Научная статья на тему 'Концентрация собственности как механизм корпоративного управления в российских публичных компаниях: влияние на финансовые результаты деятельности'

Концентрация собственности как механизм корпоративного управления в российских публичных компаниях: влияние на финансовые результаты деятельности Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

CC BY
1021
164
i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.
Журнал
Прикладная эконометрика
Scopus
ВАК
Область наук
Ключевые слова
СТРУКТУРА СОБСТВЕННОСТИ / МОДЕЛЬ ХАУСМАНА-ТЕЙЛОРА / РАЗВИВАЮЩИЕСЯ РЫНКИ / ОПЕРАЦИОННАЯ И РЫНОЧНАЯ ЭФФЕКТИВНОСТЬ / OWNERSHIP STRUCTURE / HAUSMAN-TAYLOR ESTIMATOR / EMERGING MARKETS / OPERATION AND MARKET FIRM EFFICIENCY

Аннотация научной статьи по экономике и бизнесу, автор научной работы — Быкова А.А., Молодчик М.А., Шамилова Е.Г.

В работе оценивается влияние концентрации собственности, как механизма корпоративного управления, на операционную и рыночную эффективность российских публичных компаний. В качестве индикатора концентрации используется индекс Херфиндаля-Хиршмана. Эмпирический анализ с использованием метода Хаусмана-Тейлора по данным 2004-2013 гг. показал, что в условиях развивающейся институциональной среды высокая концентрация собственности может считаться эффективным инструментом улучшения результатов деятельности компаний.

i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.

Похожие темы научных работ по экономике и бизнесу , автор научной работы — Быкова А.А., Молодчик М.А., Шамилова Е.Г.

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.
i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.

Ownership concentration, corporate governance development and firm performance in Russian listed companies

This study is devoted to the analysis of ownership concentration as the mechanism of corporate governance and its impact on corporate performance. We estimated the concentration through the Herfindahl-Hirshman Index, whereas corporate performance indicators are measured trough ROA and Tobin’s Q. Based on the data of Russian public companies during 2004-2013 years, we found out that high concentrated companies outperform firms who have distributed shareholders. According to the results ownership concentration could be considered as the instrument compensating drawbacks of the institutional environment on emerging markets.

Текст научной работы на тему «Концентрация собственности как механизм корпоративного управления в российских публичных компаниях: влияние на финансовые результаты деятельности»

Прикладная эконометрика, 2017, т. 45, с. 50-74. Applied Econometrics, 2017, v. 45, pp. 50-74.

А. А. Быкова, M. А. Молодчик, E. Г. Шамнлова1

Концентрация собственности как механизм корпоративного управления в российских публичных компаниях: влияние на финансовые результаты деятельности

В работе оценивается влияние концентрации собственности, как механизма корпоративного управления, на операционную и рыночную эффективность российских публичных компаний. В качестве индикатора концентрации используется индекс Херфин-даля-Хиршмана. Эмпирический анализ с использованием метода Хаусмана-Тейлора по данным 2004-2013 гг. показал, что в условиях развивающейся институциональной среды высокая концентрация собственности может считаться эффективным инструментом улучшения результатов деятельности компаний.

Ключевые слова: структура собственности; модель Хаусмана-Тейлора; развивающиеся рынки; операционная и рыночная эффективность. JEL classification: D22; G32.

1. Введение

Согласно агентской теории, структура собственности — один из ключевых механизмов корпоративного управления, позволяющий разрешить конфликт разделения собственности и контроля, что в конечном итоге приводит к улучшению финансового состояния компании. Изучение связи между структурой собственности и результатами деятельности компании — одно из важных исследовательских направлений в области стратегического менеджмента (Demsetz, Villalonga, 2001).

Как показывают исследования последних лет, уровень концентрации собственности компаний во всем мире достаточно высок. Так, La Porta et al. (1999) обнаружили, что около 40% компаний в Дании и Германии, 50% в Новой Зеландии, 57% в Швеции, 75% в Ирландии имеют в составе акционеров, владеющих контрольным пакетом акций. Анализ 100 крупнейших

1 Быкова Анна Андреевна — Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики», Пермь; abykova@hse.ru.

