CC BY
106
DOI: 10.26794/2587-5671-2018-22-5-90-104 УДК 336.64(045) JELG350
(СО ]
Эмпирический анализ дивидендной политики государственных и частных компаний в России
А.Е. Новака, О.С. Силкина\И.Е. Хвостова,
Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики», Нижний Новгород, Россия ' http://orcid.org/0000-0003-3576-9568; ь http://orcid.org/0000-0002-3989-6786
с http://orcid.org/0000-0001-9303-6157
АННОТАЦИЯ
В управлении крупными российскими компаниями высока доля государственного участия, но при этом не определено влияние на дивидендную политику типа собственности (государственной или частной). Статистический анализ российских компаний показывает, что эта взаимосвязь может иметь нелинейный характер. В ходе регрессионного анализа протестированы гипотезы о существовании отрицательной связи размера выплат и доли государственного участия. В выборке представлены компании - плательщики дивидендов, акции которых котируются на Московской бирже с 2008 по 2016 г., сформирована панель для 150 компаний за 8 лет. Тестируются три спецификации: в первой используется коэффициент дивидендных выплат в качестве зависимой переменной, во второй - доля дивидендов в свободном денежном потоке, третья имеет квадратичную форму. Контрольные переменные основаны на теории жизненного цикла в определении дивидендной политики. Тестирование показало, что в линейной форме статистически значимой взаимосвязи между показателями дивидендных выплат и долей госучастия нет. Удалось доказать, что зависимость между коэффициентом дивидендных выплат и долей госучастия является нелинейной и имеет вид параболы с ветвями, направленными вниз. Для низкого уровня госучастия зависимость положительная, для высокого - отрицательная. Данный результат может быть объяснен в рамках агентской теории: положительная связь говорит об использовании дивидендных выплат для решения агентского конфликта, отрицательная - о концентрации денег в руках менеджеров в условиях отсутствия силы у миноритарных акционеров.
Развитие исследования может быть связано с добавлением институциональных ограничений в модель, а также расширением понятия результата дивидендной политики в рамках теории устойчивого развития фирмы. Ключевые слова: дивидендная политика; структура собственности; агентский конфликт; корпоративное управление; теория жизненного цикла; регрессионный анализ; панельные данные; нелинейная модель
Для цитирования: Новак А. Е., Силкина О. С., Хвостова И. Е. Эмпирический анализ дивидендной политики государственных и частных компаний в России. Финансы: теория и практика. 2018;22(5):90-104. DOI: 10.26794/2587-5671-2018-22-5-90-104
Empirical Analysis of Dividend Policy of Public and Private Companies in Russia
A.E. Novak1, O.S. Silkinab, I.E. Khvostovac,
National Research University Higher School of Economics, Nizhny Novgorod, Russia a http://0000-0003-3576-9568; b http:// 0000-0002-3989-6786
c http:// 0000-0001-9303-6157
ABSTRACT
The ownership structure of Large Russian companies is characterized by a high share of state participation, but the relationship of dividend policy with the ownership structure (public or private) is not defined. Statistical analysis of the Russian companies shows that this relationship exists and can be nonlinear. In the course of the regression analysis, the authors tested hypotheses about the existence of a negative relationship between the volume of dividends paid and the share of state participation. We use panel data from nonfinancial companies listed in the Moscow stock exchange from 2008 to 2016, who paid dividends during this period; 150 companies in total. Three specifications were tested: the first one uses the dividend payout ratio as a dependent variable; the second - the share of dividends in the free cash flow; the third has a quadratic form - the nonlinear dependence of dividend payout ratio and share of state participation. Control variables were based on life cycle theory. Testing has shown that in the linear form there is no statistically significant relationship between the indicators of dividend payouts and the share of state participation. We have shown that the relationship between the dividend payout ratio and the share of government participation is non-linear and
has the form of an inverted U-shape parabola. For a Low Level of state participation the dependence is positive but for a high Level of participation, it is negative. This result can be explained in the framework of the agency theory: a positive relationship indicates the use of dividend payouts to resolve the agency conflict; a negative - the concentration of money in the hands of managers due to minority shareholders weakness. Further development of the study may include the addition of institutional constraints to the model, as well as the expansion of the concept of the dividend policy outcome within the framework of the firm's sustainable development theory.
Keywords: dividend policy; ownership structure; agency conflict; corporate governance; lifecycle theory; regression analysis; panel data; nonlinear model
For citation: Novak A. E., Silkina O. S., Khvostova I. E. Empirical analysis of dividend policy of public and private companies in Russia. Finansy: teoriya i praktika = Finance: Theory and Practice. 2018;22(5):90-104. (In Russ.). DOI: 10.26794/2587-5671-2018-22-5-90-104
ВВЕДЕНИЕ
Политика выплат является одной из форм финансового взаимодействия компании и ее акционеров. Она предполагает передачу части сгенерированных компанией денежных средств собственникам. Решения о выплатах включают выбор их формы, периодичности и размера. Отвечая на вопрос: какой политики выплат придерживаться — компании необходимо принимать во внимание ключевые цели ее деятельности, с которыми выбираемая политика должна быть скоординирована. Несогласованность целей фирмы и ее инвесторов является существенным источником неэффективности и может приводить к снижению рыночной стоимости компании.
Исторически в российской практике компании в большинстве своем руководствуются тем принципом, что на растущих рынках в странах с переходной экономикой инвесторы ориентируются на перспективы роста капитализации компании, а не на размер выплачиваемых дивидендов [1, 2]. Коэффициент дивидендных выплат в России традиционно невысокий (7-20% по оценкам разных авторов), тогда как на других рынках он составляет в среднем 30-60%. Практика обратного выкупа также не получила широкого распространения на российском рынке. Однако ситуация в настоящее время меняется: крупные компании обратили внимание на политику выплат как на инструмент привлечения инвесторов. Подробный обзор трендов в современной политике выплат представлен в работе А. С. Макарова, Е. В. Рябовой и И. Е. Хвостовой [3], авторы делают вывод, что вопрос асимметрии информации и конфликта интересов стейкхолдеров остается одним из основных в определении политики выплат российских компаний, а дивидендные выплаты являются основным инструментом дивидендной политики. В данной работе мы раскрываем эту проблему с позиций анализа различий дивидендной политики компаний в зависимости от ее структуры собственности.
