ИНСАЙДЕРСКАЯ СОБСТВЕННОСТЬ И ЭФФЕКТИВНОСТЬ ДЕЯТЕЛЬНОСТИ РОССИЙСКИХ ПУБЛИЧНЫХ КОМПАНИЙ: ЭКОНОМЕТРИЧЕСКИЕ ОЦЕНКИ

Смотрицкая И.И.; Фролова Н.Д.

2 DOI: 10.29141/2218-5003-2023-14-3-1 EDN: VYXGLZ

3 JEL dassification: G30, G32, G 38 s

£

| Инсайдерская собственность и эффективность

а деятельности российских публичных компаний:

| эконометрические оценки

^ И.И. Смотрицкая, Н.Д. Фролова

Институт экономики РАН, г. Москва, РФ

Аннотация. В рамках агентской теории инсайдерская собственность рассматривается как возможный инструмент согласования интересов собственников и менеджмента. В условиях новой экономической реальности агентская проблема приобретает особую актуальность, так как требуется элиминирование рисков для достижения эффективности деятельности компаний. Статья посвящена оценке влияния концентрации инсайдерской собственности на эффективность экономической деятельности акционерных обществ. Методологическую основу исследования составили агентская теория фирмы, теория прав собственности и концепция корпоративного управления. Информационной базой работы послужили данные о корпоративной структуре собственности 68 крупнейших российских публичных компаний за период 2011-2020 гг. На основе анализа этих данных выделена доля инсайдерской собственности в компаниях. Использование методов эконо-метрического моделирования позволило оценить зависимость индикатора эффективности деятельности EBITDA от концентрации инсайдерской собственности в компаниях различной формы собственности. Для эконометрической оценки применялись регрессионные модели в двух спецификациях - кубической и кусочно-линейной. Доказано положительное влияние инсайдерской собственности на эффективность деятельности компаний частного сектора при ее концентрации в интервале от 0 до 35,39 %; в случае превышения этого порогового значения положительное влияние нивелируется. Для компаний с государственным участием статистически значимого влияния инсайдерской собственности на эффективность деятельности не установлено. В дальнейших исследованиях предполагается более детально проработать методику моделирования за счет включения комплекса факторов, характеризующих корпоративную структуру собственности, и расширения информационной базы исследования.

Ключевые слова: корпоративное управление; инсайдерская собственность; агентская проблема; концентрация собственности; публичные компании.

Информация о статье: поступила 15 февраля 2023 г.; доработана 30 марта 2023 г.; одобрена 14 апреля 2023 г. Ссылка для цитирования: Смотрицкая И.И., Фролова Н.Д. (2023). Инсайдерская собственность и эффективность деятельности российских публичных компаний: эконометрические оценки // Управленец. Т. 14, № 3. С. 2-16. DOI: 10.29141/22185003-2023-14-3-1. EDN: VYXGLZ.

Insider ownership and performance

of Russian public companies: Econometric estimates

Irina I. Smotritskaya, Nadezhda D. Frolova

Institute of Economics of the RAS, Moscow, Russia

Abstract. Within the agency theory, insider ownership is viewed as a tool for reconciling the interests of owners and the company management. In the new economic reality, the agent problem is of particular relevance due to the challenges that require eliminating risks to ensure companies' performance. The article assesses the impact of insider ownership concentration on the economic performance of joint stock companies. Methodologically, the study relies on the agency theory, property rights theory and the concept of corporate governance. The research analyzes data on the corporate ownership structure of 68 largest Russian public companies in 2011-2020 and identifies the share of insider ownership in these firms. The methods of econometric modelling were used to evaluate the dependence of EBITDA on insider ownership concentration in the companies of various forms of ownership. To carry out econometric analysis, we apply regression models in two specifications - cubic and piecewise linear regressions. The research results prove that insider ownership has a positive effect on the performance of private companies in the concentration interval of insider ownership between 0% and 35.39%; above this threshold, the positive impact diminishes. For companies with state participation, no statistically significant impact of insider ownership on performance was found. Further research is supposed to develop a more detailed modelling method by including a wider range of factors that characterize the corporate ownership structure and expanding the empirical basis of the study.

Keywords: corporate governance; insider ownership; agent problem; ownership concentration; public companies.

Article info: received February 15, 2023; received in revised form March 30, 2023; accepted April 14, 2023

For citation: Smotritskaya I.I., Frolova N.D. (2023). Insider ownership and performance of Russian public companies: Econometric

estimates. Upravlenets/The Manager, vol. 14, no. 3, pp. 2-16. DOI: 10.29141/2218-5003-2023-14-3-1. EDN: VYXGLZ.

ВВЕДЕНИЕ

Согласно агентской парадигме, в совокупности факторов, определяющих стратегию бизнеса и эффективность экономической деятельности компаний, существенными являются идентичность (тип) мажоритарных собственников и уровень концентрации собственности [Капелюшников, Демина, 2005, с. 59]. Различные типы собственников (государственные, институциональные, инсайдерские, миноритарные) оказывают влияние на формирование экономической стратегии, направляя и корректируя корпоративную политику компании в соответствии со своими интересами.

Влиянию характеристик корпоративной структуры собственности на стратегию и результаты деятельности компаний посвящен большой пласт исследований российских [Долгопятова, 2010; Долгопятова, 2016; Рыбалка, 2020] и зарубежных [Demsetz, Villalonga, 2001; Aluchna, Kaminski, 2017; Ullah, 2017] авторов. При этом инсайдерская собственность, будучи частью структуры собственности, рассматривается в дискурсе агентской теории как инструмент согласования интересов менеджмента и акционеров, влияющий на результаты деятельности компаний [Jensen, Meckling, 1976; Fama, Jensen, 1983].

Оценка взаимосвязи между долей инсайдерской собственности и эффективностью бизнеса представлена в широком круге эмпирических работ [Morck, Shleifer, Vishny, 1988; Bhagat, Bolton, 2008; McKnight, Weir, 2009; Benson, Davidson, 2009]. Результаты исследований отчасти носят дискуссионный характер -авторами выявлены как положительные, так и отрицательные эффекты от концентрации инсайдерской собственности [Черкасова, Дуняшева, 2014; Степанова, Шиханцова, 2015; Fabisik et al., 2021].

Однако, несмотря на значительный массив публикаций, проблематика указанной собственности в контексте современного ландшафта корпоративного сектора российской экономики не получила должного развития. Требуют отдельного анализа вопросы ее влияния на результаты деятельности акционерных обществ с государственным участием, компаний с доминированием мажоритарных акционеров. Данная работа направлена на восполнение существующего научного пробела.

Цель исследования - изучение проблемы влияния инсайдерской собственности на результаты экономической деятельности российских публичных компаний различной формы собственности. В основе исследовательской работы лежит гипотеза о наличии взаимосвязи между концентрацией (долей) собственности инсайдеров и эффективностью деятельности публичных компаний.

