Диссертация (1137923), страница 18
Текст из файла (страница 18)
величина спреда выше (коэффициент при переменной control_contest_highположительный и значимый).Результаты тестирования гипотезы о снижении величины спреда приналичии простого и квалифицированного большинства противоречивы. Знакпеременной simple_majority положительный и значимый. Это противоречитисходной постановке гипотезы и свидетельствует о высоком уровне частныхвыгод контроля, извлекаемых контролирующим собственником на рынкеЮжной Кореи. Таким образом, наличие у мажоритарного акционера простогобольшинства голосов не снижает магнитуду колебаний до нижней границы, апозволяет ему извлекать частные выгоды контроля.
При этом наличиеабсолютного контроля (переменная qualified_majority) является значимымотрицательным фактором спреда. Таким образом, при достижении полногоконтроля в компании величина спреда ниже из-за снижения вероятностивозникновения борьбы за контроль в компании.Значимое положительное влияние простого большинства голосов навеличину спреда по рынку Бразилии были получены в работе [Souza,Fernandes, 2014]. Тем не менее в более ранней работе [Saito, 2003] показал, что100наличие как простого, так и квалифицированного большинства голосовотрицательно влияет на величину спреда.Интерес вызывают результаты тестирования гипотезы относительновлияния типа акционера на величину спреда.
В теоретическом обзореприводятся аргументы, в соответствии с которыми принадлежность компаниик семье положительно влияет на величину спреда. Данная гипотеза ранее нетестировалась на рынке Южной Кореи, несмотря на то, что структураэкономикипредполагаетконгломератовсемейноговысокуютипа.степеньМывовлеченностипротестироваливбизнесгипотезуоположительном эффекте принадлежности компании к семейному типу иполучили статистически значимые результаты. Знак при переменнойfamily_dummy положительный и значимый на 1%-ном уровне значимости вспецификациях №5 и 8.Результаты только одной спецификации №4, которая оценивалась поусеченной выборке, подтверждают гипотезу об отрицательной взаимосвязиспреда и доли голосующих акций в общей структуре акционерного капитала.В остальных моделях значимого эффекта получить не удалось.Эффект дивидендного дифференциала при оценке влияния факторовкорпоративного управления на величину премии за контроль также был учтенчерез альтернативный показатель с использованием дамми-переменнойdivpref_1_divcom_0, которая устанавливалась равной 1, если дивиденды попривилегированной акции за последние 4 квартала были больше 0, адивиденды по обыкновенной акции не выплачивались.
Спецификациимоделей с контрольной дамми-переменной divpref_1_divcom_0 в большейстепени отражают классический эффект дивидендного дифференциала.Результаты оценивания моделей свидетельствуют, что знак переменнойотрицательный и значимый до 10%-го уровня в спецификациях №6 и 7. Такимобразом, было показано, что при наличии выплат дивидендов только попривилегированным акциям спред будет ниже. Коэффициент при переменнойдифференциала ликвидности является положительным и значимым на 1%-ном101уровне значимости, что соответствует выводам, полученным [Ødegaard, 2007]по рынку Норвегии, [Carvalhal, Subrahmanyam, 2007; De Souza, Fernandes,2014] по рынку Бразилии и [Muravyev, 2009] по рынку России.
Полученныевыводы дополняют результаты тестирования влияния ликвидности на размерспреда в Южной Корее в исследовании [Lee, 2011], который использовалсоотношение объемов торгов акциями в штуках, а не в денежном выражении.Результатыисследованиятакжесвидетельствуютоположительнойвзаимосвязи между величиной премии за контроль и размером компании.Более крупные компании ассоциированы с более высоким уровнем частныхвыгод контроля и, соответственно, с более высоким уровнем спреда.Поскольку в результате изменения законодательства взаимосвязь междууровнем корпоративного управления и величиной спреда, а также влияниедругих факторов может измениться, мы также оцениваем влияние переменныхна премию за контроль для двух подвыборок: до и после принятия поправок взаконодательство.Результаты статистических тестов о наличии гетероскедастичности иавтокорреляции (см.
таблицу 16) и тестов для выбора метода оцениваниямногофакторных регрессий (см. таблицу 17), проведенные для двухподвыборок исследуемого периода, свидетельствуют в пользу модели сфиксированными эффектами со стандартными ошибками Роджерса, кромеспецификации №1, где в период после принятия поправок тест Песаранауказывает на необходимость учета межгрупповой корреляции.102Таблица 16. Результаты статистических тестов о наличии гетероскедастичности иавтокорреляции на рынке Южной Кореи за период до и после принятия поправок взаконодательство.Модифицированныйтест Вальдаchi2Prob>chi2Тест ВулдриджаТест ПесаранаСпецификациямоделиПериодFProb > FCDPr1до 2q2013после 2q2013993,01843,020,00000,000048,099154,410,00000,0000-1,63-1,980,10230,04772до 2q2013после 2q20138985,672986,090,00000,0000112,29190,860,00000,0000-1,39-1,200,16520,23213до 2q2013после 2q20138826,983011,930,00000,0000121,78192,020,00000,0000-1,39-1,120,16440,2615Источник: расчеты автора.Таблица 17.