Одна из важных особенностей российского рынка — высокая доля государственного участия в управлении крупными российскими компаниями, причем большая часть акционерной собственности государства сосредоточена в базовых системообразующих отраслях экономики. При этом существуют риски того, что корпоративное управление, в том числе дивидендная политика, в компаниях с высокой долей государственного участия может осуществляться неэффективно по причине отсутствия надлежащих стимулов [4]. Таким образом, основной вопрос данного исследования формулируется следующим образом: есть ли статистически значимые отличия в формировании дивидендной политики государственных и частных компаний в России, и в какой форме они наблюдаются на российском рынке? В работе мы не ограничиваемся традиционными моделями анализа факторов дивидендной политики: мы расширяем понятие результата политики выплат, а также учитываем нелинейную зависимость между структурой собственности и показателем дивидендных выплат. Для этих целей в работе, во-первых, представлен обзор исследований по теме дивидендной политики для компаний с разной структурой собственности, рассмотрены разные спецификации моделей оценки, во-вторых, проведен статистический анализ особенностей дивидендной политики в России на временном отрезке с 2008 до 2016 г., далее представлены результаты регрессионного анализа дивидендной политики государственных и частных компаний в трех спецификациях. В заключение сделаны выводы о результатах анализа.
СТРУКТУРА СОБСТВЕННОСТИ КАК ФАКТОР ДИВИДЕНДНОЙ ПОЛИТИКИ
Структура собственности может быть определена как доля основного акционера или менеджеров в капитале, или наличие государства, или других институциональных инвесторов в структуре собственности. Структуру собственности обычно
относят к «нефундаментальным» факторам дивидендной политики. С позиции агентской теории (Easterbrook, 1984) выплата дивидендов снижает уровень конфликта между акционерами и менеджерами и позволяет свести к минимуму оппортунистическое поведение менеджеров за счет снижения свободного денежного потока (Free Cash Flow, FCF) в руках менеджеров [5]. Соответственно, выбор политики выплат может зависеть от степени и типа агентского конфликта в компании. Исследования показывают, что дивидендная политика отличается в компаниях с высокой или низкой долей собственности в руках менеджеров (Brealey, Leland, Pyle, 1977; Berheret et al.; 1998, Truong, Heaney, 2007) [6-8]; в компаниях с высокой или низкой концентрацией собственности (LaPorta, 2000; Faccio et al.; 2001, Bebczuk, 2005) [9-11]; в частных и семейных компаниях (Maury, Pajuste, 2002) [12]; в компаниях с разной долей институциональных инвесторов (Easterbrook, 1984; Farinha, 2003; Khan, 2006) [5, 13, 14]; есть исследования, в которых выявляется нелинейная связь между долей собственности инсайдеров и величиной дивидендов (Schooley, Barney, 1994; Farinha, 2009) [15, 16]. Обзор исследований, связанных с анализом влияния структуры собственности на выплату дивидендов, а также эмпирический анализ этой взаимосвязи для российского рынка представлен в работе Л. В. Алексеевой, И. В. Бере-зинец, Ю. Б. Ильиной [17]. Статистически значимые взаимосвязи между показателями концентрации собственности и дивидендными выплатами, наблюдаемые в зарубежных исследованиях, не были выявлены авторами для российского рынка. В. В. Полугодина и Д. В. Репин в своей работе дополнили исследование дивидендной политики на основе структуры собственности показателями качества корпоративного управления в компании [18]. Их результаты показали, что статистическая зависимость между выплатой дивидендов и структурой собственности наблюдается, если в модели отдельно учитывается степень агентского конфликта через качество корпоративного управления.
Отдельное направление в анализе взаимосвязи дивидендных выплат и структуры собственности — роль государственного участия в управлении в формировании политики выплат. Статистическая зависимость размера выплат от типа собственности (государственная или частная) продемонстрирована в некоторых работах для развивающихся экономик (Al-Malkawi, 2007; Al-Kuwari, 2009; Wang et al., 2011) [19-21]. Агентская теория не дает однозначного
ответа на вопрос о направлении взаимосвязи доли государственного участия и вероятности (или величины) выплат компаний. Один из вариантов анализа использует следующую логику: компании с участием государства в структуре собственности обладают большей платежеспособностью, вследствие чего они могут получить внешнее финансирование с минимальными издержками и направлять больше средств на выплату дивидендов. Компании без участия государства в собственности могут сталкиваться с трудностями при привлечении финансирования, в результате им приходится осуществлять финансирование за счет собственной нераспределенной прибыли, сокращая при этом дивидендные выплаты. Ряд эмпирических исследований подтверждают эту логику — ряду авторов удалось выявить положительную зависимость между долей государственного участия и размером (или вероятностью) выплат собственникам (Al-Malkawi, 2007; Kouki, Guizani, 2009; Al-Kuwari, 2009; Wang et al., 2011) [19-22]. С другой стороны, возможность пользоваться долговыми источниками финансирования предполагает меньший интерес к привлечению собственного капитала, а значит, у компании могут отсутствовать стимулы для удовлетворения интересов текущих акционеров. Такая логика может приводить к отрицательной зависимости между долей государства в собственности и размером выплат (Bradford, Zhu, 2005) [23]. В работах российских авторов оценки отличаются — положительная взаимосвязь выявлена в работе В. В. Полугодиной, Д. В. Репина [18], однако зависимость не обнаружена в исследовании Л. В. Алексеевой, И. В. Березинец, Ю. Б. Ильиной [17].
Взгляд на политику выплат через призму принятия решений в совете директоров представлен в статье Т. Г. Амбарднишвили, И. В. Березинец и др. [24]. В работе проводится эмпирический анализ взаимосвязи между характеристиками советов директоров и дивидендной политикой российских компаний с прямым государственным участием. Авторы рассматривают пример крупного российского акционерного общества, где рост доли чистой прибыли, направляемой на выплату дивидендов, и снижение доли представителей государства (с замещением их профессиональными поверенными) в совете директоров происходило одновременно. Авторы проверяют гипотезу о том, что подобные взаимосвязи характерны и для других российских компаний. В результате не было найдено эмпирического подтверждения взаимосвязи между долей участия представителей в Совете директоров акционерных обществ с государственным участием
Рис. 1 /Fig. 1. Коэффициенты дивидендных выплат государственных и частных компаний в России / Dividend payout ratios of public and private companies in Russia
Источник/Source: база данных СПАРК / SPARK database.
140
120
so OS
(6
EE 100 .0 m x
I
I
V
5 m 5 4
I V 5 J 5
<n О SC
80
60
40
20
Компании с долей госучастия меньше 25%
Компании с долей госучастия от 25% до 50%
Компании с долей госучастия свыше 50%
2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
Год
0
и размером дивиденда по обыкновенным акциям. Однако показано, что в период с 2009 по 2012 г. коэффициент дивидендных выплат для компаний с блокирующим пакетом акций у государства значимо выше, чем для компаний с косвенным участием, что может говорить о нелинейной зависимости коэффициента дивидендных выплат от доли государственного участия. Также в работе выявлена положительная взаимосвязь роста числа независимых директоров и профессиональных поверенных и коэффициента дивидендных выплат, что согласуется с теорией распределения денежных потоков (Easterbrook, 1984).
