являются верными.

Обобщая все вышесказанное, можно сделать следующий вывод. При тестировании парных моделей в докризисный период с двумя разными поведенческими переменными (спросом инвесторов и дивидендной премией) результаты получились не противоречивые. Обе поведенческие переменные оказались незначимыми при построении дивидендной политики российских компаний, за исключением моделей 19 и 21. Что касается финансовых характеристик, то оба способа показывают идентичные результаты: положительное влияние размера компаний и дивидендного дохода на принятие менеджерами дивидендных решений в докризисный период. Однако, при тестировании доходности акций с разными поведенческими переменными, получились противоположные результаты.

Далее были построены аналогичные модели для подвыборки, включающей в себя отрезок времени с 2008 по 2012 гг. Таблица 9 содержит результаты построенных моделей, направленных на установление взаимосвязи между зависимой величиной с поведенческой переменной и одной из финансовых характеристик фирм.

Модель 25 является значимой на однопроцентном уровне и коэффициент псевдо-детерминации принимает значение 40%. Согласно значимости самих коэффициентов, спрос инвесторов, выраженный отношением рыночной капитализации к балансовой стоимости собственного капитала компании, оказывал отрицательное влияние на принятие решений относительно дивидендных выплат. Доля свободно плавающих акций рассматриваемых компаний не играла свою роль при построении дивидендной политики в российских компаниях.

Результаты модели 26 показывают, что размер компании не влиял на принятие решений относительно выплаты дивидендов в течение кризиса и после него, спрос инвесторов оказывал отрицательное воздействие. Критерий регрессии LL chi2 (p) также является значимым на однопроцентном уровне. Коэффициент псевдо-детерминации принимает значение 28%. Соответственно, можно утверждать, что полученные результаты являются достоверными.

Модель 27 отражает влияние инвестиционных возможностей и настроения инвесторов на дивидендную политику. Данная модель является значимой на пятипроцентном уровне. Коэффициент псевдо-детерминации принимает значение 27%. Поведенческая переменная является не значимой. Согласно данной модели, изменение активов оказывало отрицательное влияние на принятие дивидендных решений в кризисные годы. Коэффициент перед данной переменной является значимым на пятнадцатипроцентном уровне.

Согласно модели 28, на дивидендную политику российских публичных компаний влияет прибыльность инвесторов, представленная дивидендным доходом. Коэффициент перед данной объясняющей переменной принимает значение 0,03, что говорит о положительном влиянии на принятие решений относительно выплаты дивидендов, и является значимым на десятипроцентном уровне. Поведенческая переменная в данной модели является не значимой. Полученные результаты достоверные, так как критерий проверки регрессии LL chi2 (p) значимым на десятипроцентном уровне и коэффициент псевдо-детерминации принимает значение равное 28%.

Исходя из результатов модели 29, можно предполагать, что доходность акций не оказывала воздействия на принятие дивидендных выплат в российских компаниях. Что касается настроения инвесторов, то в данной модели оно отрицательно воздействовало на дивидендную политику в кризисный период. Сама модель является значимой на однопроцентном уровне, и коэффициент Pseudo-R2 равен 29%.

Результаты модели 30 показывают, что отсутствует влияние дивидендной премии и коэффициента free-float на принятие решений относительно выплаты дивидендов в российских публичных компаниях. Данные результаты можно считать достоверными, согласно значимости самой модели на однопроцентном уровне и значению коэффициента Pseudo-R2, который равен 26%.

Модель 31 показывает положительное влияние размера фирм на дивидендную политику российских компаний в кризисные годы, в то время как дивидендная премия не имела значения при ее построении. Коэффициент перед размером компании является значимым на однопроцентном уровне. Модель отражает достоверные результаты, так как коэффициент проверки регрессии значим на однопроцентном уровне, и коэффициент псевдо-детерминации равен 14%.

