Диссертация (1138685), страница 23
Текст из файла (страница 23)
Однако как отмечалосьранее, к регрессиям по панельным данным нужно относиться с осторожностью,поскольку их качество остается под вопросом. Даже визуальный анализ графикаабсолютнойвеличиныостатковотдивидендапредыдущегосвидетельствует о существенной гетероскедастичности (см. Рис. 28).периода1260,03Модуль остатка0,0250,020,0150,010,005000,020,040,06Div(t-1)Рис. 28.
Зависимость абсолютной величины остатков от дивиденда предыдущего периодав Модели 5 выборки, построенной на основе прибыли по МСФО.Примечательно, что при переходе от модели со свободным членом к моделибез него β1 меняется слабо, в то время как β2, а вместе с ним и его t-статистика,возрастают в несколько раз. Ввиду этого представляется, что для оценки PR иSOA имеет смысл использовать только Модели 1, 3 и 5.
В этих моделях для всехвариантов построения выборки SOA близок к единице, он составляет от 0,76 до1,11. Вместе с незначимостью β2 это служит еще одним свидетельством того, чтосглаживание дивидендов не является стандартной практикой для российскихкомпаний.Для оценки адекватности построенных регрессий, полученные из нихзначения PR нужно сравнить с фактически наблюдаемыми по выборке.
К расчетуусредненного коэффициента дивидендных выплат может быть примененонесколько подходов, различия между которыми заключаются в трактовке случаеввыплаты дивидендов при отрицательной прибыли и при превышении дивидендовнад чистой прибылью. При первом способе расчета в этих случаях PR = 100%.При втором и третьем способах расчета случаи отрицательной прибылиисключаются из рассмотрения, а при превышении дивидендов над чистойприбылью PR равен 100% и отношению дивидендов к чистой прибылисоответственно.
Полученные результаты приведены в Приложении 17. Средниеоценки PR из регрессий для всех вариантов построения выборки очень близки к127наблюдаемым значениям. Медианные оценки систематически несколько нижереальных показателей, хотя и сопоставимы с ними: 14% против 20%. Данныерезультаты вместе со значимостью β1 говорят в пользу того, что российскиекомпании в среднем действительно имеют целевой коэффициент дивидендныхвыплат и выплачивают дивиденды, ориентируясь на текущую прибыль.Поскольку результаты регрессий, на основе которых составлены таблицыусредненных значений, имеют значительный разброс, а также ввиду несколькоболее высоких t-cтатистик для β2 в выборке, составленной на основе отчетностипо МСФО, и значимости этого коэффициента в Модели 5, имеет смысл перейтиотанализаусредненныхданныхкболееподробномуисследованиюиндивидуальных регрессий.
В Таблице 11 представлено количество компаний (идоля от их общего числа), в регрессиях по которым была выявлена значимостьтого или иного коэффициента, с условием, что полученные на их основе оценкиPR и SOA находятся в диапазоне (0;1). В Моделях 1 и 3 приблизительно вполовине случаев наблюдается значимое влияние чистой прибыли на дивиденды,в то время как влияние дивиденда предыдущего периода выявлено в 10-15%регрессий. Оба коэффициента значимы менее чем в 10% случаев, что убедительноговорит о том, что модель Линтнера в целом к российскому рынку неприменима.Тем не менее, можно выделить несколько компаний со значимыми β1 и β2 во всехчетырех моделях.
При использовании прибыли по МСФО такими компаниямиявляются МТС и Северо-Западный Телеком, а по РСБУ – Пермэнергосбыт иСеверо-Западный Телеком. То есть для МТС прибыли по МСФО и РСБУсущественно различаются и в своих дивидендных решенияхкомпанияруководствуется первой из них, в то время как для Северо-Западного Телекомаметодика учета большого значения не имеет. Пермэнергосбыт же публикуеттолько отчетность по российским стандартам и на ее основе выплачиваетдивиденды.128Таблица 11.
Количество индивидуальных регрессий со значимыми коэффициентами.ОтчетностьСмешаннаяМСФОРСБУМодельNкомпанийОбакоэффициентазначимы на10% уровнеβ1 значимна 10%уровнеβ2 значимна 10%уровне1504 (8,00%)27 (54,00%)6 (12,00%)2509 (18,00%)32 (64,00%)13 (26,00%)3503 (6,00%)24 (48,00%)7 (14,00%)4509 (18,00%)29 (58,00%)14 (28,00%)1393 (7,69%)20 (51,28%)5 (12,82%)2398 (20,51%)24 (61,54%)11 (28,21%)3392 (5,13%)19 (48,72%)6 (15,38%)4398 (20,51%)22 (56,41%)12 (30,77%)1234505050503 (6,00%)8 (16,00%)3 (6,00%)8 (16,00%)22 (44,00%)28 (56,00%)18 (36,00%)27 (54,00%)5 (10,00%)10 (20,00%)6 (12,00%)11 (22,00%)Ввиду наблюдаемых отличий результатов для различных методик учета,целесообразно несколько углубиться в анализ индивидуальных регрессий иразграничить компании, ориентирующиеся на отчетность по РСБУ приопределении размера дивидендов, и компании, ориентирующиеся на отчетностьпо МСФО.