Таким образом, вопрос об отличиях в дивидендной политике государственных и частных компаний в России не имеет однозначного ответа в литературе. Если обратиться к связанному с данной темой вопросу об эффективности государственных компаний в сравнении с частными, то он тоже не представляется однозначным. Например, в работе С. Джанков и П. Мюллер [25] авторы исследовали процессы приватизации в таких странах СНГ, как Россия, Украина, Казахстан — и показали, что компании являлись более эффективными до приватизации, т.е. когда в состав собственников входило
государство. Подобная форма анализа достаточно спорная, потому что на определенном временном отрезке на финансовые результаты компании влияет набор внешних факторов, тем более, если мы говорим о периоде либерализации экономики. Однако указанную работу можно считать одним из свидетельств положительного влияния госучастия на эффективность российских предприятий. Работа И. В. Ивашковской и А. Н. Степановой рассматривает 10 стран Европы, в том числе Россию, на основе эмпирического тестирования 206 предприятий. Авторами делается противоположный вывод: о негативном влиянии госучастия на эффективность [4].
СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ДИВИДЕНДНОЙ ПОЛИТИКИ ЧАСТНЫХ И ГОСУДАРСТВЕННЫХ КОМПАНИЙ
Согласно ежегодному рейтингу крупнейших компаний России РБК 500 в 2015 г. доля госкомпаний в совокупной выручке предприятий крупнейших предприятий составила 43%. Традиционно политика выплат в госкомпаниях в России отличалась от используемой в частных компаниях. С 2005 г. правительство устанавливало неформальные ограничения по размеру выплат: до кризиса 2008-
100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0%
47 26 7
102
22
Компании с долей Компании с долей Компании с долей
госучастия меньше 25% госучастия от 25% до 50% госучастия свыше 50%
Компании — неплательщики дивидендов Компании — плательщики дивидендов
Рис. 2 /Fig. 2. Структура анализируемых компаний по факту выплаты дивидендов / The structure of the analyzed companies by the payment of dividends
Источник/Source: база данных СПАРК / SPARK database.
2009 гг. действовала рекомендация по выплате дивидендов не менее 25% от чистой прибыли. При этом с 2014 г. действует лимит1 на минимальный уровень дивидендов для госкомпаний: минимальные отчисления дивидендов для государственных акционерных обществ зафиксированы в размере 25% от чистой прибыли (по РСБУ). С 2016 г. на выплату дивидендов направляется сумма, которая не может быть меньше большей из двух величин — 50% чистой прибыли по РСБУ, или 50% чистой прибыли акционерного общества по МСФО. В настоящее время рассматриваются возможности сохранения подобных ограничений.
Для сравнительного анализа дивидендной политики государственных и частных компаний в России нами были выбраны акционерные общества, акции которых котируются на Московской бирже, за исключением финансовых и банковских организаций. Анализ проводится на основе отчетности по РСБУ с 2008 до 2016 г., представленной в базе данных СПАРК. В выборку исследования в итоге вошли 209 компаний.
Рассматривая компании с государственным участим в капитале, мы использовали двухступенчатую классификацию. Традиционно российские ученые используют долю 50% для определения госком-
1 На основании распоряжения Правительства Российской Федерации от 12.11.2012 № 2083-р АО.
паний [26], так как данная величина обозначает «контрольный пакет», позволяющий его владельцу принимать выгодные для себя решения в совете директоров. Мы также выделяем компании, доля госучастия в которых свыше 25%, так как в данном случае в руках государства находится «блокирующий пакет», который позволяет его владельцу непосредственно влиять на управление предприятием и препятствовать принятию определенных решений менеджментом.
На рис. 1 представлены средние значения коэффициента дивидендных выплат для компаний с долей госучастия меньше 25%, от 25 до 50% и свыше 50%.
Диаграмма демонстрирует, что коэффициент дивидендных выплат частных компаний в 20082016 гг. был выше или сравним с аналогичным показателем государственных компаний. Кроме того, стоит отметить, что коэффициент дивидендных выплат у компаний с долей государственного участия от 25 до 50% в среднем выше, чем у компаний с долей государственного участия свыше 50%. Данный факт позволяет предположить наличие нелинейной связи между показателями дивидендных выплат и долей государственного участия в управлении компанией. При этом наблюдается значительный скачок в размере выплаты дивидендов частными компаниями в 2012 г., когда многие компании выплатили дивиденды
Таблица 1 / Table 1
Средние темпы роста дивидендных выплат для государственных и частных компаний в России / Average growth rates of dividend payments for public and private companies in Russia
Вид компаний / Type of company Средние темпы роста дивидендных выплат для государственных и частных компаний в России / Average growth rates of dividend payments for public and private companies in Russia
2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
Компании с долей госучастия меньше 25% / Companies with less than 25% of government share 4,2 34,4 7,7 2,3 1,1 1,9 6,1 1,5
Компании с долей госучастия от 25 до 50% / Companies with government share more than 25% and less than 50% 1,4 5,8 2 1,3 0,9 2,1 1,9 1,3
Компании с долей госучастия свыше 50% / Companies with more than 50% of government share 4,5 2,3 5,9 41,7 1,7 0,6 9 1,2
Источник/Source: составлено авторами / completed by the authors.
в размере, превышающем величину чистой при- ч
были. Также стоит отметить, что коэффициент в
дивидендных выплат государственных компаний Е
значительно вырос за рассматриваемый период: н
с 6,1% в 2008 г. до 28,6% в 2016 г. (для компаний п
с долей госучастия свыше 50%), с 11,9% в 2008 г. в до 23% в 2016 г. (для компаний с долей госучастия
от 25 до 50%). л
Среди рассматриваемых компаний есть как э
компании, которые выплачивали дивиденды, так т
и организации, которые отказались от выплаты г
дивидендов. Структуру анализируемых компаний щ по факту выплаты дивидендов в рассматриваемом
периоде можно увидеть на графике (рис. 2). п
Рассмотрим также средние темпы роста диви- к
дендных выплат для государственных и частных к
компаний в России. На данном этапе рассмотрены ч
только те компании, которые когда-либо платили г
дивиденды (табл. 1). Таких компаний среди ком- l
паний с долей госучастия меньше 25% оказалось с
102 из 149, с долей госучастия от 25 до 50% — 26 из д
31, с долей госучастия свыше 50% — 22 из 29. (
Резкие скачки в росте дивидендов наблюдаются о
для частных компаний в 2010 г. и для государст- з
венных компаний в 2012 г. Первый факт можно с
связать с последствиями финансового кризиса, з
частные компании сократили свои инвестиции в 2008-2009 гг., высвободив свободные средства. Второй скачок предположительно связан с изменением российского законодательства для госкомпаний — установлением доли дивидендных выплат в чистой прибыли на уровне 25%.