Молодчик Мария Анатольевна — Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики», Пермь; mmolodchik@hse.ru.

Шамилова Екатерина Георгиевна — Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики», Пермь; redcom18@yandex.ru.

публичных компаний Турции продемонстрировал, что крупнейший акционер в среднем вла- |

деет 45% акций, тогда как первым пяти крупнейшим принадлежит в среднем 65% капитала §

g

компании (Demirag, Serter, 2003). По данным Perera (2011), более 10% компаний из списка ^ Fortune 500 имеют в своем составе акционера с пакетом акций более 5%. С

Для российских компаний актуальность анализа в данной области еще более очевидна. щ„ По оценкам экспертов, начиная с 2000-х гг. уровень концентрации акционерного капитала ? рос год от года. Как отмечает Долгопятова (2007), концентрация собственности есть уни- ¡5 версальная черта российского бизнеса и в целом не зависит от отрасли, формы собствен- â ности и размера компании. Если в первой половине 2000-х гг. доля компаний с наличием ^ «блокирующего» акционера составляла 40-65% от обследованных, а доля АО с держателя-

QQ

ми «контрольного» пакета — около 30-40%, то уже в 2005 г. более 80 и 70% предприятий § выборки имели акционеров, владеющих более 25 и 50% акций соответственно (Долгопя- ùa това, 2007). По данным отчета консалтинговой компании Standard&Poors, в 2006 г. среди ** 75 обследованных российских публичных компаний (более 90% капитализации всего российского фондового рынка) контролирующему акционеру принадлежало в среднем 58% акций. При этом в компаниях, чьи акции торгуются на зарубежных биржах, эта доля достигает почти 50% (ЦЭФИР, 2010).

Результаты эмпирических исследований также свидетельствуют о возрастающем интересе к изучению феномена влияния концентрации собственности на результаты деятельности компаний, особенно в странах с переходной экономикой. Зачастую результаты работ во многом очень противоречивы (Gedajlovic, Shapiro, 2002; Demirag, Serter, 2003). В частности, положительная взаимосвязь, показанная в работах (Thomsen, Pedersen, 2000; Gedajlovic, Shapiro, 2002), может быть обусловлена тем, что, владея значительной долей акций, мажоритарные акционеры имеют стимулы к контролю действий менеджеров и возможности влиять на них. C другой стороны, чрезмерная дискриминация миноритарных акционеров может привести к обратному результату, как показано, например, в (Lehmann, Weigand, 2000). В данном случае высококонцентрированная собственность негативно влияет на способность привлекать капитал и управлять рисками в компаниях, обесценивая внутренние и внешние механизмы корпоративного управления, что негативно сказывается на финансовых показателях (Wang, Shailer, 2015). Несмотря на различия в оценках, все авторы сходятся во мнении, что направление взаимосвязи очень часто определяется той институциональной средой, в которой функционируют предприятия. Именно поэтому результаты так сильно различаются в развитых и развивающихся странах (Lazareva et al., 2007).

Цель настоящей работы заключается в эмпирическом тестировании гипотезы о том, что для компаний, работающих в условиях недостаточно развитой институциональной среды и высокой степени неопределенности, структура собственности рассматривается как механизм компенсации в рамках функционирования системы корпоративного управления (например, снижения издержек на мониторинг менеджеров). Авторы предполагают, что более высокая концентрация собственности позволяет снизить остроту агентского конфликта между разными группами акционеров и способствует достижению более высоких финансовых показателей, что отражается как на внутренней эффективности, так и на инвестиционной привлекательности компании.