Результаты статистических тестов для выбора метода оцениваниямногофакторных регрессий на рынке Южной Кореи.Тест МундлакаF/chiProb > F/chiТест Бройша-Паганаchi2Prob>chi2до 2q2013после 2q201355,696,010,00000,0019822,93899,250,00000,000066,6959,730,00000,0000до 2q2013после 2q2013до 2q201322,8117,9719,360,01150,05540,00712632,203720,862640,790,00000,00000,000059,4264,8162,000,00000,00000,0000после 2q201315,680,02823850,940,000070,590,0000СпецификациямоделиПериод123FТест ВальдаProb > FИсточник: расчеты автора.Таким образом, модели оцениваются со стандартными ошибкамиРоджерса, кроме спецификации №1, в период после принятия поправок взаконодательство, где оцениваются стандартные ошибки Дрисколла-Края.Результаты оценивания моделей представлены в таблице 18.
Также порезультатам теста Мундлака для спецификации №2 в период после принятияпоправок в законодательство оцениваются модели со случайными эффектами.Результаты оценивания моделей свидетельствуют об изменениивлияния некоторых параметров после принятия поправок в законодательство.Корпоративное управление на уровне компании стало отрицательно значимовлиять на величину спреда после принятия поправок в законодательство.Коэффициент при индексе корпоративного управления на уровне компании со2 квартала 2013 года значим на 1% уровне значимости.
Таким образом, послепринятия поправок к законодательству появилась обратная взаимосвязьмежду уровнем корпоративного управления и величиной спреда. Улучшениекачествакорпоративногоуправленияувеличиваетобщуюрыночнуюстоимость компании, т.к. права миноритарных акционеров становятся более103защищенными. Инвесторы оценивают акции компании более высоко, в случаеесли компания улучшает качество работы менеджмента и становитсяориентированной в большей степени на повышение акционерной стоимости.Таблица 18. Результаты оценивания моделей премии за контроль на рынке ЮжнойКореи за перид до и после принятия поправок в законодательство.до2q2013после2q2013до2q2013после2q2013до2q2013после2q2013Метод оцениванияСтандартные ошибкиFERFEDKFERRERFERFERdivdiff-53,1804**-3,9123***-8,4599-1,1506-8,4925-1,3103lnliqdiffcontrol_contest0,0008-2,10930,0417***0,3615***0,0274**-2,44930,0453***-1,43050,0267**0,0443***-1,09771,8817-0,92761,16620,05700,05530,1597-3,38760,1047-5,0960***-3,2232-5,03590,8425***0,12910,1372-11,7183**0,2472***0,51840,7906*1,24390,8450***0,15900,0617-13,0358**0,3251***0,30890,9778*-1,3708nctrlcontrol_contest*nctrlsimple_majorityfamily_dummyvoting_sharecorporate_gov_scorelnmarket_caproaleverageconstant-3,7571-1,01650,6135*-1,0168-0,1185-8,2771-19,1896***-1,7713***0,1755**0,37551,8011***14,7284**N270281767885767885R2Prob > FProb > F дляквартальных дамми39%0,000067%0,000038%0,000050%0,000038%0,000050%0,00000,00000,00000,00000,00000,00000,0000Источник: расчеты автора.Примечание:1) * - значимо на 10%-ном уровне, ** - значимо на 5%-ном уровне, *** - значимо на1%-ном уровне;2) в модели включены дамми-переменные для кварталов за период со 2 кв.
2010 по 1кв. 2013 года для периода до принятия поправок в законодательство и дамми-переменныедля кварталов за период с 3 кв. 2013 по 4 кв. 2016 после принятия поправок взаконодательство. Оценки коэффициентов временных дамми-переменных не приведены втаблице с целью экономии места;3) R – стандартные ошибки Роджерса, учитывающие гетероскедастичность ивнутригрупповую корреляцию; DK – стандартные ошибки Дрисколла-Края, учитывающиегетероскедастичность, внутригрупповую и межгрупповую корреляцию.Механизм перераспределения роста стоимости компании, котораяприходится на владельцев обыкновенных и привилегированных акций,требует отдельного анализа, т.к.
определяет взаимосвязь спреда стоимости104обыкновенных и привилегированных акций и качества корпоративногоуправления. Рассмотрим поведение цен обыкновенных и привилегированныхакций на рынке Южной Кореи после принятия поправок в законодательство,(см. рисунок 15).300%250%200%150%100%50%m82013m22014m82014m22015m82015m22016m82016m22017Темп роста цены акции350%0%m82017МесяцОбыкновенные акции (среднее)Обыкновенные акции (медиана)Привилегированные акции (среднее)Привилегированные акции (медиана)Рис 15. Среднее и медианное изменение цены обыкновенных и привилегированныхакций на рынке Южной Кореи после принятия поправок в законодательство.Примечание: на рисунке представлены средний и медианный темпы роста стоимостиобыкновенных и привилегированных акций компаний Южной Кореи, вошедших ввыборку исследования (59 эмитентов). В качестве базового периода принят апрель 2013года.
Темпы роста стоимости обыкновенных и привилегированных акций рассчитывалисьдля каждой компании в отдельности, затем были рассчитаны среднее и медианноезначение по всей выборке для каждого периода времени.На рисунке 15 показано, что после принятия поправок наблюдался рострыночной стоимости как обыкновенных, так и привилегированных акций, чтоподтверждает базовый тезис о повышении общей рыночной стоимостикомпании в результате улучшения качества корпоративного управления.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