Выводы первоначального статистического анализа во многом подтверждаются и анализом коэффициентов корреляции между показателями темпа роста дивидендов и чистой прибыли для государственных и частных компаний — плательщиков дивидендов (табл. 2).
Расчеты показывают, что рост дивидендов в компаниях с долей госучастия от 25 до 50% значительно коррелирует с ростом чистой пбыли (коэффициент корреляции — 0,9915). Немного меньше на рост чистой прибыли опираются компании с долей госучастия меньше 25% (коэффициент корреляции — 0,5988). При этом в компаниях с долей госучастия свыше 50% рост величины выплаченных дивидендов мало зависит от роста чистой прибыли (коэффициент корреляции — 0,0919). Для того чтобы оценить, существует ли значимая отрицательная зависимость между размером выплат и структурой собственности компании, далее в работе используется регрессионная модель.
Таблица 2/ Table 2
Коэффициенты корреляции между показателями темпа роста дивидендов и чистой прибыли / Correlation coefficients between the growth rates of dividends and net profit
Вид компаний / Type of companies Коэффициент корреляции / Correlation coefficient
Компании с долей госучастия меньше 25% / Companies with less than 25% of government share 0,5988
Компании с долей госучастия от 25 до 50% / Companies with government share more than 25% and less than 50% 0,9915
Компании с долей госучастия свыше 50% / Companies with more than 50% of government share 0,0919
Источник/Source: составлено авторами / completed by the authors.
РЕГРЕССИОННЫМ АНАЛИЗ ДИВИДЕНДНОЙ ПОЛИТИКИ ГОСУДАРСТВЕННЫХ И ЧАСТНЫХ КОМПАНИЙ В РОССИИ
Спецификация регрессионных моделей
Для первоначального регрессионного анализа мы используем модель Д. Аль-Кувари [20] для стран Коалиции Персидского залива. В работе Д. Аль-Кувари исследовал зависимость коэффициента дивидендных выплат (DIV) от таких показателей, как доля государственного участия в акционерном капитале (GOV), свободный денежный поток (FCF), размер компании (SIZE), темп роста выручки (GROW), финансовый рычаг (LEV), риск бизнеса (BETA), рентабельность собственного капитала (PROF). В данной спецификации используется ряд традиционных детерминантов дивидендных выплат (рентабельность собственного капитала, размер компании, финансовый рычаг), а также специфические факторы (риск бизнеса, свободный денежный поток и доля госучастия).
Таким образом, модель № 1 записывается следующим образом:
DIV = f (GOV, FCF, SIZE, GROW, LEV, BETA, PROF).
Коэффициент дивидендных выплат рассчитывался по следующей формуле:
Доля государственного участия (GOV) в акционерном капитале рассчитывалась как процент акций компании, принадлежащих государству, включая различные субъекты РФ или муниципальные образования.
Свободный денежный поток (FCF) рассматривался в отношении к общим активам компании, рассчитывался следующим образом:
net profitt _ changes in fixed assetst _
FCFt =
- changes in NWCt
total assets,
где FCFt — свободный денежный поток2; net profitt — чистая прибыль; changes in fixed assetst — изменение во внеоборотных активах;
changes in NWC (net working capital)t — изменение в чистом оборотном капитале; total assetst — общая величина активов. Размер компании (SIZE) рассчитывался как натуральный логарифм активов компании.
В качестве показателя роста выручки компании (GROW) был взят темп роста за прошедший год:
GROWt =-SaleSt
salest _1
DIV =
cash dividendst net profitt_1
где DIVt — коэффициент дивидендных выплат; cash dividendst — объем денежных дивидендов; net profitt_1 — чистая прибыль предыдущего периода.
где GROW — темп роста выручки; salest — выручка текущего периода; salest _1 — выручка предыдущего периода. Для расчета показателя финансового рычага (LEV) мы использовали следующую формулу:
2 Здесь и далее использованы бухгалтерские оценки по РСБУ.
LEVt =
total debt,
shareholders'equityt
где LEVt — финансовый рычаг;
total debtt — общая величина долговых обязательств;
shareholders 'equityt — общая величина собственного капитала.
Риск бизнеса (BETA) измерялся с помощью коэффициента бета по следующей формуле (недельные значения доходностей, период анализа — 8 лет):
BETA =
COV (rt ,rm ) VAR (rm ) '
где rt — доходность акции г-и компании; rm — доходность рынка.
Рентабельность собственного капитала (PROF) рассчитывалась по следующей формуле:
PROF =
net profltt
shareholders equityt
где PROFt — рентабельность собственного капитала;
net profitt — чистая прибыль;
shareholders 'equityt — общая величина собственного капитала.
Данная спецификация позволит оценить связь размера выплат и структуры собственности.
Гипотеза H1: Коэффициент дивидендных выплат отрицательно зависит от доли госучастия в акционерном капитале компании.
Вторая модификация модели учитывает тот факт, чии дении дивиденда ориентируются не на прибыль, а на величину свободного нежного потока. Доступные для выплаты средства определяются свободным денежным потоком текущего периода, распределяемым между собственниками (FCFE), с учетом запаса наличности (cashbalance) на начало периода. Некоторые крупные компании в описании дивидендной политики прямо указывают, что расчет дивидендных выплат производится от суммы свободного денежного потока3.
3 Например, компания ПАО «МТС» указывает, что не менее 75% от свободного денежного потока Общества за каждый предшествующий финансовый год по ОПБУ США или, сумму в размере 40 млрд руб., если данная сумма окажется больше. ПАО «Мегафон» определяет минимальный уровень дивидендов на уровне 70% от свободного денежного потока для акционеров группы без включения результатов Mail.Ru.
Таким образом, модель Д. Аль-Кувари с долей дивидендных выплат в свободном денежном потоке (DIVFCF) в качестве зависимой переменной выглядит следующим образом:
DIVFCF=
= f (GOV ,SIZE ,GROW, LEV, BETA, PROF).
Модель № 2 позволяет протестировать следующую гипотезу:
Гипотеза H2: Доля дивидендов в свободном денежном потоке отрицательно зависит от доли госучастия в акционерном капитале компании.
Следующая гипотеза тестирования продиктована результатами статистического анализа: разные уровни государственного участия связаны с отличиями в размерах и динамике выплат. В рассматриваемом периоде компании с высоким уровнем госучастия в капитале (более 50%) в среднем платят меньший процент прибыли в виде дивидендов, чем компании со средним или низким уровнем госучастия. Для анализа нелинейной связи сформирована модель с квадратичной зависимостью между коэффициентом дивидендных выплат и долей госучастия в управлении компанией. Модель № 3 выглядит следующим образом:
DIV = f
(GOV,GOV2, FCF,SIZE,GROW. LEV, BETA, PROF
\
где GOV 2 — квадрат доли госучастия в акционерном капитале.