Исходя из результатов модели 32, дивидендная премия и инвестиционные возможности, в виде изменения долга компании, не оказывали воздействия на принятие решений относительно выплаты дивидендов. Изменение активов положительно влияло на формирование дивидендной политики. Однако, направление влияния данной переменной при тестировании не совпало с ожидаемыми результатами. Модель является значимой на однопроцентом уровне, и коэффициент Pseudo-R2 принимает значение равное 10%.

Модель 33 показывает, что в кризисные годы коэффициент выплаты дивидендов положительно влиял на дивидендную политику в российских компаниях. Коэффициент перед данной переменной является значимым на однопроцентном уровне. Влияние настроения акционеров в данной модели выявлено не было. Сама модель отражает подлинные результаты, согласно значимости критерия регрессии на пятипроцентном уровне и значению коэффициента псевдо-детерминации, который равен 10%.

Согласно модели 34, в период с 2008 по 2012 гг. доходность акций и настроение инвесторов не оказывали влияния на принятие дивидендных решений. Сама модель представляет верные результаты, согласно значимости критерия регрессии на однопроцентном уровне и коэффициенту Pseudo-R2, который равен 15%.

Подводя итог по парным пробит-моделям, которые были построены на основе временного периода с 2008 по 2012 гг., нельзя сделать однозначный вывод про влияние поведенческих факторов на дивидендную политику в российских компаниях. Согласно моделям 25, 26 и 29, спрос инвесторов оказывал отрицательное воздействие на принятие дивидендных решений. В то время как модели, построенные на основе дивидендной премии, не показали значения поведенческой переменной при формировании дивидендной политики в российских компаниях. Дивидендная премия являлась не значимой во всех построенных моделях. Таким образом, две поведенческие переменные, отвечающие за настроения инвесторов, показали различные результаты.

Среди финансовых переменных, положительное влияние на дивидендную политику оказывали размер компаний, дивидендный доход и коэффициент выплаты дивидендов. Противоречивые результаты возникли в моделях 27 и 32, так как первая показывает отрицательное влияние изменения активов на дивидендную политику в российских компаниях, а вторая отражает положительное воздействие данной переменной на зависимую.

Третьим шагом эконометрического анализа являлось построение двух итоговых моделей с двумя разными поведенческими переменными, для определения совокупного воздействия всех выбранных независимых факторов на зависимую переменную. Таблица 10 отражает результаты проведенного анализа в период времени с 2000 по 2007 гг.

При рассмотрении совместного влияния всех объясняющих переменных на формирование дивидендной политики российских публичных компаний в докризисный период, согласно модели 35, значимыми являются только два фактора: размер компании, оказывающий положительное влияние, и доходность акций, которая отрицательно воздействовала на принятие дивидендных решений. Коэффициенты перед данными переменными являются значимыми на двадцатипроцентном уровне.

Результаты итоговых пробит-моделей до кризиса

Спрос инвесторов на выплату дивидендов не являлся значимым при принятии решений относительно дивидендных выплат в докризисный период. Критерий LL chi2 (p) принимает значение 13,43 и является значимым на пятнадцатипроцентном уровне. Псевдо-коэффициент детерминации принимает значение, равное 50%, что говорит о высоком качестве модели. Таким образом, построенная модель отражает достоверные результаты исследования. Значит, с вероятностью 85% в период с 2000 по 2007 гг., на формирование дивидендной политики российских компаний оказывали положительное влияние размер фирм и отрицательное воздействие доходность акций.

Модель 36, в которой в качестве настроения инвесторов используется дивидендная премия, показывает не противоречащие модели 31 результаты. В построенной модели значимыми являлись размер компаний, инвестиционные возможности и доходность акций. Размер компании оказывал положительное влияние, в то время как изменение активов и доходность акций отрицательно воздействовали на принятие решений о выплате дивидендов. Коэффициенты перед размером компании и доходностью акций являются значимыми на двадцатипроцентном уровне, перед изменением активов - на пятнадцатипроцентном. Сама модель отражает достоверные результаты, согласно значимости критерия регрессии на пятнадцатипроцентном уровне и значению коэффициента Pseudo-R2, который равен 50%.

