Диссертация (1137923), страница 14
Текст из файла (страница 14)
Отметим, что тест Бройша-Пагана(LM-тест) проводится в случае, если количество периодов наблюдения T длякаждой компании превышает количество компаний в выборке N. В случае,если количество периодов наблюдения T меньше количества компаний Nпроводится тест Песарана [De Hoyos, Sarafidis, 2006]. По результатамстатистических тестов о нормальности случайной ошибки многофакторные77регрессионные модели оцениваются четырьмя методами: сквозная регрессия,модель PCSE, модели со случайными эффектами и с фиксированнымиэффектами.
Модель PCSE [Beck and Katz, 1995] предполагает, что ошибки вмодели гетероскедастичны и автокоррелированны в пространстве и вовремени согласно AR(1). Для учета эффектов гетероскедастичности икорреляции только внутри каждой панели в моделях сквозной регрессии, атакже в моделях со случайными и фиксированными эффектами оцениваютсякластерные стандартные ошибки Роджерса [Rogers, 1993].
В случае, еслирезультаты тестов свидетельствуют о наличии также и межгрупповойкорреляции, оцениваются стандартные ошибки Дрисколла-Края [Driscoll,Kraay, 1998]. Стандартные ошибки Дрисколла-Края гетероскедастичны иавтокоррелированны в пространстве и во времени, при этом автокорреляцияоценивается на основе процесса скользящего среднего с лагом q – процессMA(q).
Максимальное значение длины временного лага в моделях состандартными ошибками Дрисколла-Края определялось по формуле [Hoechle,2007]:() = 4()2/9100(8)где T – количество кварталов.Модели PCSE оцениваются по Южной Корее и Германии, где былисформированы сбалансированные панели данных. Наличие сбалансированнойпанели позволяет оценивать автокорреляцию в модели PCSE для всехкомпаний за одинаковый временной интервал и максимально полноиспользовать имеющуюся в панели информацию. Альтернативой для моделейPCSE является доступный обобщенный МНК (FGLS) с поправками нагетероскедастичность и автокорреляцию.
Однако в литературе указывается,что стандартные ошибки, рассчитанные на основе данного подхода являютсянеконсервативными. Так [Beck and Katz, 1995] показали, что при работе спанельными данными формата 10-20 панелей с 10-40 периодами наблюдениястандартные ошибки модели FGLS являются неприемлемо оптимистичными,78в то время как стандартные ошибки регрессии Прэйса-Уинстона (модельPCSE) ближе к номинальным.Учитывая наличие априорной зависимости между наблюдаемымуровнем спреда и его лаговыми значениями, логично полагать, что дляоценивания моделей премии за контроль могут быть использованы методыдинамической панельной регрессии на основе обобщённого метода моментов(Generalized Method of Moments - GMM), представленного в работах [Arellanoand Bond, 1991], [Arellano and Bover, 1995].
Оценка на основе моделей GMMможет быть выполнена при следующих условиях [Roodman, 2009]: 1)количество периодов наблюдения T намного меньше количества объектовнаблюдения (компаний) N в выборке; 2) наличие линейной функциональнойзависимости; 3) одна зависимая динамическая переменная, значение которойв текущий момент времени зависит от прошлого значения; 4) независимыепеременные, которые не являются полностью экзогенными; 5) наличиеиндивидуальных фиксированных эффектов; 6) наличие гетероскедастичностии автокорреляции внутри групп, но не между группами. Анализ по странампоказал, что в двух странах из четырех условие 6 не выполняется, т.к.
порезультатам тестов Песарана и Бройша-Пагана была выявлена корреляциямежду компаниями, а не только по каждой компании в отдельности. Крометого, поскольку исследование проводится за период с 2010 по 2016 гг. наоснове квартальных данных, то общее количество периодов наблюденияравное 28 достаточно большое по сравнению с количеством компаний ввыборке (59 – для Южной Кореи, 37 – для Бразилии, 35 – для России и 14 дляГермании). Как указывает [Roodman, 2009], в случае если T достаточнобольшое,смещениеврезультатенеучетадинамикистановитсянесущественным, и оценки модели с фиксированными эффектами будутсостоятельными.Для выбора состоятельного метода оценивания регрессионных моделейпроводится серия статистических тестов.
Выбор между моделью сквознойрегрессии и моделью со случайными эффектами осуществляется на основе79теста Бройша-Пагана [Breusch, Pagan, 1980], значимость фиксированныхэффектов уровня компании оценивается на основе теста Вальда [Green, 2000],выбормеждумодельюсослучайнымиэффектамиимодельюсфиксированными эффектами осуществляется на основе теста Мундлака[Mundlak, 1978; Wooldridge, 2010]. Тест Мундлака может быть использованпри наличии гетероскедастичности и автокорреляции.Поскольку некоторые регрессоры являются инвариантными по времении не оцениваются в моделях с фиксированными эффектами, возникаетнеобходимость поиска метода их оценки. Подход к оцениванию инвариантныхпо времени регрессоров был предложен [Allison, 2009; Schunk, 2013] в рамкахоценивания гибридной модели вида:, = 0 + (, − ̅ )′1 + ′2 + ̅ ′3 + + , = 1, … , ; = 1, … , (9)где: и – это компания и квартал наблюдения соответственно, , –объясняемая переменная, 1 – оценки «within» [Mundlak, 1978], 3 – оценки«between» [Mundlak, 1978], 2 – оценки инвариантных по временипеременных, – индивидуальный случайный эффект уровня компании, , случайная ошибка (0, 2 ).Все статистические тесты и оценивание регрессионных моделейпроводятся в профессиональном прикладном статистическом пакете Stata,версия StataMP 13.