Она позволяет протестировать гипотезу о нелинейной связи дивидендных выплат и доли госучастия.
Гипотеза Н3: Зависимость между коэффициентом дивидендных выплат и долей госучастия является нелинейной и имеет вид параболы с ветвями, направленными вниз.
ХАРАКТЕРИСТИКА ВЫБОРКИ, РЕЗУЛЬТАТЫ ТЕСТИРОВАНИЯ
Описательная статистика данных представлена в табл. 3. Предварительно выборка была очищена — для формирования сбалансированной панели были собраны данные по компаниям, которые котировались на Московской бирже в период с 2008 по 2016 г. (всего 308 компаний), включены только нефинансовые компании, по которым есть необходимая информация за каждый год (всего 209 компаний). Так как спецификация моделей предполагает анализ размера выплат, то в список анализируемых компаний попали только ком-
Таблица 3/ Table 3
Описательная статистика переменных / Descriptive statistics of variables
Переменная/ Variable Среднее значение/ Average value Стандартное отклонение / St. deviation Минимум / Minimum Максимум / Maximum
DIV 0,2158 0,3542 -0,9647 1,9645
GOV 0,2135 0,2778 0 0,941
FCF -0,0524 0,2606 -1,2711 0,9967
SIZE 24,0363 2,1111 18,2709 30,2595
GROW 1,0744 0,3493 0 2,819
LEV 1,7104 3,7272 -20,6018 34,8694
BETA 0,5554 0,5464 -1,7935 1,8888
PROF 0,1205 0,2892 -1,5178 1,9286
DIVFCF 0,0526 1,0623 -12,2427 4,8031
Источник/Source: составлено авторами / complited by the authors.
Таблица 4/ Table 4
Результаты регрессионного анализа модели № 1 / Results of regression analysis of model No. 1
Переменная/ Variable Коэффициент / Coefficient Стандартная ошибка / St. Error f-статистика / f-statistics Вероятность / p-value
С -0,4207""" 0,1233 -3,411 0,0007
BETA 0,0145 0,0196 0,7415 0,4585
FCF 0,0556 0,0405 1,3748 0,1695
GOV -0,0356 0,0375 -0,9494 0,3426
GROW 0,0245 0,0293 0,8362 0,4032
LEV 0,0079""" 0,0028 2,857 0,0044
PROF 0,3726""" 0,0367 10,1502 0,0000
SIZE 0,0231""" 0,0052 4,4298 0,0000
*значимость на уровне 10%, ** - 5%, *** - 1%.
Источник/Source: составлено авторами / complited by the authors.
пании — плательщики дивидендов (см. рис. 2), сформирована панель для 150 компаний за 8 лет. Наличие гетероскедастичности и мультколлине-арности не было выявлено.
Среднее значение зависимой переменной коэффициента дивидендных выплат равно 0,2158, при этом наблюдается сильная волатильность данного показателя (стандартное отклонение — 0,3542). Некоторые компании выплачивали дивиденды при наличии у них убытка [минимальное — (-0,9647)], также есть компании, которые выплачивали дивиденды в размере, превышающем их чистую прибыль (максимальное значение — 1,9645). Среднее
значение показателя госучастия составило 0,2135, т.е. по количеству частные компании превышают государственные. В выборке представлены как «абсолютно» частные компании (минимальное значение — 0), так и почти полностью принадлежащие государству компании (максимальное значение — 0,941).
Результаты регрессионного анализа модели № 1 приведены в табл. 4.
Результаты регрессионного анализа показали, что факторы, характеризующие риск бизнеса, свободный денежный поток, долю государственного участия в управлении и темп роста выручки, не
Таблица 5/ Table 5
Результаты регрессионного анализа модели № 2 / Results of regression analysis of model No. 2
Переменная/ Variable Коэффициент / Coefficient Стандартная ошибка / St. Error i-статистика / f-statistics Вероятность / p-value
С 0,7017 0,7313 0,9595 0,3383
BETA -0,4998*** 0,0919 -5,4356 0,0000
GOV 0,0575 0,261 0,2202 0,8259
GROW -0,0683* 0,0356 -1,9197 0,0561
LEV 0,0281** 0,014 2,0097 0,0456
PROF 0,6998*** 0,2082 3,3616 0,0009
SIZE -0,0192 0,0312 -0,6137 0,54
*значимость на уровне 10%, ** - 5%, *** - 1%.
Источник/Source: составлено авторами / completed by the authors.
оказывают влияния на коэффициент дивидендных выплат российских компаний.
Среди контрольных переменных значимое влияние на долю выплат оказывает показатель финансового рычага — с ростом финансового рычага компании доля выплачиваемых ей дивидендов в чистой прибыли возрастает. Результат соответствует теории жизненного цикла. Выявлено значимое положительное влияние рентабельности — с ростом рентабельности собственного капитала компании увеличивается доля направляемой на дивиденды чистой прибыли (также соответствует теории жизненного цикла). Значимый положительный коэффициент при показателе размера компании (выручки) также не противоречит теории и соответствует результатам, полученным Д. Аль-Кувари. Таким образом, результаты оценки модели согласуются с теорией жизненного цикла, но не позволяют подтвердить гипотезу Н1 — не была выявлена зависимость между показателями государственного участия в управлении компанией и ее коэффициентом дивидендных выплат.
Для проверки гипотезы Н2 проведена оценка модели в спецификации № 2. Рассмотрена доля дивидендных выплат в свободном денежном потоке в качестве зависимой переменной.
Результаты регрессионного анализа приведены в табл. 5.
Контрольные переменные — бета (показатель риска), темп роста выручки (показатель инвестиционных возможностей), размер финансового рычага, рентабельность собственного капитала имеют статистически значимое влияние на долю выплат в свободном денежном потоке, направление влия-
ния соответствует теории жизненного цикла. Большее количество значимых переменных в модели позволяет предположить, что при формировании дивидендной политики компании действительно ориентируются на показатель свободного денежного потока, наравне с показателем чистой прибыли.
Гипотеза H2 не подтвердилась, доля государственного участия в управлении компании не оказывает влияния на долю дивидендов в свободном денежном потоке компании. Предположения о том, что отличие в политике частных и государственных компаний может быть выявлено при учете источника выплаты дивидендов, не оправдалось. Такой результат не противоречит результатам, полученным в работе Л. В. Алексеевой др., где не было выявлено статистически значимой зависимости между структурой собственности и выплатами дивидендов для российских компаний. Однако это противоречит результатам статистического анализа, проведенного нами, где наблюдаются значительные отличия в размере выплат частных и государственных компаний. Рассмотрим далее вопрос о нелинейной зависимости переменных.