Для достижения поставленной цели решены следующие задачи:

• выполнен обзор теоретических и эмпирических исследований проблемы влияния концентрации

(доли) инсайдерской собственности на эффективность 3 деятельности компаний; I

• рассмотрена структура собственности и прове- g ден анализ уровня концентрации инсайдерской соб- £ ственности в российских публичных компаниях; <

• выдвинуты исследовательские гипотезы отно- | сительно характера влияния концентрации инсай- х дерской собственности на индикатор эффективности ¿Г экономической деятельности российских компаний и S построены регрессионные модели для эмпирической | проверки этих гипотез. S

ОЦЕНКА ВЛИЯНИЯ ИНСАЙДЕРСКОЙ СОБСТВЕННОСТИ НА ЭФФЕКТИВНОСТЬ ДЕЯТЕЛЬНОСТИ КОМПАНИЙ: ИССЛЕДОВАТЕЛЬСКИЕ ПОДХОДЫ

В научной литературе традиционно инсайдерская собственность рассматривается в рамках агентской проблемы. В фундаментальной работе М. Дженсона и У. Меклинга [Jensen, Meckling, 1976] обосновывается, что одним из возможных инструментов, позволяющих решать агентский конфликт, является увеличение управленческой собственности, то есть собственности инсайдеров, «обычно определяемых как менеджеры и члены совета директоров» [McConnell, Servaes, Lins, 2008, p. 92]. В результате увеличения доли инсайдерской собственности достигается так называемый «эффект выравнивания» - согласованность (конвергенция) интересов менеджмента и акционеров, положительно влияющая на результаты деятельности компаний. Однако при превышении определенного «критического» порога участия в капитале инсайдеры начинают использовать свое положение для реализации собственных целей в ущерб общей эффективности деятельности компаний, и возникает воздействие, которое в научной литературе характеризуют как «эффект окапывания» [Morck, Shleifer, Vishny, 1988; Short, Keasey, 1999; Черкасова, Дуняшева, 2014] или «эффект замещения риска» [Low, 2009; Florackis et al., 2019].

Особо следует отметить дискуссионность исследовательских гипотез об эмпирической зависимости между долей инсайдерской собственности и показателями результативности экономической деятельности компаний. Наибольший интерес у современных ученых вызывает гипотеза о наличии немонотонной S-образной зависимости эффективности деятельности компаний от концентрации инсайдерской собственности. В рамках данного направления эмпирического анализа основополагающей является работа Р. Морка, А. Шлейфера и Р. Вишну [Morck, Shleifer, Vishny, 1988], количество цитирований которой только в системе Web of Science достигло 2 934 ед. по состоянию на 03.04.2023 г. В указанной публикации с помощью кусочно-линейной регрессии обнаружена S-образная зависимость расчетного показателя ОТобина (используемого в качестве индикатора стра-

2 тегической эффективности компании) от доли инсай-

3 дерской собственности. Авторы обосновывают, что £ при соответствующей доле в интервале до 5 %, а затем § свыше 25 % наблюдается положительный «эффект выя равнивания» от конвергенции интересов менеджеров ш и собственников, но в интервале со средним уровнем | инсайдерской собственности от 5 до 25 % проявляется Ш «эффект окапывания», отрицательно влияющий на результаты деятельности компаний.

Достаточно подробный анализ описанной модели представлен А.Н. Степановой и О.С. Шиханцовой [2015, с. 45-46]. Авторы проводят собственное исследование влияния концентрации инсайдерской собственности на показатели стратегической эффективности 97 компаний стран - членов БРИК в период 2003-2013 гг. В работе получают дальнейшее развитие идеи Р. Мор-ка, А. Шлейфера и Р. Вишну, дается эконометрическое обоснование выделения точек «перегиба» - размера доли инсайдерской собственности, при которой происходит смена эффектов «выравнивания» и «окапывания». Результаты проведенного эмпирического исследования позволили А.Н. Степановой и О.С. Шиханцовой подтвердить гипотезу о наличии статистически значимой Б-образной зависимости эффективности деятельности компании от концентрации инсайдерской собственности, однако границы действия эффектов «выравнивания» и «окапывания» существенно отличаются от представленных в базовой работе [Могск, БЫеИе, У15Ипу, 1988].

Отметим, что отдельной задачей рассматриваемого исследования [Степанова, Шиханцова, 2015] выступает анализ воздействия внешних факторов, обусловленных мировым финансовым кризисом, на изучаемую зависимость. Его результаты показали, что в кризисных условиях зависимость эффективности экономической деятельности компаний от концентрации инсайдерской собственности приобрела вид перевернутой и-образной кривой. Например, в период 2008-2009 гг. возобновление положительного эффекта конвергенции интересов менеджеров и собственников не было выявлено. Полученные данные позволили исследователям выдвинуть гипотезу о возрастании влияния инсайдеров и крупных собственников на стратегию деятельности компании в условиях кризиса, что связано с приоритетом снижения собственных финансовых рисков в ущерб эффективности деятельности компании в целом и интересам миноритарных акционеров в частности. Но в посткризисный период зависимость стратегической эффективности от инсайдерской собственности опять принимает «классический» вид Б-кривой, то есть при высокой доле инсайдерской собственности снова происходит «выравнивание».

Однако гипотеза о возникновении положительного эффекта от согласования интересов менеджеров и собственников при высокой концентрации инсайдерской собственности не нашла подтверждения в

ряде работ зарубежных [McConnell, Servaes, Lins, 2008; Benson, Davidson, 2009] и отечественных [Черкасова, Дуняшева, 2014] исследователей. Дискуссионность «эффекта выравнивания» отмечается и в другой публикации, информационной основой анализа которой выступают статистические данные по более чем 1 800 американским компаниям за период с 1988 по 2015 г. На основе результатов эконометрического исследования авторы обосновывают вывод об отрицательной зависимости стоимости компаний, измеряемой коэффициентом Тобина, от концентрации инсайдерской собственности [Fabisik et al., 2021].

Для целей настоящей работы особый интерес представляет проверка исследовательской гипотезы о влиянии контролирующего акционера на возникновение «эффекта окапывания» [Florackis, Kostakis, Ozkan, 2009]. Авторы указанной публикации вводят в эконометри-ческую модель дополнительные фиктивные переменные, отражающие ряд характеристик крупного акционера (блокхолдера). Но эти переменные оказались не значимы, исследовательская гипотеза не подтвердилась. В то же время во многих зарубежных и российских научных публикациях эмпирически обосновано наличие взаимосвязи между результатами экономической деятельности и ключевыми характеристиками сложившейся структуры собственности: уровнем концентрации собственности и присутствием государства как собственника в акционерном капитале [Капелюш-ников, Демина, 2005; Ullah, 2017; Анкудинов, Батаева, 2021].

В качестве отдельного направления выделим исследования, в основе которых лежит научная гипотеза Г. Демсеца [Demsetz, 1983], утверждавшего, что выявленные зависимости показателей результативности экономической деятельности компаний от характеристик структуры собственности не являются объективными, так как могут стать статистически незначимыми при учете ее эндогенности [Demsetz, Lehn, 1985; Loderer, Martin, 1997; Himmelberg, Hubbard, Palia, 1999; Demsetz, Villalonga, 2001].

Данная гипотеза была подвергнута критике в достаточно представительном пласте научных работ [Zhou, 2001; Benson, Davidson, 2009; Florackis, Kostakis, Ozkan, 2009]. В рамках настоящего исследования авторы не ставят задачу подтверждения или опровержения указанной дискуссионной гипотезы, но принимают во внимание возможность существования обратной причинно-следственной связи между зависимой и независимой переменными. Необходимость эконометри-ческой проверки ее наличия обосновывается в ряде фундаментальных публикаций [Demsetz, Villalonga, 2001; Капелюшников, Демина, 2005; Степанова, Шиханцова, 2015].

Результаты системного обзора научной литературы позволяют выдвинуть требующие эмпирической проверки гипотезы относительно характера влияния

CO

концентрации инсайдерской собственности на эффективность деятельности компаний:

• между уровнем концентрации (долей) инсайдерской собственности в акционерном капитале и эффективностью экономической деятельности российских публичных компаний имеется нелинейная зависимость;

• влияние инсайдерской собственности на указанную эффективность дифференцировано в зависимости от преобладающей формы акционерной собственности в компании.