Для тестирования поставленных гипотез будут использованы данные о российских публичных компаниях за 2004-2013 гг. (несбалансированная панель), содержащие детальную информацию о финансовых показателях, а также качественных и количественных индикаторах

структуры собственности компаний, принадлежности компаний к определенным видам деятельности, местоположению и некоторых других. В отличие от многих других работ в данной области (Gedajlovic, Shapiro, 2002), в качестве индикатора концентрации собственности использован индекс Херфиндаля-Хиршмана, рассчитанный по данным всех собственников компании, владеющих более 5% акций. Для тестирования гипотез и учета проблемы эндо-генности в работе применен метод Хаусмана-Тейлора (Hausman-Taylor estimator), одновременно учитывающий фиксированные и случайные эффекты, позволяя тем самым получать более точные оценки. Такой подход отвечает современному пониманию природы данных в корпоративном управлении и финансах и является новым для анализа рассматриваемой проблематики.

Результаты, полученные в настоящем исследовании, имеют ценность для академического и бизнес- сообществ, а также могут служить аргументами при принятии решений регуляторами. Во-первых, обнаруженное положительное влияние концентрации собственности на показатели операционной и рыночной эффективности позволяет прояснить противоречивые результаты предыдущих работ в данной области, в том числе показав необходимость учета эндогенности структуры собственности. Во-вторых, полученные результаты демонстрируют особую роль, которую играют собственники в компаниях на развивающихся рынках в условиях неразвитой институциональной среды и корпоративного управления. Такие фирмы в среднем инвестиционно привлекательнее компаний с похожими характеристиками, но распыленной структурой собственности. В-третьих, предпринимается попытка ответить на один из главных вопросов теории корпоративного управления: должна ли быть ограничена власть крупных мажоритарных акционеров с целью снижения дискриминации миноритарных собственников или чрезмерного контроля над менеджерами.

В следующем разделе будет представлен обзор существующих теорий концентрации собственности, релевантные эмпирические работы в области влияния структуры собственности на результаты компаний, а также тестируемые гипотезы. В разделе 3 описывается методология исследования. Раздел 4 содержит информацию и характеристику имеющейся выборки, а в разделе 5 представлены основные результаты. Интерпретация полученных оценок и наиболее важные выводы приведены в заключительном разделе 6.

2. Обзор литературы

2.1. Теория структуры собственности

Современная теория корпоративного управления различает две модели развития крупных корпораций в зависимости от структуры собственности — W-модель (the Widely-held model of corporation) и B-модель (the Blockholder model). Первая, основу которой составляют миноритарные акционеры, характерна для англосаксонских стран. Одним из важных условий эффективности W-модели является высокая ликвидность и конкуренция на финансовом рынке. Вторая базируется на предположении о наличии доминирующих собственников (высококонцентрированной собственности), контролирующих компанию, формирующих совет директоров и назначающих топ-менеджеров. В условиях формирующегося рынка капитала и волатильности экономики, высокая степень доверия между основными стейкхолдерами, характерная для B-модели, может стать ключевым фактором создания

стоимости. Тем не менее, B-модель не лишена недостатков, главным из которых является |

потенциальная дискриминация миноритарных акционеров со стороны крупных собствен- §

ников (Lehman, Weigand, 2000). Как отмечают Dyck, Zingales (2004), высокая концентрация ^

собственности приводит к сложностям реализации активов компании по рыночной цене. с

Несмотря на это, эмпирические исследования, проводимые с начала 90-х годов, показали, щ„

что в реальности W-модель гораздо менее распространена, чем это обосновывалось теоре- I?

тически (La Porta et al., 1999). ¡5

о

О

2.2. Влияние концентрации на результаты деятельности компаний: эмпирические свидетельства в развитых и развивающихся странах §