Результаты регрессионного анализа модели № 3 приведены в табл. 6.
Во-первых, рассмотрим контрольные переменные — уровень финансового рычага, рентабельность собственного капитала и размер имеют значимые коэффициенты, направление влияния не противоречит теории и совпадает с результатами оценки более стандартных спецификаций модели № 1, № 2.
Переменные, связанные с долей государственного участия, (GOV и GOV2), оказались значимыми на уровнях значимости 10 и 5% соответственно.
Таблица 6/ Table 6
Результаты регрессионного анализа модели № 3 / Results of regression analysis of model No. 3
Переменная/ Variable Коэффициент / Coefficient Стандартная ошибка / St. Error i-статистика / f-statistics Вероятность / p-value
С -0,4222""" 0,1231 -3,4294 0,0006
BETA 0,0135 0,0196 0,6888 0,4911
GOV 0,1998" 0,1166 1,7134 0,0869
GOV2 -0,3128"" 0,1468 -2,1311 0,0333
FCF 0,0547 0,0404 1,3551 0,1757
GROW 0,0214 0,0293 0,7318 0,4644
LEV 0,0074""" 0,0028 2,6816 0,0074
PROF 0,3743""" 0,0367 10,2123 0,0000
SIZE 0,0228""" 0,0052 4,3889 0,0000
*значимость на уровне 10%, ** - 5%, *** - 1%.
Источник/Source: составлено авторами / complited by the authors.
Коэффициенты перед переменными GOV и GOV2 равны 0,1998 и -0,3128 соответственно. Проинтерпретируем полученный результат. Так как мы рассматриваем квадратичную зависимость согласно полученным коэффициентам, зависимость между долей государственного участия и коэффициентом дивидендных выплат имеет вид параболы с ветвями, направленными вниз. То есть для низкого уровня госучастия зависимость между долями государственного участия и долями чистой прибыли, направленной на дивиденды, положительная, а для высокого — отрицательная. Данный результат соответствует нашим наблюдениям: коэффициент дивидендных выплат у компаний с долей государственного участия от 25 до 50% в среднем выше, чем у компаний с долей госучастия выше 50%. Модель в квадратичной спецификации дает возможность сделать выводы о наличии нелинейной связи между показателями в случае, если статистически значимая зависимость наблюдается и для самой переменной, и для ее квадрата. Таким образом, гипотеза H3 подтверждается результатами регрессионного анализа.
ЗАКЛЮЧЕНИЕ
Вопрос о взаимосвязи структуры собственности и размера дивидендных выплат не имеет однозначного ответа в литературе. Проблема особенно актуальна для российского рынка в контексте анализа политики выплат акционерам государственных и частных компаний. Несмотря на то что
большое число зарубежных исследований эмпирически подтверждают положительное влияние доли госучастия на размер выплат, есть исследования, где выявлена отрицательная зависимость, например для Китая [23]. Авторы связывают этот результат с тем, что в Китае частным компаниям сложно получить кредит от банков, преимущественно принадлежащим государству, и они используют высокие дивиденды, чтобы привлекать иностранных инвесторов. Другое объяснение данного результата может быть связано с неэффективностью госкомпаний в сравнении с частными [4].
В данном исследовании удалось показать, что для российских компаний характерна нелинейная связь доли госучастия в управлении и коэффициента дивидендных выплат. Зависимость имеет вид параболы с ветвями вниз, т.е. до определенного момента при прочих равных условиях размер выплат выше для компаний с участием государства в капитале, но при высоком уровне госучастия зависимость меняется на обратную.
Наличие прямой связи до точки перегиба между показателями дивидендных выплат и доли госучастия мы связываем с попыткой компаний решить агентскую проблему. Выплата дивидендов помогает дисциплинировать менеджеров, а также заставляет их действовать в интересах собственников. Кроме того, выплата дивидендов помогает решить агентскую проблему между мажоритарными и миноритарными акционерами [9]. Таким образом, увеличение коэффициента дивидендных выплат
с ростом доли государственного участия объясняется тем фактом, что другие собственники, кроме государства, стремятся ограничить концентрацию средств в руках крупного акционера в лице государства и распределить свободные денежные средства среди всех собственников.
Для компаний с высокой концентрацией собственности в руках государства наблюдается отрицательная зависимость между коэффициентом дивидендных выплат и долей госучастия. Это означает, что госкорпорации стремятся оставить большую часть денежного потока под контролем менеджмента. При анализе корпоративного управления российские авторы выделяют ряд проблем, характерных для таких компаний: отсутствие стимулов для создания стоимости; недостаток гибкости; коррупция [27]. Кроме того, выделяется такая проблема, как смешение функций государства, которое одновременно выступает акционером и регулятором. Это приводит к тому, что государство может проводить социальные стратегические программы за счет уменьшения акционерной стоимости, что ущемляет интересы других инвесторов.
Подведем итоги проведенного анализа. Результаты регрессионного и сравнительного анализа дивидендной политики компаний в России показали, что зависимость между коэффициентом дивидендных выплат российских компаний и долей госучастия в управлении есть и она имеет нелинейный вид. Положительная связь между данными показателями до точки перегиба объясняется попыткой снизить уровень агентского конфликта и ограничить концентрацию собственности в руках крупного акционера — государства. Отрицательная же связь между данными показателями после точ-
ки перегиба является следствием концентрации власти в компании в руках государства и попыткой аккумулировать большую часть денежного потока под контролем менеджмента. Анализ контрольных переменных в регрессионных моделях позволяет говорить о том, что в большой степени размер дивидендных выплат объясняется теорией жизненного цикла корпорации, что подтверждается в большинстве исследований для развивающихся стран и не противоречит результатам российских авторов.
В данном исследовании удалось показать, что для российских компаний характерна нелинейная связь доли госучастия в управлении и коэффициента дивидендных выплат.
Перспективным направлением дальнейшего анализа политики выплат является расширение критериев оценки дивидендной политики на базе концепции устойчивого развития фирмы, что даст возможность дополнить анализ принятия решений государственных и частных компаний на различных стадиях развития. Кроме того, с теоретической точки зрения требует дополнительного изучения вопрос о нелинейной взаимосвязи доли государственного участия и коэффициента дивидендных выплат в условиях институциональных ограничений.
СПИСОК ИСТОЧНИКОВ
1. Зальцман А. А. Детерминанты дивидендной политики российских публичных компаний. Аудит и финансовый анализ. 2012;(1):233-241.
2. Пирогов Н. К., Волкова Н. Н. Дивидендная политика компаний на развивающихся рынках. Корпоративные финансы. 2009;3(4):57-78.