ОСНОВНЫЕ ХАРАКТЕРИСТИКИ КОРПОРАТИВНОЙ СТРУКТУРЫ СОБСТВЕННОСТИ РОССИЙСКИХ ПУБЛИЧНЫХ КОМПАНИЙ

В соответствии с логикой и задачами исследования для оценки влияния концентрации инсайдерской собственности на эффективность результатов экономической деятельности компаний авторами проведен анализ корпоративной структуры собственности российских публичных акционерных обществ с выделением доли инсайдерской собственности и динамики ее изменения.

В выборку вошли 68 крупнейших российских публичных компаний, из которых более 80 % составляют акционерные общества, включенные в Перечень системообразующих предприятий российской экономи-ки1. Совокупная капитализация исследуемых компаний в период 2014-2020 гг. колебалась от 75 до 55 % капитализации российского внутреннего рынка акций.

Высокий уровень асимметрии информации на российском рынке и непрозрачность сведений о структуре акционерного капитала усложняют выделение доли инсайдерской собственности в компаниях. Например, часть акционерных обществ не называет фактических собственников, контролирующих компанию, - в качестве собственников могут быть указаны номинальные держатели акций. В этой связи статистические данные собирались вручную на основе годовых отчетов компаний, списков аффилированных лиц, иной официально публикуемой информации на сайтах компаний, а также данных независимых информационных, аналитических агентств и Московской биржи.

Поскольку уровень инсайдерской собственности с течением времени изменяется несущественно, что весьма затрудняет возможность выявления значимых зависимостей при регрессионном анализе панельных данных с учетом фиксированных эффектов [Zhou, 2001], было принято решение использовать данные с временным лагом в 3 года. В результате информационная база исследования включает наблюдения за 2011, 2014, 2017 и 2020 гг. по 68 крупнейшим российским публичным компаниям.

1 Перечень системообразующих организаций российской экономики // Министерство экономического развития Российской Федерации. https://data.economy.gov.ru/system_org.xlsx.

По отраслевой принадлежности акционерные об- ° щества распределены неравномерно (табл. 1), однако 3 значительная доля в выборке компаний, специализи- I рующихся на добыче полезных ископаемых и обра- g батывающих производствах, отражает особенности £ сложившейся отраслевой структуры российской эко- < номики (см. структуру валового внутреннего продукта | по отраслям экономики2). Компании финансового сек- х тора не были включены в выборку из-за имеющихся ¡¡i

ш

существенных отличий в формах отчетности. 5

Таблица 1 - Структура выборки компаний по отраслям | Table 1 - Companies in the sample distributed by type of industry =

Отрасль Доля в общей выборке, %

Машиностроение 6

Уголь и металлургия 19

Электроэнергетика 24

Нефть и нефтегазовая промышленность 9

Транспорт 6

Оптовая и розничная торговля 4

Химия и нефтехимия 9

Пищевая промышленность 6

Строительство и управление недвижимостью 7

Телекоммуникации, связь и информационные технологии 6

Промышленность драгоценных металлов и алмазов 4

Всего 100

Исследуемые компании отличаются по форме собственности - представлены как частные акционерные общества, так и компании с прямым и косвенным участием государства в капитале. В случае прямого государственного владения распоряжение акциями, находящимися в государственной собственности, осуществляет уполномоченный орган государственной власти. В случае косвенного государственного участия государство владеет акциями через другие хозяйственные организации или цепочку организаций [Абрамов и др., 2017, с. 14].

Результаты проведенного анализа позволили выявить тенденцию к росту косвенного участия государства в акционерном капитале компаний. Так, в 2011 г. компании с таким участием составляли 28 % исследовательской выборки, а в 2020 г. их доля возросла до 37 %. В целом с учетом прямого и косвенного государственного участия число компаний, где контролирующим собственником, владеющим более 50 % акций,

2 О производстве и использовании валового внутреннего продукта (ВВП) за 2020 год / Федеральная служба государственной статистики. https://www.gks.ru/bgd/free/B04_03/IssWWW. ехе^д^02/б0.^т.

является государство1, за рассматриваемый период увеличилось с 18 до 26 %. В свою очередь, число компаний, где государство прямо или косвенно владеет более 25 % акций, то есть выступает блокхолдером, возросло с 25 до 30 % (рис. 1).

В рамках дальнейшего исследования под компаниями с государственным участием будут пониматься организации, в которых пакет акций принадлежит государству напрямую или через зависимые хозяйствующие субъекты и составляет не менее 25 % уставного капитала, что дает право государству как собственнику и акционеру активно влиять на выбор приоритетов и стратегию развития общества, принятие и реализацию управленческих решений. Отметим, что участие государства в капитале акционерных обществ рассматривается авторами статьи как фактор, который может оказывать существенное влияние на агентский конфликт вследствие дуализма государственных интересов, выраженных в стремлении государства как акционера, с одной стороны, к максимизации прибыли, а с другой стороны - к решению государственных задач [Смотрицкая, Фролова, 2023].

1 При определении доли косвенного государственного участия использовался подход, апробированный в работе А.Е. Абрамова и соавторов, согласно которому «размер пакета акций (доли), находящегося в косвенной государственной собственности, рассчитывается как произведение долей государства в материнской компании, материнской компании в дочерней, дочерней во внучатой и т. д. до уровня исследуемой компании» [Абрамов и др., 2017, с. 14].

Общая динамика компаний выборки, имеющих инсайдерскую собственность, за рассматриваемый период представлена на рис. 2. Количество акционерных обществ, в структуре капитала которых присутствует инсайдерская собственность, снизилось с 72 % в 2011 г. до 64 % в 2020 г.

Из результатов проведенного анализа следует, что сокращение произошло за счет компаний с государственным участием, тогда как доля компаний частного сектора с инсайдерской собственностью в акционерном капитале сократилась незначительно.

Проведенное аналитическое исследование показало, что у подавляющей части исследуемых компаний на протяжении всего периода наблюдений сохранялся достаточно низкий уровень инсайдерской собственности в структуре акционерного капитала. Так, в 2011 г. доля компаний, в которых этот показатель был на низком уровне (менее 5 %), составляла 77 % от общего числа компаний, имеющих инсайдерскую собственность, а в 2021 г. - 66 %. Отметим, что низкий уровень указанной собственности в большей мере характерен для компаний с государственным участием, а в отдельных частных акционерных обществах ее доля может достигать 80 %.

Однако для крупных публичных акционерных обществ, входящих в выборку исследования, имеет значение и небольшая доля инсайдерской собственности вследствие того, что масштаб компании влияет на зависимость результатов экономической деятельности

Государственное участие

—•— Косвенное

—•— Прямое и косвенное более 25 % —•— Прямое и косвенное более 50%

2011 2014 2017 2020

Рис. 1. Участие государства в акционерном капитале исследуемых компаний: доля компаний в выборке, %1 Fig. 1. State participation in the equity capital of the companies studied: the share of companies in the sample, °%

2011

2014

2017

Доля компаний

с инсайдерской собственностью

ф Частный сектор

ф Компании с государственным участием —•— В целом по выборке

2020

Рис. 2. Наличие инсайдерской собственности: доля компаний в выборке, % Fig. 2. Insider ownership: the share of companies in the sample, °%

1 Рис. 1-4 составлены по материалам официальной отчетности исследуемых компаний.