а

В отличие от выстроенной теории, результаты эмпирических работ относительно влияния концентрации собственности на результаты деятельности компании очень неоднознач- А ны (Thomsen et al., 2006) даже для развитых стран. Как показано в обзоре (Van Essen, van Oosterhout, 2008), существенные различия во многом обусловлены рядом причин: использованием бухгалтерских или рыночных показателей деятельности, различиями в методологии — учетом эндогенности структуры собственности, влиянием страновых особенностей или принятой модели корпоративного управления. Например, Lehmann, Weigand (2000), изучая крупные корпорации Германии, обнаружили отрицательный эффект влияния концентрации собственности на рыночную эффективность, тогда как Gedajlovic, Shapiro (2002) выявили положительную связь с рентабельностью активов. Вместе с тем, в работе Иваш-ковской и Зинкевич (2009), анализировавших компании Германии по данным 2000-2006 гг., взаимосвязь между индикаторами оказалась статистически незначимой. В ряде работ была подтверждена гипотеза о нелинейной обратной U-образной зависимости между рыночными показателями деятельности и концентрацией собственности. Weiss, Hilger (2011), используя выборку из 1079 крупных торгуемых компаний по 8 развитым странам (США, Япония, Китай, Германия, Франция, Великобритания, Испания и Канада) на данных 2007 г., показали отрицательную и нелинейную зависимость между более высоким уровнем концентрации и эффективностью компании, измеренной показателями ß-Тобина и рентабельностью активов (ROA).

Thomsen et al. (2006) утверждают, что связь концентрации собственности и эффективности деятельности компаний оказывается статистически значимой в странах с недостаточно развитой институциональной средой. В ряде эмпирических работ в области корпоративного управления показано, что окружающий институциональный и социокультурный контекст оказывает влияние на взаимосвязь между структурой собственности и результатами компаний. Таким образом, можно утверждать, что различия в уровне развития институтов корпоративного управления в развитых и развивающихся странах могут в значительной мере ограничивать применение и аргументацию разработанных (для развитых рынков) теоретических моделей на практике.

С одной стороны, наличие стимулов и достаточная власть крупных акционеров, позволяющая контролировать менеджеров и влиять на них (Stiglitz, 2005), могут разрешить конфликт «принципал—агент», поскольку в этом случае акционер имеет достаточно власти для осуществления контроля над менеджментом, снижая тем самым асимметрию информации и издержки контроля. Еще одна причина положительного влияния концентрации

собственности связана с наличием стимулов у крупных собственников принимать активное участие в деятельности компании (Grossman, Hart, 1986). С другой стороны, именно в развивающихся странах более слабые механизмы внешнего контроля и менее развитые институты защиты прав собственности могут увеличить риски дискриминации миноритарных акционеров со стороны крупных собственников, что может выступать причиной негативного влияния концентрации на индикаторы эффективности (La Porta et al., 1999). Этим противоположным теоретическим обоснованиям соответствуют и неоднозначные эмпирические результаты. Wu, Cui (2002) показали, что для китайских компаний концентрация собственности положительно связана с операционной эффективностью, измеренной рентабельностью активов и собственного капитала, при этом связь с рыночной эффективностью — отрицательная. Аналогичные результаты были получены и Haniffa, Hudaib (2006) по итогам анализа 347 малазийских компаний, торгующихся на фондовой бирже: концентрация собственности положительно ассоциирована с рентабельностью активов и отрицательно — с рыночной эффективностью. В то же время, Hu et al. (2010) обнаружили строго положительную связь для всех показателей на азиатских рынках. При этом Schultz et al. (2010) сделали вывод, что, с учетом эндогенности, высокая концентрация собственности никак не влияет на финансовые результаты компаний, расположенных в Австралазийском регионе.