3. Макаров А. С., Рябова Е. В., Хвостова И. Е. Проблемы совершенствования финансовых методов и моделей обеспечения устойчивого развития компании. М.: Инфра-М; 2018. 232 с.
4. Ивашковская И. В., Степанова А. Н. Структура собственности и ее влияние на стратегическую эффективность компаний. Финансы и бизнес. 2009;(3):1-22.
5. Easterbrook F. H. Two agency-cost explanations of dividends. The American Economic Review. 1984;74(4):650-659.
6. Leland H. E., Pyle D. H. Informational asymmetries, financial structure, and financial intermediation. The Journal of Finance. 1977;32(2):371-387. DOI: 10.2307/2326770
7. Barnhart S. W., Rosenstein S. Board composition, managerial ownership, and firm performance: An empirical analysis. The Financial Review. 1998;33(4):1-16. DOI: 10.1111/j.1540-6288.1998.tb01393.x
8. Truong T., Heaney R. Largest shareholder and dividend policy around the world. The Quarterly Review of Economics and Finance. 2007;47(5):667-687. DOI: 10.1016/j.qref.2007.09.002
financetp.fa.ru
101
9. La Porta R., Lopez-de-Silanes F., Shleifer A., Vishny R. W. Agency problems and dividend policies around the world. The Journal of Finance. 2000;55(1):1-33. DOI: 10.1111/0022-1082.00199
10. Faccio M., Lang L. H.P., Young L. Dividends and expropriation. American Economic Review. 2001;91(1):54-78. DOI: 10.1257/aer.91.1.54
11. Bebczuk R. N. Corporate governance and ownership: Measurement and impact on corporate performance and dividend policies in Argentina. Universidad Nacional de La Plata. Documento de Trabajo. 2005;(59). URL: http://www.depeco.econo.unlp.edu.ar/wp/wp-content/uploads/2017/05/doc59.pdf (дата обращения: 31.08.2018).
12. Maury C. B., Pajuste A. Controlling shareholders, agency problems, and dividend policy in Finland. LTA. 2002;1(2):15-45. URL: http://njb.fi/wp-content/uploads/2015/05/lta_2002_01_a1.pdf (дата обращения: 31.08.2018).
13. Farinha J. Dividend policy, corporate governance and the managerial entrenchment hypothesis: an empirical analysis. Journal of Business Finance & Accounting. 2003;30(9-10):1173-1209. DOI: 10.1111/j.0306-686X.2003.05624.x
14. Khan T. Company dividends and ownership structure: Evidence from UK panel data. The Economic Journal. 2006;116(510): C 172-C 189. DOI: 10.1111/j.1468-0297.2006.01082.x
15. Schooley D. K., Barney L. D. Jr. Using dividend policy and managerial ownership to reduce agency costs. The Journal of Financial Research. 1994;17(3):363-373. DOI: 10.1111/j.1475-6803.1994.tb00198.x
16. Farinha J., López-de-Foronda Ó. The relation between dividends and insider ownership in different legal systems: International evidence. The European Journal of Finance. 2009;15(2):169-189. DOI: 10.1080/13518470802588718
17. Алексеева Л. В., Березинец И. В., Ильина Ю. Б. Влияние структуры собственности на дивидендную политику российских компаний. Вестник Санкт-Петербургского университета. Серия 8. Менеджмент. 2011;(4):3-31.
18. Полугодина В. В., Репин Д. В. Эмпирическое моделирование дивидендной политики российских компаний. Корпоративные финансы. 2009;3(3):20-35.
19. Nizar Al-Malkawi H.-A. Determinants of corporate dividend policy in Jordan: An application of the Tobit model. Journal of Economic and Administrative Sciences. 2007;23(2):44-70. DOI: 10.1108/10264116200700007
20. Al-Kuwari D. Determinants of the dividend policy of companies listed on emerging stock exchanges: the case of the Gulf Cooperation Council (GCC) countries. Global Economy & Finance Journal. 2009;2(2):38-63. URL: http://www.gefjpapers.com/static/documents/September/2009/3.%20Duha.pdf (дата обращения: 31.08.2018).
21. Wang X., Manry D., Wandler S. The impact of government ownership on dividend policy in China. Advances in Accounting. 2011;27(2):366-372. DOI: 10.1016/j.adiac.2011.08.003
22. Kouki M., Guizani M. Ownership structure and dividend policy evidence from the Tunisian stock market. European Journal of Scientific Research. 2009;25(1):42-53.
23. Bradford W., Chen C., Zhu S. Cash dividend policy, corporate pyramids, and ownership structure: Evidence from China. International Review of Economics & Finance. 2013;27:445-464. DOI: 10.1016/j.iref.2013.01.003
24. Амбарднишвили Т. Г., Березинец И. В., Ильина Ю. Б., Смирнов М. В. Совет директоров и дивидендная политика в российских компаниях с прямым государственным участием. Корпоративные финансы. 2017;11(1):50-77.
25. Djankov S., Murrell P. Enterprise restructuring in transition: A quantitative survey. Journal of Economic Literature. 2002;40(3):739-792. DOI: 10.1257/002205102760273788
26. Николашина Н. Н. Сравнение дивидендной политики государственных и частных компаний на примере компаний нефтегазового сектора России. Финансы и кредит. 2013;(26):61-72.
27. Сибова Н. М. Корпоративное управление как детерминанта дивидендной политики российских компаний. Финансы и кредит. 2012;(14):60-65.
REFERENCES
1. Zal'tsman A. A. Determinants of dividend policy of the Russian public companies. Audit i finansovyi analiz. 2012;(1):233-241. (In Russ.).
2. Pirogov N. K., Volkova N. N. Dividend policy: Evidence from emerging markets. Korporativnyefinansy = Journal of Corporate Finance Research. 2009;3(4):57-78. (In Russ.).
3. Makarov A. S., Ryabova E. V., Khvostova I. E. Problems of improving financial methods and models for sustainable development of the company. Moscow: Infra-M; 2018. 232 p. (In Russ.).
4. Ivashkovskaya I. V., Stepanova A. N. Ownership structure as an element of the corporate financial architecture: the impact on the strategic effectiveness of the company. Finansy i biznes = Finance and Business. 2009;(3):1-22. (In Russ.).