от наличия данной собственности. Действительно, небольшая доля в уставном капитале компании, играющей системообразующую роль в экономике, может обеспечивать существенную часть доходов менеджера, что будет стимулировать его максимизировать общую стоимость компании, способствуя возникновению «эффекта выравнивания». С уменьшением размера фирмы материальная ценность малых долей инсайдерской собственности в акционерном капитале может снижаться и утрачивать, таким образом, свою стимулирующую функцию [Gibbons, Murphy, 1992; Hall, Liebman, 1998].

ДИНАМИКА ИЗМЕНЕНИЯ УРОВНЯ КОНЦЕНТРАЦИИ ИНСАЙДЕРСКОЙ СОБСТВЕННОСТИ

Исследователи отмечают, что одной из ключевых характеристик корпоративной модели российских акционерных обществ является высокая концентрация собственности [Капелюшников, Демина, 2005; Долго-пятова, 2010; Долгопятова, 2016; Рыбалка, 2020].

Проведенный анализ подтверждает указанный тезис: доля компаний, в которых присутствует контролирующий акционер, меняется в рассматриваемый период в диапазоне от 76 до 85 %. При этом наблюдается тренд к увеличению пакета акций мажоритарных акционеров в руках как инсайдеров (с 10 % доли компаний исследовательской выборки до 16 %), так и аутсайдеров (с 34 % исследовательской выборки до 40 %) (рис. 3).

Рассмотрим более подробно выявленный тренд ° к увеличению пакета акций в руках инсайдеров, то есть 3 к концентрации инсайдерской собственности (рис. 4). I При общей низкой доле в выборке компаний, име- § ющих инсайдерскую собственность в капитале свыше £ 5 %, наблюдается рост числа акционерных обществ с < высокой концентрацией данной собственности (более | 50 %). Например, за исследуемый период доля таких х компаний выросла на 80 %. Таким образом, тенден- £

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

Ш

ция к концентрации инсайдерской собственности в 5 компаниях, вошедших в выборку, получила подтвер- | ждение. =

Обобщая результаты аналитического этапа исследования, можно сделать вывод о двух выявленных разнонаправленных тенденциях. При общем сокращении числа акционерных обществ исследовательской выборки, имеющих в структуре капитала инсайдерскую собственность, наблюдается тренд к росту доли компаний с высокой концентраций данной собственности.

МЕТОДЫ И ИНСТРУМЕНТАРИЙ ЭКОНОМЕТРИЧЕСКОГО АНАЛИЗА

Для эконометрической оценки влияния концентрации инсайдерской собственности на эффективность экономической деятельности использован регрессионный анализ панельных данных. Ограниченность этих данных не позволяет учесть индивидуальные эффекты для каждой компании, поэтому в рамках настоящей работы применяется модель с использованием фик-

%

100 80 60 40 20 0

24

34

32

10

2011

24

35

31

10

2014

75

40

32

13

2017

19

40

25

16

2020

Компании без контролирующего собственника Мажоритарный акционер - аутсайдер, инсайдерской собственности нет

Мажоритарный акционер - аутсайдер, инсайдерская собственность присутствует

Мажоритарный акционер - инсайдер

Рис. 3. Инсайдерская собственность в компаниях с высокой концентрацией собственности: доля компаний в выборке, % Fig. 3. Insider ownership in companies with high ownership concentration: the share of companies in the sample, %

%

25 20 15 10

22 22

Уровень инсайдерской собственности

■ Более 5% Более 25 % I Более 50%

2011 2014 2017 2020

Рис. 4. Распределение исследуемых компаний с различным уровнем концентрации инсайдерской собственности, % Fig. 4. Distribution of companies with different levels of insider ownership concentration in the sample, %

± сированных эффектов (Fix effect model) на кластеры 3 компаний, выделенные в соответствии с отраслевой £ принадлежностью.

g В качестве зависимой переменной для регрессион-я ного анализа выбран рыночный индикатор эффектив-ш ности экономической деятельности EBITDA, широко | применяемый в российской и международной прак-Ш тике при анализе инвестиционной привлекательности и оценке рыночной эффективности [Cormier, Demaria, Magnan, 2017] и рыночной стоимости компаний [Oliveira et al., 2017].

Отметим, что включение фиксированных отраслевых эффектов в регрессионную модель дает возможность оценить влияние доли инсайдерской собственности на рыночный индикатор эффективности EBITDA с учетом межотраслевых различий и постоянных во времени отраслевых особенностей, влияющих на рыночную эффективность. Для этого в эконометриче-скую модель введено 10 дамми-переменных (Dummy variable), отражающих отраслевую принадлежность (количество переменных соответствует числу отраслей, уменьшенному на 1).

Для проверки гипотезы о дифференцированном влиянии концентрации инсайдерской собственности на эффективность экономической деятельности в регрессионные модели также введены дамми-пере-менные «наклона» и «сдвига». Это эквивалентно разделению выборки на группы по признаку формы ак-

ционерной собственности, но при сохранении объема исходной выборки, что позволяет не снижать точность регрессионной модели.

Эконометрические расчеты выполнялись на основе использования кубической спецификации регрессионной модели [Степанова, Шиханцова, 2015] с введением полиномов 2-й и 3-й степени для проверки гипотезы о наличии нелинейной зависимости показателя эффективности от доли инсайдерской собственности и определения «точек перегиба» - размера той доли, при которой происходит смена эффектов «выравнивания» и «окапывания». Полученные в результате расчетов данные о «точках перегиба» проверялись с помощью модели линейно-кусочной регрессии, апробированной в нескольких работах [Morck, Shleifer, Vishny, 1988; Черкасова, Дуняшева, 2014; Степанова, Шиханцова, 2015].

Во избежание ошибок интерпретации связей, выявленных в ходе регрессионного анализа, в модель введены контрольные переменные (control variables), наиболее распространенные в исследованиях по данной тематике: совокупные активы Assets (стандартизированное значение) для учета размера компании и Левередж (Leverage) - отношение заемного капитала к собственному капиталу компании.

Полный перечень переменных, используемых в регрессионном анализе, представлен в табл. 2.

Таблица 2 - Переменные регрессионного анализа Table 2 - Regression analysis variables

Переменная Описание переменной Переменная Описание переменной

Ins Доля инсайдерской собственности, % D_4 Дамми-переменная, принимающая значение «1» в случае принадлежности компании к не-фте-, газодобывающей и перерабатывающей промышленности, «0» - в остальных случаях

Ins_2 Показатель Ins, возведенный во вторую степень

Ins_3 Показатель Ins, возведенный в третью степень

dprivate Дамми-переменная, принимающая значение «1», если участие государства в капитале компании менее 25 %, «0» - если оно более 25 % D_5 Дамми-переменная, принимающая значение 1 в случае принадлежности компании к транспортной отрасли, «0» - в остальных случаях

Assets Нормированное значение совокупных активов компании D_6 Дамми-переменная, принимающая значение «1» в случае принадлежности компании к оптовой и розничной торговле, «0» - в остальных случаях

Leverage Отношение заемного капитала к собственному, %

EBITDA Нормированное значение рыночного индикатора EBIDA D_7 Дамми-переменная, принимающая значение «1» в случае принадлежности компании к химической промышленности, «0» - в остальных случаях

D_1 Дамми-переменная, принимающая значение «1» в случае принадлежности компании к машиностроению, «0» - в остальных случаях D_8 Дамми-переменная, принимающая значение «1» в случае принадлежности компании к пищевой промышленности, «0» - в остальных случаях

D_2 Дамми-переменная, принимающая значение «1» в случае принадлежности компании к металлургии, угледобывающей и перерабатывающей промышленности, «0» - в остальных случаях D_9 Дамми-переменная, принимающая значение «1» в случае принадлежности компании к строительной отрасли и управлению недвижимостью, «0» - в остальных случаях

D_3 Дамми-переменная, принимающая значение 1 в случае принадлежности компании к электроэнергетике, «0» - в остальных случаях D_10 Дамми-переменная, принимающая значение «1» в случае принадлежности компании к сектору информационно-коммуникационных технологий (ИКТ), «0» - в остальных случаях

ВЕРИФИКАЦИЯ ИССЛЕДОВАТЕЛЬСКИХ ГИПОТЕЗ

Гипотеза 1. Между уровнем концентрации инсайдерской собственности и рыночной эффективностью компании имеется нелинейная зависимость.