Что касается исследований по российским данным, то Энтов и др. (2005) по результатам опроса 201 российского акционерного общества из различных отраслей подтвердили гипотезу о прямом линейном влиянии концентрации собственности на показатели выручки на одного рабочего, выручки на единицу основных фондов, рентабельности продаж. Капелюшников и Демина (2005), используя базу Российского экономического барометра 2003 г., с помощью МНК-оценок пришли к обратному заключению — отрицательному влиянию концентрации собственности на рентабельность активов, уровень зарплаты, загрузку производственных мощностей. Кузнецов и Муравьев (2000) с помощью метода инструментальных переменных анализировали влияние концентрации капитала, измеренной долей голосующих акций трех крупнейших акционеров, на эффективность «голубых фишек» на фондовом рынке России. Было обнаружено, что связь с коэффициентом Q-Тобина и рентабельностью активов может быть описана в виде U-образной кривой, тогда как связь с производительностью труда отсутствует вовсе. Авторы сделали вывод о том, что издержки концентрации собственности превышают связанные с ней выгоды для российских компаний (Кузнецов, Муравьев, 2000). Гуриев и др. (2003) также обнаружили, что до определенного предела доля акций крупнейшего собственника положительно связана с эффективностью деятельности компании, а сверх этого предела — не влияет на нее. Противоположные результаты были получены Gugler et al. (2014) для выборки из 416 компаний стран Восточной Европы, 123 из которых представляли Россию: концентрация собственности отрицательно влияет на рыночную эффективность, но только до определенного предела, что объясняется проявлением эффекта активного вовлечения собственника в процесс управления компанией. Березинец и др. (2013), рассматривая долю собственников в составе Совета директоров в качестве показателя концентрации, обнаружили положительное влияние этого показателя на рыночную эффективность компаний, торгуемых на бирже РТС с 2007 по 2011 г. Как отмечает Ружанская (2009), различие в выводах объясняется не только анализом очень коротких панелей, но также и использованием данных обследований (опросов), сделанных на небольших и нерепрезентативных выборках. Существенная часть исследований выполнена до кризиса 1998 г., что не позволило уловить позитивные

результаты, потому что «мелкие отклонения» были незаметны при трансформационном § шоке (Ружанская, 2009). §

Приведенный обзор демонстрирует существенные различия в оценке влияния концен- ^ трации собственности на финансовые результаты фирмы, особенно для развивающихся с рынков. Несмотря на то что значительная часть работ обнаружила отрицательное влияние щ„ концентрации собственности, в данной работе предполагается, что, учитывая специфику | российской экономики (в частности, до сих пор не завершившейся приватизации) и анали- ¡5 зируемых крупных публичных компаний, акционеры (в рамках В-модели) имеют стимулы к формированию устойчивых конкурентных преимуществ и созданию стоимости в долго- ^ срочном периоде. При этом негативные эффекты от концентрации собственности и оппортунистического поведения нивелируются выгодами, получаемыми от снижения агентских из- § держек по контролю менеджмента и активного вовлечения собственников в процесс управ- йа ления, что отражается на увеличении эффективности деятельности компании. С этой целью ** будет протестирована следующая гипотеза. А

На: Рост концентрации собственности оказывает положительное влияние на операционную эффективность деятельности компаний.

Помимо операционной эффективности, предполагается, что работа компании в рамках высокой концентрации собственности отражается и на настроении инвесторов — такие компании оцениваются ими как более перспективные с точки зрения инвестиций. Концентрация собственности в данном случае рассматривается как механизм снижения асимметрии информации, нивелирующий недостаточно развитую систему корпоративного управления в целом. Таким образом, выдвинутая гипотеза обозначена следующим образом.

Нь: Концентрация собственности положительно связана с рыночной эффективностью деятельности компаний.

Отметим, что в работах российских авторов, в отличие от зарубежных исследований, не использовался индекс Херфиндаля-Хиршмана, что связано прежде всего с недоступностью данных. Кроме того, для многих работ характерно наличие проблемы эндогенно-сти, для решения которой требуется использование более продвинутых методов анализа. В настоящей работе предпринята попытка устранить имеющиеся пробелы.

о

3. Методология

3.1. Модель исследования с учетом эндогенности регрессоров

Необходимо отметить, что выбор методологии оценки влияния структуры собственности на показатели деятельности компании во многом обусловлен наличием эндогенности. Структура собственности является результатом стратегических решений о максимизации стоимости акционеров компании, так же как другие наблюдаемые и ненаблюдаемые характеристики фирмы. Таким образом, максимизация стоимости может потребовать как увеличения, так и снижения концентрации капитала. Несмотря на то что, согласно выводам Wang, Shailer (2015), более 64% современных исследований до сих пор используют МНК-оценку, которая игнорирует эндогенность, все больше работ, например (Demsetz, Villalonga, 2001), пытаются учесть эндогенность структуры собственности в оценке эффекта концентрации. В частности, Demsetz, Villalonga (2001) применили систему одновременных уравнений