5. Easterbrook F. H. Two agency-cost explanations of dividends. The American Economic Review. 1984;74(4):650-659.
6. Leland H. E., Pyle D. H. Informational asymmetries, financial structure, and financial intermediation. The Journal of Finance. 1977;32(2):371-387. DOI: 10.2307/2326770
7. Barnhart S. W., Rosenstein S. Board composition, managerial ownership, and firm performance: An empirical analysis. The Financial Review. 1998;33(4):1-16. DOI: 10.1111/j.1540-6288.1998.tb01393.x
8. Truong T., Heaney R. Largest shareholder and dividend policy around the world. The Quarterly Review of Economics and Finance. 2007;47(5):667-687. DOI: 10.1016/j.qref.2007.09.002
9. La Porta R., Lopez-de-Silanes F., Shleifer A., Vishny R. W. Agency problems and dividend policies around the world. The Journal of Finance. 2000;55(1):1-33. DOI: 10.1111/0022-1082.00199
10. Faccio M., Lang L. H.P., Young L. Dividends and expropriation. American Economic Review. 2001;91(1):54-78. DOI: 10.1257/aer.91.1.54
11. Bebczuk R. N. Corporate governance and ownership: Measurement and impact on corporate performance and dividend policies in Argentina. Universidad Nacional de La Plata. Documento de Trabajo. 2005;(59). URL: http://www.depeco.econo.unlp.edu.ar/wp/wp-content/uploads/2017/05/doc59.pdf (accessed 31.08.2018).
12. Maury C. B., Pajuste A. Controlling shareholders, agency problems, and dividend policy in Finland. LTA. 2002;1(2):15-45. URL: http://njb.fi/wp-content/uploads/2015/05/lta_2002_01_a1.pdf (accessed 31.08.2018).
13. Farinha J. Dividend policy, corporate governance and the managerial entrenchment hypothesis: an empirical analysis. Journal of Business Finance & Accounting. 2003;30(9-10):1173-1209. DOI: 10.1111/j.0306-686X.2003.05624.x
14. Khan T. Company dividends and ownership structure: Evidence from UK panel data. The Economic Journal. 2006;116(510): C 172-C 189. DOI: 10.1111/j.1468-0297.2006.01082.x
15. Schooley D. K., Barney L. D. Jr. Using dividend policy and managerial ownership to reduce agency costs. The Journal of Financial Research. 1994;17(3):363-373. DOI: 10.1111/j.1475-6803.1994.tb00198.x
16. Farinha J., López-de-Foronda Ó. The relation between dividends and insider ownership in different legal systems: International evidence. The European Journal of Finance. 2009;15(2):169-189. DOI: 10.1080/13518470802588718
17. Alekseeva L. V., Berezinets I. V., Il'ina Yu. B. The influence of ownership structure on the dividend policy of the Russian companies. Vestnik Sankt-Peterburgskogo universiteta. Seriya 8. Menedzhment = Vestnik of Saint Petersburg University. Management Series. 2011;(4):3-31. (In Russ.).
18. Polugodina V. V., Repin D. V. Dividend policy of the Russian companies: Empirical models. Korporativnye finansy = Journal of Corporate Finance Research. 2009;3(3):20-35. (In Russ.).
19. Nizar Al-Malkawi H.-A. Determinants of corporate dividend policy in Jordan: An application of the Tobit model. Journal of Economic and Administrative Sciences. 2007;23(2):44-70. DOI: 10.1108/10264116200700007
20. Al-Kuwari D. Determinants of the dividend policy of companies listed on emerging stock exchanges: the case of the Gulf Cooperation Council (GCC) countries. Global Economy & Finance Journal. 2009;2(2):38-63. URL: http://www.gefjpapers.com/static/documents/September/2009/3.%20Duha.pdf (accessed 31.08.2018).
21. Wang X., Manry D., Wandler S. The impact of government ownership on dividend policy in China. Advances in Accounting. 2011;27(2):366-372. DOI: 10.1016/j.adiac.2011.08.003
22. Kouki M., Guizani M. Ownership structure and dividend policy evidence from the Tunisian stock market. European Journal of Scientific Research. 2009;25(1):42-53.
23. Bradford W., Chen C., Zhu S. Cash dividend policy, corporate pyramids, and ownership structure: Evidence from China. International Review of Economics & Finance. 2013;27:445-464. DOI: 10.1016/j.iref.2013.01.003
24. Ambardnishvili T. G., Berezinets I. V., Il'ina Yu.B., Smirnov M. V. Board of directors and dividend policy in the Russian companies with direct state participation. Korporativnye finansy = Journal of Corporate Finance Research. 2017;11(1):50-77. (In Russ.).
25. Djankov S., Murrell P. Enterprise restructuring in transition: A quantitative survey. Journal of Economic Literature. 2002;40(3):739-792. DOI: 10.1257/002205102760273788
26. Nikolashina N. N. Comparison of the dividend policy of public and private companies by the example of oil and gas companies in Russia. Finansy i kredit = Finance and Credit. 2013;(26):61-72. (In Russ.).
27. Sibova N. M. Corporate governance as a determinant of the dividend policy of the Russian companies. Finansy i kredit = Finance and Credit. 2012;(14):60-65. (In Russ.).
ИНФОРМАЦИЯ ОБ АВТОРАХ
Анна Евгеньевна Новак — кандидат экономических наук, старший преподаватель кафедры финансового менеджмента, Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики», Нижний Новгород, Россия [email protected]
Ольга Сергеевна Силкина — выпускница факультета экономики, Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики», Нижний Новгород, Россия cilkina- [email protected]
Ирина Евгеньевна Хвостова — старший преподаватель кафедры финансового менеджмента, Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики», Нижний Новгород, Россия [email protected]
ABOUT THE AUTHORS
Anna E. Novak — Cand. Sci. (Econ.), senior lecturer, Faculty of Financial Management, National Research
University Higher School of Economics, Nizhny Novgorod, Russia
Ol'ga S. Silkina — a graduate of the Faculty of Economics, National Research University Higher School of Economics, Nizhny Novgorod, Russia cilkina- [email protected]
Irina E. Khvostova — senior lecturer, Faculty of Financial Management, National Research University Higher
School of Economics, Nizhny Novgorod, Russia
Заявленный вклад авторов:
Новак А. Е.— подготовка обзора литературы, формулировка гипотез исследования, подготовка текста статьи.
Силкина О. С. — сбор данных для проведения исследования, статистический, регрессионный анализ данных.
Хвостова И. Е.— формулировка моделей для проведения регрессионного анализа, описание результатов тестирования, подготовка текста статьи.
The declared contribution of the authors:
Novak A. E. — preparation of literature review; formulation of research hypotheses; preparation of the article text.
Silkina O. S.— data collection for research; statistical and regression analysis of data.
Khvostova I. E.— formulation of models for regression analysis; description of test results; preparation of the text of the article.
Статья поступила 19.06.2018; принята к публикации 08.10.2018. Авторы прочитали и одобрили окончательный вариант рукописи. The article was received 19.06.2018; accepted for publication 08.10.2018. The authors read and approved the final version of the manuscript.