Гипотеза 2. Влияние инсайдерской собственности на эффективность экономической деятельности дифференцировано в зависимости от преобладающей формы акционерной собственности в компании.

Верификация выдвинутых гипотез обусловливает необходимость проведения регрессионного анализа, который включает следующие цели и этапы экономе-трического моделирования:

1) построение регрессионной модели с фиксированными отраслевыми эффектами и введением полиномов 2-й и 3-й степени для проверки гипотезы 1 и определения «точек перегиба». На данном этапе в регрессионную модель введены дамми-переменные «сдвига» и «наклона» для проведения сравнительного анализа возможных зависимостей в компаниях разных форм акционерной собственности;

2) построение кусочно-линейной регрессионной модели с фиксированными отраслевыми эффектами для проверки результатов эконометрического анализа, полученных с использованием полиномов 2-й и 3-й степени для компаний разной формы собственности;

3) построение регрессионной модели с фиксированными отраслевыми эффектами для проверки на-

личия обратной причинно-следственной связи между ° показателем рыночной эффективности EBITDA и до- 3 лей инсайдерской собственности. I

На первом этапе построена регрессионная модель g с введением полиномов 2-й и 3-й степени и дамми- £

ш

переменных, характеризующих форму собственности: <

<

EBITDA/f = с0 + а1 dprivatejt + ControiVariabieSjt + ш

+ (ßi + Hi d(privateit)) Inst + (ß2 + Ц2 dprivatejt) Ins_2it + £

+ (ß3 + H3 dprivatejt) Ins_3n + Ia(- fixed effects^ + Sit. (1) 2

i et

Модель протестирована на отсутствие мультикол- ё линеарности переменных и автокорреляцию остатков (протоколы тестов не приводятся). Между показателями Ins, Ins_2, Ins_3 выявлена статистически значимая корреляционная связь, что может привести к получению смещенных и несостоятельных оценок коэффициентов регрессии. Вследствие этого возникла необходимость дополнительной верификации полученных результатов с использованием кусочно-линейной регрессионной модели, что реализовано на втором этапе регрессионного анализа.

Результаты первого этапа регрессионного анализа представлены в табл. 3.

Рассмотрим результаты, полученные для компаний частного сектора.

Предикторы Компании частного сектора Компании с государственным участием

Константа -0,1087 -0,1087

Ins 0,0209** -30,502

Ins_2 -0,0003** -0,0002

Ins_3 0,6400 0,6340

Assets 0,7262*** 0,7262***

Leverage -0,022 -0,022

D_1 (Машиностроение) -0,012 -0,012

D_2 (Уголь и металлургия) 0,023 0,023

D_3 (Электроэнергетика) 0,007 0,007

D_4 (Нефть и нефтегазовая промышленность) 0,9246*** 0,9246***

D_5 (Транспорт) -0,007 -0,007

D_6 (Оптовая и розничная торговля) -0,009 -0,009

D_7 (Химия и нефтехимия) 0,008 0,008

D_8 (Пищевая промышленность) -0,015 -0,015

D_9 (Строительство и управление -0,021 -0,021

недвижимостью)

D_10 (ИКТ) 0,2300* 0,2300*

R2 0,881

Скорректированный R2 8,78

F-статистика 297,96

Вероятность (F-Statistic) 0,000

Таблица 3 - Результаты оценки влияния инсайдерской собственности на индикатор рыночной эффективности EBITDA

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

Table 3 - Assessment of the insider ownership impact on the market efficiency indicator EBITDA

Примечание: здесь и далее *** - значимость на уровне 1 %; ** - значимость на уровне 5 %; * - значимость на уровне 10 %.

2 Обнаруженное в ходе расчетов статистически зна-

3 чимое (на уровне значимости 5 %) влияние показателя £ Ins (доля инсайдерской собственности) и показателя g Ins_2 (доля инсайдерской собственности, возведенная я во вторую степень) на индикатор рыночной эффектив-ш ности EBITDA свидетельствует о наличии нелинейной | зависимости рыночной эффективности компаний Ü исследовательской выборки, относящихся к частному сектору, от доли инсайдерской собственности в капитале компании. В то же время показатель Ins _3 (доля инсайдерской собственности, возведенная в третью степень) оказался статистически не значим.

Таким образом, регрессионный анализ с использованием модели с введением полиномов 2-й и 3-й степени позволяет выделить только одну «точку перегиба» - значение доли инсайдерской собственности, при котором меняется направление влияния концентрации этой собственности на индикатор рыночной эффективности EBITDA.

Графическая интерпретация полученной зависимости представлена на рис. 5.

Данная «точка перегиба» соответствует значению доли инсайдерской собственности в 35,39 %. Согласно представленному графику, зависимость имеет вид перевернутой U-образной кривой. Действие «эффекта выравнивания», выраженное в положительном влиянии инсайдерской собственности на рыночный индикатор эффективности EBITDA, наблюдается в диапазоне от 0 до 35,39 % доли инсайдерской собственности. При превышении данного порогового значения этот эффект сменяется «эффектом окапывания», который характеризуется отрицательным влиянием доли рассматриваемой собственности на рыночную эффективность компаний.

Возвращения «эффекта выравнивания» при более высоких значениях указанной доли не обнаружено.

0,4 0,3

Отметим, что выделенные в результате расчетов границы действия эффектов «выравнивания» и «окапывания» существенно отличаются от представленных в рассмотренных ранее работах [Morck, Shleifer, Vishny, 1988; Черкасова, Дуняшева, 2014; Степанова, Шихан-цова, 2015].

В свою очередь, итоги первого этапа эконометри-ческого моделирования для акционерных обществ с государственным участием позволяют сделать вывод об отсутствии влияния инсайдерской собственности на рыночную эффективность данных компаний. В результате расчетов не выявлено статистически значимого влияния переменных Ins (доля инсайдерской собственности), Ins_2 (доля инсайдерской собственности, возведенная во вторую степень) и Ins_3 (доля инсайдерской собственности, возведенная в третью степень) на показатель рыночной эффективности EBITDA.

Учет в регрессионной модели отраслевых эффектов для совокупной исследовательской выборки дал возможность выявить положительное влияние на индикатор рыночной эффективности EBITDA дамми-переменных D_4 (принадлежность компаний к нефтегазовой промышленности) и D_10 (принадлежность к сектору ИКТ). Полученный результат свидетельствует об их более высокой рыночной эффективности в сравнении с компаниями других отраслей.

Следует выделить существенное (k = 0,7262) положительное влияние (на высоком уровне значимости) контрольной переменной Assets на переменную EBITDA. Выявленная зависимость позволяет предположить, что увеличение размера компании приводит к повышению рыночной эффективности, что согласуется с выводами исследования А.Е. Абрамова и соавторов [2017, с. 28].