и опровергли предположение, что структура собственности экзогенна, поскольку объясняется такими факторами, как отраслевая принадлежность фирмы, ее размеры и волатильность рентабельности активов. Аналогичный подход был применен Grosfeld (2006) при изучении влияния концентрации собственности на экономические результаты греческих публичных компаний. В целом, такие методы, как 2SLS, GMM и 3SLS учитывают ненаблюдаемые эффекты, но надежность получаемых оценок в значительной степени определяется качеством подобранных инструментов (Grosfeld, 2006). Khanna et al. (2005) использовали модель с фиксированными эффектами для панельных данных с временным промежутком 10 лет и показали статистически значимую корреляцию между концентрацией менеджериальной собственности и стоимостью компании. Однако при использовании модели фиксированных эффектов влияние концентрации собственности часто не обнаруживается даже в тех случаях, когда оно действительно существует, из-за особенностей самого метода.

С учетом имеющихся ограничений «стандартных» регрессионных методов, а также специфики изучаемой проблемы, в данной работе применяется методология инструментальных переменных Хаусмана-Тейлора (Hausman, Taylor, 1981). Главное преимущество этого метода оценивания — возможность включения в анализ неизменяющихся во времени переменных одновременно с решением проблемы эндогенности. Более того, в отличие от использования фиксированных эффектов, отсутствует необходимость поиска дополнительных инструментов для объясняющих эндогенных переменных, т. к. они уже включены в модель в качестве изменяющихся во времени экзогенных переменных (Dixit, Pal, 2010).

В соответствии с методологией Хаусмана-Тейлора все объясняющие переменные делятся на четыре группы. Теоретически в модели могут быть 4 группы, но конкретно в рассматриваемой модели отсутствуют эндогенные и постоянные во времени факторы. Поэтому для рассматриваемой здесь модели имеются только три группы (см. табл. 1). Более подробное описание отдельных индикаторов приведено в Приложении.

Таблица 1. Характеристики объясняющих переменных модели

Переменные Не коррелированы с НИСЭ Коррелированы с НИСЭ

(экзогенные) (эндогенные)

Меняющиеся во времени TA, AGE, YEAR, l.ROA, l.TOBQ, HHI, LEV

ROA*, STOWN**

Постоянные во времени IND, LOC

Примечание. НИСЭ — ненаблюдаемый индивидуальный специфический эффект, * — для модели с коэффициентом 2-Тобина в качестве зависимой переменной, ** — в моделях проверки устойчивости результатов.

Итоговое оцениваемое регрессионное уравнение выглядит следующим образом:

СогрРег/, = Х1и£ + X2иЬ2 + Zuу + V, +8и , (1)

где СогрРег/и — индикаторы результатов деятельности компании (рыночная и операционная эффективность),

IND' LOC ,

vi — ненаблюдаемый индивидуальный специфический эффект, еи — ошибки модели.

Xlu = [TA AGE YEAR l.ROA ITOBQ ST_OWN ROA ]', X2it =

HHI

, =

LEV

3.2. Переменные §

§

Зависимые переменные: операционная и рыночная эффективность i

I

В настоящей работе среди множества показателей результатов деятельности компа- с

ний проанализированы два аспекта: операционный (operating efficiency) и стратегический щ„

(strategic performance). Операционная эффективность подразумевает эффективность основ- Í

ной деятельности фирмы и измеряется бухгалтерскими показателями, такими как, например, §

рентабельность активов. Стратегическая эффективность показывает, насколько эффектив- §

но исполняется корпоративная стратегия, функционируют внутренние механизмы, которые ^ задействованы при ее реализации. Как правило, стратегическая эффективность оказывает

-w—r GQ

влияние на рыночную стоимость (капитализацию). Поэтому стратегическую эффективность g еще называют рыночной эффективностью, когда она измеряется такими рыночными инди- йа каторами, как коэффициент ß-Тобина или динамика цены акций.