Имеет смысл вместо сопоставления усредненных результатов поразным методикам учета сравнить результаты непосредственно на уровне каждойотдельной компании и только затем провести усреднение (см. Таблицу 12).Для большей части компаний значима хотя бы одна прибыль, и примерно вполовине таких случаев значимыми являются прибыли по обеим методикамрасчета. Когда ориентиром для дивидендного выбора является прибыль только поодной из отчетностей, в подавляющем большинстве случаев ей является МСФО: всреднем только 4 компании, публикуя отчетность по МСФО, строят своюдивидендную политику исходя только из прибыли по РСБУ. Однако теперьдополнительно выделяется еще одна группа наблюдений – компании, неимеющие отчетности по МСФО за весь период наблюдения.
Примечательно, чтодоля регрессий со значимыми β1 в данной группе очень близка к доле компаний,для которых значима хотя бы одна прибыль, от всей выборки, а также от группы,имеющей отчетность по МСФО за весь период наблюдения. Иными словами,получается, что доля компаний, ориентирующихся на чистую прибыль при129определении размера дивидендов, не зависит от наличия отчетности помеждународным стандартам. Но если компания публикует такую отчетность, ифинансовые результаты по ней заметно отличаются от результатов по РСБУ, вбольшинстве случаев дивидендная политика этой компании будет строиться наоснове прибыли по МСФО. Это подтверждает также и выявленная незначимостьβ1 в среднем по выборке при использовании прибыли по РСБУ.Таблица 12.
Доли компаний со значимыми коэффициентами при чистой прибыли поразным методикам учета.МодельЗначимахотьодна1прибыльЗначимахотьодна2прибыльЗначиматолькоприбыль по2МСФОЗначимыобе2прибылиЗначиматолькоприбыль2по РСБУЕсть толькоприбыль поРСБУ и она3значима160,00%64,10%30,77%25,64%7,69%63,64%272,00%71,79%41,03%20,51%10,26%72,73%356,00%66,67%23,08%33,33%10,26%45,45%468,00%69,23%38,46%17,95%12,82%63,64%1 - доля рассчитывается от общего числа компаний (50)2 - доля рассчитывается от числа компаний, имеющих отчетность по МСФО за весьпериод наблюдения (39)3 - доля рассчитывается от числа компаний, не имеющих отчетность по МСФО завесь период наблюдения (11)Следующимэтапомисследованияявляетсясравнениеполученныхрезультатов для подгрупп с различной государственной собственностью.Частными признаются компании, в которых государство не владеет ни однойобыкновенной акцией.
В качестве государственных рассматриваются компании,контрольныйпакетакцийкоторыхпринадлежитилигосударствуиликонтролируемой им компании. Если государство владеет не контрольнымпакетом акций, то компания расценивается как имеющая смешанную структурусобственности.Принимаютсявовниманиетолькокомпании,структурасобственности которых соответствует одному из описанных типов на протяжениикак минимум n-1 лет, где n – число наблюдений по данной компании. Стоит сразузаметить, что из-за малого числа компаний со смешанной собственностьюсравниватьимеетнаходящимисясмыслполностьюввконтролируемыми государством.основномчастнойрезультатымеждусобственности,икомпаниями,компаниями,130Поскольку государственные компании имеют в среднем несколько болеенизкий уровень выплат, чем частные (см.
Таблицу 13), можно предположить, чтомеханизм построения дивидендной политики отличается также и качественно.Однако данная гипотеза подтверждения не находит: большинство рассчитанныхпоказателей различаются между подгруппами не слишком существенно и вразных направлениях в зависимости от выбора той или иной модели (см.Приложение 18). Различными оказываются лишь оценки PR, полученные изрегрессий. Для всех вариантов расчета имеет место зависимость, обозначеннаяранее.Таблица 13. Усредненный фактический коэффициент дивидендных выплат,рассчитанный первым способом, для выборок с разными методиками учета.СтруктурасобственностиСреднееМедианаNкомпаний Фактический Фактический Фактический Фактический Фактический ФактическийPR (смесь) PR (МСФО)PR (РСБУ)PR (смесь) PR (МСФО)PR (РСБУ)Частная1535,54%33,42%43,67%27,59%27,59%31,63%728,71%27,01%28,21%23,08%23,08%27,61%Государственная2829,62%26,26%26,42%16,57%16,43%16,63%Всего5031,37%28,55%32,10%20,38%20,17%21,87%Смешанная3.2.5.
Проверка основных результатов на данных 2011 г.ЗавершитьтестированиемоделиЛинтнеранароссийскомрынкецелесообразно сравнением качества предсказаний дивидендов, построенных на ееоснове, и предсказаний «наивных» моделей. Все регрессии построены на данных2003-2010 гг., поэтому модели оцениваются по точности прогнозированиядивидендов за 2011 г.Прогноз строится с использованием коэффициентов из индивидуальныхрегрессий. Абсолютная ошибка прогноза для каждой модели для компании iрассчитывается следующим образом: ui ,11 Di ,11 Dˆ i ,11 , где Dˆ i ,11 – предсказанныедивиденды компании i в 2011 г.
Относительная ошибка вычисляется двумяспособами: i u i ,11 ( Di )иi u i ,11Di, где σ(Di) – стандартное отклонение дивидендов в2003-2010 гг., Di – средние дивиденды в 2003-2010 гг. Первый способ являетсястандартным и используется, например, в работе Fama and Babiak (1968), второй131способ применяется из-за особенностей российской выборки. Существуюткомпании, платящие стабильный или почти стабильный размер дивиденда, врезультате, даже при небольшой абсолютной ошибке прогноза относительнаяошибка, рассчитанная по формулеi u i ,11 ( Di ), будет очень велика из-зазнаменателя, близкого к нулю.Сравнение моделей проводится по двум величинам: медианному значениюотносительной ошибки по модулю и межквартильному интервалу относительнойошибки.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