Подводя итоги первого этапа эконометрического моделирования, отметим, что использование дамми-

35,39

10

20

70

80

90

30 40 50 60

Доля инсайдерской собственности, %

>. Зависимость индикатора рыночной эффективности (EBITDA) от инсайдерской собственности

в компаниях частного сектора

g. 5. Dependence of the market efficiency indicator (EBITDA) on insider ownership in private companies

0,1

<

g 0,0

CQ Ш

-0,1 -0,2

переменных «сдвига» и «наклона», характеризующих структуру акционерной собственности исследуемых компаний, позволило детализировать результаты по отдельным группам и решить одну из исследовательских задач - оценить влияние доли инсайдерской собственности на эффективность экономической деятельности российских публичных компаний разной формы собственности. Можно сформулировать следующие выводы:

• гипотеза 1 о том, что между уровнем концентрации инсайдерской собственности и рыночной эффективностью имеется нелинейная зависимость, подтверждена частично, только для компаний частного сектора;

• гипотеза 2, согласно которой влияние инсайдерской собственности на эффективность экономической деятельности дифференцировано в зависимости от преобладающей формы акционерной собственности в компании, подтвердилась.

Действительно, если для компаний частного сектора выявлена нелинейная зависимость рыночной эффективности от доли инсайдерской собственности в форме перевернутой U-образной кривой, то для компаний с государственным участием статистически значимого влияния не обнаружено.

Однако, как мы уже отметили, результаты первого этапа регрессионного анализа требуют дополнительной верификации в связи с наличием корреляционной зависимости между переменными регрессионного уравнения, характеризующими долю инсайдерской собственности компаний исследовательской выборки. Проверка результатов регрессионного анализа проводилась только для компаний частного сектора, поскольку для компаний с государственным участием статистически значимого влияния не обнаружено.

Для решения этой задачи была построена модель кусочно-линейной регрессии с фиксированными отраслевыми эффектами:

EBITDAit = с1 + ControiVariabiesit + Y1 Ins_int1it + + Y2 Ins_int2it + lai fixed effectsit + sit, (2)

где Ins_int1 it принимает значение доли инсайдерской собственности (Ins), если Ins < 35,39, и значение 0 при Ins > 35,39, а Ins_int2 принимает значение 0, если Ins < 35,39, и значение Ins при Ins > 35,39.

Результаты регрессионного анализа представлены в табл. 4.

Проведение расчетов с использованием кусочно-линейной регрессионной модели выявило статистически значимое (на уровне 1 %) положительное влияние показателя Ins_int1 на рыночный индикатор EBITDA, что подтверждает наличие установленного на первом этапе «эффекта выравнивания» на интервале доли инсайдерской собственности от 0 до 35,39 %. Показатель Ins_int2 оказался статистически не значим,

Таблица 4 - Результаты кусочно-линейного регрессионного °

анализа влияния доли инсайдерской собственности 3

на индикатор рыночной эффективности EBITDA §

Table 4 - Influence of the insider ownership share gj on the market efficiency indicator EBITDA: 8

results of piecewise linear regression analysis g

Предиктор Значения коэффициентов

Константа -0,0090

Ins_int1 0,0167***

Ins_int2 0,0003

Assets 1,7542***

Leverege -0,0024

Отраслевые эффекты

0_1 (Машиностроение) 0,1393

0_2 (Уголь и металлургия) 0,1094

0_3 (Электроэнергетика) 0,1027

0_4 (Нефть и нефтегазовая промышленность) 0,5713***

0_5 (Транспорт) 0,1218

0_6 (Оптовая и розничная торговля) 0,1866

0_7 (Химия и нефтехимия) 0,1410

0_8 (Пищевая промышленность) 0,1276

0_9 (Строительство и управление недвижимостью) 0,1252

0_10 (Телекоммуникации, связь и информационные технологии) 0,2870**

Й2 0,893

Скорректированный Й2 0,884

Г-статистика 92,067

Вероятность (Г^а^Б^с) 0,0000

соответственно, возможность возникновения «эффекта окапывания» не подтвердилась.

Для выявления наличия обратной причинно-следственной связи между показателем рыночной эффективности EBITDA и долей инсайдерской собственности, которое рассматривается исследователями как признак эндогенности структуры собственности [Demsetz, Villalonga, 2001; Степанова, Шиханцова, 2015], построена регрессионная модель (в соответствии с подходом, апробированным в указанных публикациях) с использованием переменной EBITDA в качестве объясняющей и переменной Ins в качестве зависимой. В дополнение к построенной регрессионной модели проведено тестирование по Гренджеру. Регрессионная модель имеет следующий вид:

Insit = с2 + ControiVariabiesit + ф1 EBITDAit +

+ lai fixed effectsit + sit. (3)

Тестирование и регрессионный анализ с использованием модели (3) не выявили значимого влияния индикатора EBITDA на долю инсайдерской собственности (протоколы расчетов не приводятся).

2 Результаты расчетов на третьем этапе эконометрией ческого моделирования позволяют заключить, что £ для исследуемых компаний гипотеза об эндогенном g характере структуры инсайдерской собственности не я нашла подтверждения. Полученные результаты явля-ш ются дополнительным обоснованием к утверждению | Р. Капелюшникова и Н. Деминой о низкой вероятно-Ш сти зависимости структуры собственности от эффективности деятельности российских компаний в силу недостаточной распространенности использования механизмов дополнительной эмиссии акций [Капе-люшников, Демина, 2005, с. 67].

ОБСУЖДЕНИЕ РЕЗУЛЬТАТОВ

Проведенный эконометрический анализ зависимости показателя эффективности деятельности компаний EBITDA от концентрации (доли) собственности в структуре акционерного капитала позволяет сформулировать ряд выводов, касающихся рассматриваемой выборки.

Во-первых, проведенные расчеты свидетельствуют о том, что в акционерных обществах частного сектора экономики инсайдерская собственность может выступать в качестве инструмента согласования интересов менеджмента и собственников бизнеса, способствуя повышению эффективности деятельности. Определено пороговое значение («точка перегиба») концентрации инсайдерской собственности в акционерном капитале - 35,39 %, при преодолении которой нивелируется положительный эффект от конвергенции интересов менеджеров и собственников («эффект выравнивания»). При этом расчеты не подтвердили возникновения «эффекта окапывания»», при котором инсайдеры используют имеющиеся властные полномочия для реализации собственных целей в ущерб общей эффективности компании. Не обнаружено проявления «эффекта выравнивания» и при более высоких значениях концентрации инсайдерской собственности.

Во-вторых, анализируя полученные данные, можно констатировать, что установленное значение «точки перегиба» отличается от результатов других исследований [Morck, Shleifer, Vishny, 1988; Степанова, Шихан-цова, 2015]. В указанных публикациях действие «эффекта выравнивания» выявлено в интервалах до 5 % и свыше 25 % концентрации инсайдерской собственности соответственно [Morck, Shleifer, Vishny, 1988] и до 23,2 % и свыше 61,3 % [Степанова, Шиханцова, 2015].

Заметим, что немонотонный эффект, полученный в настоящей работе (положительный до 35,39 % доли инсайдерской собственности), и отсутствие «эффекта окапывания» могут объясняться преобладанием концентрированной структуры собственности в компаниях выборки, наличием внешних крупных акционеров (блокхолдеров), активно участвующих в управлении.

Возникает ситуация, при которой влияние инсайдеров ограничено для реализации собственных интересов, но сохраняется заинтересованность менеджмента в достижении высоких экономических результатов деятельности.