Оценивание стандартных ошибок Дрисколла-Краяосуществляется с использованием программного модуля xtscc, написанного[Hoechle, 2007].Для оценки влияния аспектов корпоративного управления на величинупремии за контроль в исследовании тестируются следующие гипотезы:H1. Качество корпоративного управления на уровне компанииотрицательно взаимосвязано с величиной премии за контроль.80H2. Подвижки в регуляторной среде на страновом уровне, направленныенаповышениекачествакорпоративногоуправления,отрицательновзаимосвязаны с величиной премии за контроль.H3.
Интенсивность борьбы за контроль положительно связана свеличиной спреда, т.е. чем выше борьба за контроль в компании, тем вышеотносительная стоимость голосующих акций.H4.Наличиеумажоритарногоакционерапростогоиликвалифицированного большинства отрицательно взаимосвязано с величинойспреда.H5. Принадлежность компании к семье положительно влияет навеличину спреда.H6. Наличие государственного участия в компании отрицательновзаимосвязано с величиной спреда.Для тестирования указанных гипотез в каждой стране оцениваютсянесколько спецификаций обобщенной модели премии за контроль понескольким причинам: во-первых, оценивание нескольких спецификацийпозволяет исключитьэффект мультиколлинеарности,в этомслучаевыбирается несколько контрольных показателей, которые имеют небольшуюкорреляцию с ключевой переменной; во-вторых, некоторые детерминантыспреда могут иметь различные прокси, значимость эффекта которых можетотличаться (например, для рынка Германии в качестве прокси сравнительнойликвидности используется сравнительный объем торгов в денежномвыражении или включенность класса акций в фондовый индекс), что такжепредполагаетнеобходимостьоценкинесколькихспецификацийдлявозможности сравнения полученных результатов; в-третьих, оцениваниенескольких спецификаций позволяет протестировать робастность полученныхрезультатов.В соответствии с предметом исследования в выборку были включенытолькотекомпании,которыеимеюткакобыкновенные,такипривилегированные акции в структуре акционерного капитала.
Иными81словами,компании соднимклассомакций в данной работенерассматриваются. Это может оказывать влияние на полученные результаты.Тем не менее оценивание моделей только для выборок компаний снесколькими классами акций является стандартным подходом в литературе[Zingales, 1994; Zingales, 1995; Saito, 2003; Chung, Kim, 1999; Da Silva,Subrahmanyam, 2007; Muravyev, 2009].Период до 2010 года характеризуется большим количеством шоков вмакроэкономике многих стран мира (период Мирового финансового кризиса2008-2009 гг.), поэтому данный период не включен в анализ. На момент сбораданных и проведения расчетов не вся информация за 2017 год была доступнадля проведения анализа, поэтому последний год исследования ограничен 2016годом.
В каждой стране в выборку исследования были включены компании,обыкновенные и привилегированные акции которых обращались на фондовойбирже за период с 1 января 2010 года по 31 декабря 2016 года, т.е. всекомпании, которые не уходили с рынка в течение рассматриваемого периода.Таким образом, может иметь место смещение в результате истощениявыборки. Компании, которые провели делистинг, могут систематическиотличаться по уровню премии за контроль. Компании, в которых ценностьконтроля особенно высока, в конечном счете проводят делистинг [Nenova,2003]. Поэтому смещение, вызванное, исключением компаний, которыепровели делистинг, вероятно, приводит к недооценке величины частныхвыгод контроля.Финансовые компании (банки, страховые компании) были исключеныиз выборки, поскольку, с одной стороны, это является общепринятойпрактикой при работе с панельными данными в корпоративных финансах, а сдругой стороны, более значимым аргументом отказа от использования акцийкомпанийфинансовогосектораявляетсяпредметисследования.Привилегированные акции финансовых компаний существенным образомотличаются от привилегированных акций нефинансовых компаний как с точкизрения принципа начисления дивидендов, так и с точки зрения трактовки82данных финансовых инструментов в контексте противопоставления долговогои собственного капитала.Приформированиивыборкиисключалисьтакжекомпанииспропусками данных и отсутствующими показателями.
Включение в выборкунепубличных компаний, а также компаний с пропусками данных непредставляетсявозможностивозможнымоценить,ввидунапример,отсутствияпоказателидлятакихспреда,компанийсравнительнойликвидности классов акций. В результате, в выборку включены наиболеекрупные и наиболее транспарентные компании. Мы полагаем, что практикакорпоративного управления в отобранных компаниях, вероятно, лучше, чем внепубличных компаниях, а также в компаниях, по которым информация либонедоступна, либо является неполной. Соответственно, можно полагать, чтопремия за контроль в менее транспарентных компаниях может быть выше, т.к.инвесторы будут менее склонны к инвестированию в неголосующие акциикомпаний, по которым они ожидают более низкий уровень защиты своих прави, соответственно, более высокий уровень перетока выгод от миноритарныхакционеров в пользу контролирующего собственника.
Таким образом,присутствующее смещение, вероятно, приводит к недооценке величинычастных выгод контроля.Для тестирования влияния качества корпоративного управления навеличину спреда мы используем несколько прокси-переменных. Одним изпрокси является индекс корпоративного управления. Индекс корпоративногоуправления был включен в модели в связи с большим количествомпеременных, учитываемых при его расчете, которые напрямую отражаюткачество корпоративного управления (структура совета директоров, наличиекомитетов по компенсациям и вознаграждениям, социальная ответственностьбизнеса и т.д.). Детальное описание критериев, используемых при расчетеиндекса корпоративного управления Thomson Reuters, приведено в таблице 8.Прокси качества корпоративного управления может также выступать наличиеу компании выпуска ADR.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