Модель 37 показывает, что настроение инвесторов оказывало отрицательное влияние на принятие решений относительно выплаты дивидендов в кризисные годы. Это может быть связано с тем, что в России владельцы крупных пакетов акций зачастую являются собственниками бизнеса. Следовательно, в кризис компании могли испытывать финансовые трудности для выплаты дивидендов, а значит, настроение мажоритарных акционеров могло отрицательно влиять на выплату дивидендов. Необходимо отметить, что доля свободно плавающих акций не учитывалась при построении дивидендной политики в российских компаниях. Среди финансовых характеристик компаний, значимыми являлись размер фирмы, изменение общего долга и доходность акций. Коэффициент перед размером компании принимает значение 5,94, что говорит о положительном влиянии данной переменной на зависимую, и является значимым на десятипроцентном уровне.

Инвестиционные возможности и доходность акций оказывали отрицательное влияние на выплату дивидендов, и коэффициенты перед данными переменными являются значимыми на пятипроцентном уровне. Согласно отрицательному воздействию доходности акций на дивидендную политику, можно предположить, что в кризисный период инвесторы могли быть удовлетворены только доходностью самих акций, а не дивидендами по ним. Также при построении модели с фиксированным временным эффектом, было выявлено, что 2009 и 2010 года оказали отрицательное воздействие на выплату дивидендов. Сама модель является значимой на однопроцентном уровне и коэффициент псевдо-детерминации принимает значении 0,59, что говорит о достаточно высоком качестве моделей. Таким образом, построенная модель показывает достоверные результаты.

Согласно модели 38, настроение инвесторов, представленное дивидендной премией, не оказывало своего влияния на принятие решений о выплате дивидендов. Среди финансовых характеристик компаний значимыми являлись размер компании, прибыльность инвесторов и доходность акций. Размер компании оказывал положительное влияние на дивидендную политику, и коэффициент перед данной переменной значим на десятипроцентном уровне. Дивидендный доход отрицательно воздействовал на принятие дивидендных решений. Возможно, что в кризисные годы, компании столкнулись с трудностями по выплатам высокого дивидендного дохода, которые фирмы выплачивали в предыдущий период. Коэффициент выплаты дивидендов положительно повлиял на дивидендную политику в российских компаниях.

Коэффициенты перед данными переменными являются значимыми на пятипроцентном уровне. Доходность акций, как и в модели 37, оказала отрицательное влияние на выплату дивидендов. Коэффициент перед данной переменной является значимым на двадцатипроцентном уровне. Модель показывает подлинные результаты, так как критерий регрессии является значимым на однопроцентном уровне и коэффициент псевдо-детерминации принимает значение равное 56%.

Резюмируя все вышесказанное, можно сделать вывод, что в докризисный период не было выявлено влияния настроения инвесторов на принятие дивидендных решений. В кризисный период, настроение инвесторов, выраженное отношением рыночной капитализации к балансовой стоимости собственного капитала компании, оказывало отрицательное воздействие на дивидендную политику российских компаний. Однако, поведенческая переменная, представленная дивидендной премией не показала ни какого влияния не принятие дивидендных решений. Что касается финансовых характеристик компаний, то среди них противоречивого влияния выявлено не было.

3.2 Экономическая интерпретация полученных результатов

На основе проведенных ранее исследований, в данной работе была выдвинута гипотеза о том, что настроение инвесторов положительно влияет на вероятность того, что менеджеры компании начнут или продолжат выплачивать дивиденды акционерам. В ходе проведенного регрессионного анализа данная гипотеза не подтвердилась. Настроение инвесторов не влияло на дивидендную политику российских компаний в докризисный период. Поведенческие переменные (спрос инвесторов и дивидендная премия) не оказывали своего воздействия на формирование дивидендной политики при исследовании их как самостоятельных величин, так и при совместном рассмотрении с различными финансовыми характери...