При интерпретации эмпирических результатов необходимо соблюдать осторожность. Тем не менее проведенные расчеты позволяют сделать вывод о том, что сочетание инсайдерской собственности и наличия контролирующего собственника обеспечивает дополнительный положительный эффект. То есть присутствие мажоритарного акционера - блокхолдера в компаниях частного сектора может изменять механизмы влияния инсайдерской собственности, что проявляется в длительном «эффекте выравнивания» и нивелировании «эффекта окапывания». Данный вывод согласуется с заключением о том, что контролирующий собственник «непосредственно заинтересован в результативности компании и осуществляет функцию корпоративного контроля над потенциальным отклоняющимся поведением собственников-инсайдеров» [Степанова, Шиханцова, 2015, с. 50].

В-третьих, важным исследовательским результатом является отсутствие влияния инсайдерской собственности на показатель эффективности деятельности акционерных обществ с государственным участием. Если для компаний частного сектора выявлена статистически значимая положительная зависимость рыночной эффективности от концентрации инсайдерской собственности на интервале до 35,39 %, то для компаний с госучастием статистически значимого влияния не обнаружено. По мнению авторов, его отсутствие связано с тем, что государство как собственник доминирует в управлении компанией и не заинтересовано в согласовании своих целей и задач с интересами менеджеров, что приводит к вытеснению собственников-инсайдеров.

Данный вывод подтверждают результаты проведенного аналитического исследования: низкий уровень инсайдерской собственности в компаниях с государственным участием; выявленный тренд к снижению компаний, в структуре собственности которых присутствует доля государства и инсайдеров. Итоги наших расчетов согласуются с выводами А. Шлейфера и Р. Вишну о том, что в компаниях с государственным участием экономическая эффективность может не зависеть от структуры собственности и распределения прав собственности в силу других, более значимых факторов: государственных субсидий, доступности более дешевых инвестиционных ресурсов, гарантированных рынков сбыта и т. д. [БЫеИе, У15Ипу, 1994].

Обобщая полученные результаты, констатируем, что основная гипотеза исследования о наличии взаимосвязи между концентрацией собственности инсайдеров и эффективностью деятельности российских

публичных акционерных обществ не получила полного подтверждения - она оказалась верна только для компаний частного сектора экономики.

ЗАКЛЮЧЕНИЕ

Глобальные события, происходящие с февраля 2022 г., инициировали трансформацию стратегии деятельности российских компаний в целом и корпоративной структуры собственности в частности. Получили дальнейшее развитие тренды к росту государственного участия в акционерном капитале и сокращению инсайдерской собственности в крупных российских публичных компаниях.

Данная трансформация обусловлена одним из основных вызовов, с которым столкнулись публичные акционерные общества - «беспрецедентным уровнем угроз от санкций для самих компаний, их владельцев и исполнительного руководства»1. Следствием стала необходимость решения комплекса стратегических и тактических задач, возникших в новой экономической реальности, которые включают и достижение согласованности интересов собственников и менеджмента для обеспечения качества корпоративного управления компанией. Отметим, что в условиях кризиса агент-

1 Обзор практик корпоративного управления / НОКС, февраль 2023. https://nokc.org.ru/wp-content/uploads/2023/02/rezul-taty-issledovaniya.pdf

ская проблема приобретает особую актуальность, так ° как возрастают риски оппортунистического поведе- 3 ния менеджмента [Степанова, Шиханцова, 2015, с. 60]. I Исследование позволяет утверждать, что инсай- § дерская собственность может выступать инстру- £ ментом повышения эффективности корпоративного < управления. Полученные результаты представляют | интерес для изучения агентской проблемы в контексте х особенностей сложившейся структуры собственности ¡¡¡Г крупнейших российских публичных акционерных об- 5 ществ, компаний с государственным участием и с на- | личием контролирующих собственников. =

Предложенный подход, методы и инструменты исследования создают основу для более глубокого изучения агентской проблемы с учетом формы собственности и концентрации капитала в акционерных обществах. Перспективы дальнейших научных изысканий по данной тематике связаны с более детальной проработкой модели оценки влияния инсайдерской собственности на показатели эффективности деятельности за счет учета комплекса факторов, характеризующих корпоративную структуру собственности, расширения информационной базы исследования, включения в нее помимо российских акционерных обществ компаний из стран с развивающимися рынками капитала.

Источники

Абрамов А.Е., Радыгин А.Д., Чернова М.И., Энтов Р.М. (2017). Государственная собственность и характеристики эффективности // Вопросы экономики. № 4. С. 5-37. https://doi.org/10.32609/0042-8736-2017-4-5-37.

Анкудинов А.Б., Батаева Б.С. (2021). Структура собственности и рыночная стоимость: эмпирический анализ российских публичных компаний // Управленец. Т. 12, № 2. С. 35-45. DOI: 10.29141/2218-5003-2021-12-2-3.

Долгопятова Т.Г. (2008). Концентрация собственности в российской промышленности: эволюционные изменения на микроуровне // Журнал Новой экономической ассоциации. № 8 (8). С. 80-99.

Долгопятова Т.Г. (2016). Концентрация собственности в российской обрабатывающей промышленности: эмпирические оценки // Известия Уральского государственного экономического университета. № 4 (66). С. 30-39.

Капелюшников Р., Демина Н. (2005). Влияние характеристик собственности на результаты экономической деятельности российских промышленных предприятий // Вопросы экономики. № 2. С. 53-68. https://doi.org/10.32609/0042-8736-2005-2-53-68.

Рыбалка А.И. (2020). Связь структуры собственности и результативности высокотехнологичных компаний // Проблемы прогнозирования. № 3 (180). С. 31-39.

Смотрицкая И., Фролова Н. (2023). Особенности развития института корпоративного управления в российской экономике // Общество и экономика. № 3. C. 5-16. DOI: 10.31857/S020736760024665-0.

Степанова А.Н., Шиханцова О.С. (2015). Инсайдерская собственность и стратегическая эффективность компаний в странах БРИК: анализ 2003-2013 гг. // Российский журнал менеджмента. Т. 13, № 1. С. 43-64.

Черкасова В.А., Дуняшева Р.Ф. (2014). Влияние концентрации инсайдерской собственности на эффективность инвестиций компаний на развивающихся рынках // Корпоративные финансы. Т. 8, № 2 (30). С. 3-18.

Aluchna M., Kaminski B. (2017). Ownership structure and company performance: A panel study from Poland. Baltic Journal of Management, vol. 12, no. 4, pp. 485-502. https://doi.org/10.1108/BJM-01-2017-0025

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

Benson B.W., Davidson III W.N. (2009). Reexamining the managerial ownership effect on firm value. Journal of Corporate Finance, vol. 15, no. 5, pp. 573-586. https://doi.org/10.1016/j.jcorpfin.2009.08.002

CO

z Bhagat S., Bolton B. (2008). Corporate governance and firm performance. Journal of Corporate Finance, vol. 14, pp. 257-273. 3 DOI: 10.1016/j.jcorpfin.2008.03.006

J! Cormier D., Demaria S., Magnan M. (2017). Beyond earnings: Do EBITDA reporting and governance matter for market partici-S pants? Managerial Finance, vol. 43, no. 2, pp. 193-211. https://doi.org/10.1108/MF-07-2016-0205

8 Demsetz H. (1983). The structure of ownership and the theory of the firm. The Journal of Law and Economics, vol. 26, no. 2, | pp. 375-390.

g Demsetz H., Lehn K. (1985). The structure of corporate ownership: Causes and consequences. Journal of Political Economy, | vol. 93, no. 6, pp. 1155-1177.

Demsetz H., Villalonga B. (2001). Ownership structure and corporate performance. Journal of Corporate Finance, vol. 7, no. 3, pp. 209-233.