В работе будут использоваться два индикатора эффективности фирмы: рентабельность активов (ROA) и коэффициент Q-Тобина (TOBQ) — как два наиболее популярных индикатора в имеющихся эмпирических работах (Weiss, Hilger, 2011). Как отмечено Ивашковской и Зинкевич (2009), одновременное использование сразу двух показателей позволяет частично элиминировать их недостатки. В частности, коэффициент ß-Тобина подвержен волатильности, тогда как рентабельность активов существенным образом зависит от особенностей ведения бухгалтерского учета (Ивашковская, Зинкевич, 2009). Более того, если коэффициент ß-Тобина направлен на анализ будущего компании, включая ожидания инвесторов относительно ее результатов деятельности, то рентабельность активов отражает уже созданную ценность для акционеров. Включение двух индикаторов в анализ позволяет учесть разные аспекты деятельности фирмы. Для анализа устойчивости полученных оценок построены модели, где в качестве зависимых переменных использованы модификации ROA и TOBQ, а именно бинарные переменные ROA D и TOBQ_D, принимающие значение 1, если значение показателя компании выше среднеотраслевого, и 0 в противном случае.

Объясняющая переменная: индикатор концентрации собственности

Авторы, изучающие развивающиеся рынки, где особенно остро стоит проблема с получением данных, чаще всего используют показатель, характеризующий долю акций крупнейшего акционера (Thomsen, Pedersen, 2000; Долгопятова, 2007). Его главное преимущество — способность быстро реагировать на ситуации, когда происходит перераспределение долей между крупными собственниками компании. Тем не менее, показатель обладает и существенными недостатками. Прежде всего, оценка концентрации с помощью данного индикатора не учитывает доли всех остальных акционеров и предполагает линейную зависимость между долей собственности и силой влияния. Однако в совокупности все остальные акционеры, кроме крупнейшего, могут в целом иметь большее влияние. В ситуации с несколькими крупными акционерами проблема наличия возможных коалиций только усугубляется, как было показано рядом авторов (Demsetz, Villalonga, 2001; Gedajlovic, Shapiro, 2002). В настоящей работе в качестве объясняющей переменной использован индекс Херфинда-ля-Хиршмана (Herfindahl-Hirschman Index, HHI) аналогично работе Goergen, Renneboog (2001), который позволяет преодолеть данные ограничения. В частности, индекс позволяет

провести более точную оценку, т. к. учитывает всех акционеров компании, обладающих правом голоса, а также придает больший вес более крупным акционерам, другими словами, учитывает структуру распределения долей в капитале компании (Crama et al., 2003). Индекс Херфиндаля-Хиршмана в данной модели является эндогенным (Goergen, Renneboog, 2001) и меняющимся во времени.

Лагированные зависимые переменные

Учитывая эндогенность взаимосвязи между концентрацией собственности и результатами деятельности (Wintoki et al., 2012), ряд авторов, например Ивашковская, Зинкевич (2009), предлагают включать лагированную зависимую переменную в качестве одного из объясняющих факторов (l.ROA, l.TOBQ). Когда крупные акционеры «озадачены» максимизацией рентабельности собственного капитала, они с более высокой вероятностью будут консолидировать собственность, что означает положительную связь между результатами деятельности в прошлом и концентрацией. Если же компания характеризуется низкой эффективностью, крупные акционеры думают, что их компания переоценена, в этом случае концентрация собственности рассматривается как дополнительный риск, мотивируя владельцев на диверсификацию их портфеля. В этом случае результаты прошлого периода отрицательно связаны с концентрацией. В представленную модель лагированные переменные включены как экзогенные изменяющиеся во времени индикаторы.

Контрольные переменные

Помимо показателя концентрации собственности, гетерогенность в результатах компании может объясняться рядом внутренних и внешних характеристик фирмы, включающих размер, возраст, финансовый рычаг, отраслевую принадлежность и локализацию компании.