Fabisik K., Fahlenbrach R., Stulz R.M., Taillard J.P. (2021). Why are firms with more managerial ownership worth less? Journal of

Financial Economics, vol. 140, no. 3, pp. 699-725. Fama E.F., Jensen M.C. (1983). Agency problems and residual claims. Journal of Law and Economics, vol. 26, no. 2, pp. 327-349. Florackis C., Kanas A., Kostakis A., Sainani S. (2019). Idiosyncratic risk, risk-taking incentives and the relation between managerial ownership and firm value. European Journal of Operational Research, Forthcoming. http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.2114391 Florackis C., Kostakis A., Ozkan A. (2009). Managerial ownership and performance. Journal of Business Research, vol. 62, no. 12,

pp. 1350-1357. https://doi.org/10.1016/jjbusres.2008.12.001 Gibbons R., Murphy K. (1992). Optimal incentive contracts in the presence of career concerns: Theory and evidence. Journal of

Political Economy, vol. 100, no. 3, pp. 468-505. Hall B.J., Liebman J.B. (1998). Are CEOs really paid like bureaucrats? The Quarterly Journal of Economics, vol. 113, no. 3, pp. 653-691.

Himmelberg C., Hubbard R.G., Palia D. (1999). Understanding the determinants of managerial ownership and link between ownership and performance. Journal of Financial Economics, vol. 53, issue 3, pp. 353-384. https://doi.org/10.1016/S0304-405X(99)00025-2

Jensen C.M., Meckling W.H. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal

of Financial Economics, vol. 3, no. 4, pp. 305-360. https://doi.org/10.1016/0304-405X(76)90026-X Loderer C., Martin K. (1997). Executive stock ownership and performance tracking faint traces. Journal of Financial Economics,

vol. 45, issue 2, pp. 223-255. https://doi.org/10.1016/S0304-405X(97)00017-2 Low A. (2009). Managerial risk-taking behavior and equity-based compensation. Journal of Financial Economics, vol. 92, issue 3,

pp. 470-490. https://doi.org/10.1016/jjfineco.2008.05.004 McConnell J.J., Servaes H., Lins K.V. (2008). Changes in insider ownership and changes in the market value of the firm. Journal

of Corporate Finance, vol. 14, issue 2, pp. 92-106. https://doi.org/10.1016/jjcorpfin.2008.02.001 McKnight P.J., Weir C. (2009). Agency costs, corporate governance mechanisms and ownership structure in large UK publicly

quoted companies: A panel data analysis. The Quarterly Review of Economics and Finance, vol. 49, issue 2, pp. 139-158. Morck R., Shleifer A., Vishny R. (1988). Management ownership and market valuation: An empirical analysis. Journal of Finance

Economics, vol. 20, pp. 293-315. https://doi.org/10.1016/0304-405X(88)90048-7 Oliveira J.F. da R., Viana Junior D.B.C., Ponte V.M.R., Domingos S.R.M. (2017). Indicadores de desempenho e valor de mercado: uma analise nas empresas listadas na bm&fbovespa. Revista Ambiente Contabil, vol. 9, no. 2, pp. 240-258. DOI: 10.21680/2176-9036.2017v9n2ID10787 Shleifer A., Vishny R.W. (1994). Politicians and firms. The Quarterly Journal of Economics, vol. 109, issue 4, November, pp. 995-1025,

https://doi.org/10.2307/2118354 Short H., Kevin K. (1999). Managerial ownership and the performance of firms: Evidence from the UK. Journal of Corporate

Finance, vol. 5, issue 1, pp. 79-101. https://doi.org/10.1016/S0929-1199(98)00016-9 Ullah W. (2017). Evolving corporate governance and firms performance: Evidence from Japanese firms. Economics of Governance, vol. 18, pp. 1-33. DOI 10.1007/s10101-016-0180-6 Zhou X. (2001). Understanding the determinants of managerial ownership and the link between ownership and performance: Comment. Journal of Financial Economics, vol. 62, no. 3, pp. 559-571. https://doi.org/10.1016/S0304-405X(01)00085-X

References

Abramov A., Radygin A., Chernova M., Entov R. (2017). State ownership and efficiency characteristics. Voprosy Ekonomiki, no. 4,

pp. 5-37. https://doi.org/10.32609/0042-8736-2017-4-5-37. (in Russ.) Ankudinov A.B., Bataeva B.S. (2021). Capital structure and market capitalization: Empirical analysis of Russian public companies.

Upravlenets/The Manager, vol. 12, no. 2, pp. 35-45. DOI: 10.29141/2218-5003-2021-12-2-3. (in Russ.) Dolgopyatova T.G. (2008). Ownership concentration in Russian industry: Evolutionary changes at the microlevel. Zhurnal Novoy

ekonomicheskoy assotsiatsii / The Journal of the New Economic Association, no. 8(8), pp. 80-99. (in Russ.) Dolgopyatova T.G. (2016). Concentration of ownership in Russian manufacturing: Recent empirical evidence. Izvestiya Ural-skogo gosudarstvennogo ekonomicheskogo universiteta/Journal of the Ural State University of Economics, no. 4(66), pp. 30-39. (in Russ.)

Kapeliushnikov R., Demina N. (2005). The impact of property characteristics on economic performance of Russian industrial enterprises. Voprosy Ekonomiki, no. 2, pp. 53-68. https://doi.org/10.32609/0042-8736-2005-2-53-68. (in Russ.)

Rybalka A.I. (2020). Relationship between ownership structure and performance of high-tech companies. Problemyprognoziro-

vaniya /Studies on Russian Economic Development, no. 3(180), pp. 31-39. (in Russ.) 3

Smotritskaya I., Frolova N. (2023). Development estimates of corporate governance institute in Russian economy. Obshchestvo § i ekonomika /Society and Economics, no. 3, pp. 5-16. DOI: 10.31857/S020736760024665-0. (in Russ.) 8

Stepanova A.N., Shikhantsova O.S. (2015). Insider ownership and firm performance: Evidence from BRICS countries in 2003-2013. £ Rossiyskiy zhurnal menedzhmenta / Russian Management Journal, vol. 13, no. 1, pp. 43-64. (in Russ.) ë

Cherkasova V.A., Dunyasheva R.F. (2014). Influence of concentration of insider ownership on the efficiency of companies' invest- | ments in emerging markets. Korporativnye finansy/Corporate Finance, vol. 8, no. 2(30), pp. 3-18. (in Russ.) *

Aluchna M., Kaminski B. (2017). Ownership structure and company performance: A panel study from Poland. Baltic Journal S of Management, vol. 12, no. 4, pp. 485-502. https://doi.org/10.1108/BJM-01-2017-0025 £

Benson B.W., Davidson III W.N. (2009). Reexamining the managerial ownership effect on firm value. Journal of Corporate Finance, 5 vol. 15, no. 5, pp. 573-586. https://doi.org/10.1016/j.jcorpfin.2009.08.002 |

Bhagat S., Bolton B. (2008). Corporate governance and firm performance. Journal of Corporate Finance, vol. 14, pp. 257-273. S

DOI: 10.1016/j.jcorpfin.2008.03.006 Cormier D., Demaria S., Magnan M. (2017). Beyond earnings: Do EBITDA reporting and governance matter for market participants? Managerial Finance, vol. 43, no. 2, pp. 193-211. https://doi.org/10.1108/MF-07-2016-0205 Demsetz H. (1983). The structure of ownership and the theory of the firm. The Journal of Law and Economics, vol. 26, no. 2, pp. 375-390.

Demsetz H., Lehn K. (1985). The structure of corporate ownership: Causes and consequences. Journal of Political Economy, vol. 93, no. 6, pp. 1155-1177.