Размер компании. Эмпирические исследования показали, что существует немонотонная взаимосвязь между размером компании и финансовыми результатами. С одной стороны, крупные фирмы более прозрачны и в связи с этим могут рассчитывать на облегченный доступ к финансовым ресурсам по более низкой стоимости, что может оказывать влияние на эффективность фирмы. Margaritis, Psillaki (2010) показали, что размер компании значимо и положительно влияет на ее эффективность благодаря большей финансовой устойчивости и, соответственно, более низкому риску банкротства. С другой стороны, как продемонстрировано King, Santor (2008) в соответствии с агентской теорией, увеличение размера компании влечет за собой существенный рост управленческих затрат, которые снижают ее эффективность.

В данной работе в качестве индикатора размера компании, на основе работы (King, Santor, 2008), использован натуральный логарифм совокупных активов (TA ), включенный в модель как экзогенная меняющаяся во времени переменная.

Возраст компании. Фирмы, которые долго существуют на рынке, имеют более высокие финансовые показатели за счет приобретенных знаний о рынке, опыта, репутации, финансовой устойчивости, международных связей (DeAngelo et al., 2006). Однако возможна и отрицательная зависимость между возрастом и эффективностью: по мере того, как компания стареет, она подвержена риску замедления модернизации и внедрения инноваций, что способствует росту затрат и снижению рентабельности (Graham et al., 2013). Стоимость

молодых компаний часто оказывается выше из-за предполагаемого более высокого темпа | роста, а также более высокой интенсивности использования интеллектуальных ресурсов § (Black et al., 2014). В данной модели, по аналогии с работой (Wintoki et al., 2012), возраст ^ компании (AGE) является экзогенной и меняющейся во времени величиной и включен в мо- с дель как натуральный логарифм возраста. ^

Финансовый рычаг (LEV) характеризует структуру капитала компании, которая, в свою I очередь, выступает инструментом финансирования развития компании в долгосрочной пер- § спективе и оказывает влияние на инвестиционные риски. Более того, Black et al. (2014) го- ¡§ ворят о том, что финансовый рычаг связан с коэффициентом <2-Тобина, поскольку снижает ^ налог на доходы. Ивашковская и др. (2013) отмечают, что на развивающихся рынках неоптимальное соотношение долга к собственному капиталу оказывает отрицательное влияние § на эффективность. В соответствии с работой (Margaritis, Psillaki, 2010) предполагается на- йа личие эндогенности структуры капитала, которая определяется ее зависимостью как от характеристик фирмы, так и от факторов контрактной среды.

Участие государства в собственности компаний. Для учета возможных эффектов, связанных со структурой собственности, а именно принадлежностью институциональных инвесторов, а также с целью проверки устойчивости полученных результатов, в модель в качестве экзогенной и меняющейся во времени включена бинарная переменная «наличие государства среди акционеров компании» (STOWN). Влияние участия государства как одного из механизмов корпоративного управления на результаты широко обсуждается в литературе. Многие авторы утверждают, что компании с государственным участием менее эффективны по сравнению со своими конкурентами с исключительно частным капиталом, поскольку не ставят себе целью максимизировать стоимость, а выполняют зачастую некую социальную функцию. Аналогичный вывод был получен Gugler et al. (2014) для выборки из 416 компаний 13 стран Восточной Европы, включая Россию: наличие государственных прямых инвестиций отрицательно оценивается инвесторами, в том числе из-за эффекта дискриминации миноритарных акционеров и оппортунистического поведения крупного акционера, которым выступает государство. С другой стороны, участие государства может означать и более пристальный контроль над деятельностью менеджмента компании, что снижает асимметрию информации и положительно влияет на результаты деятельности (Bohren, Odegaard, 2003).

Отраслевая и географическая принадлежность. Thomsen, Pedersen (2000) утверждают, что отраслевую принадлежность (IND) необходимо учитывать при анализе структуры собственности и результатов фирмы, поскольку она не только напрямую влияет на концентрацию собственности, но и определяет уровень прибыльности и темп роста в определенном секторе, складывающиеся под влиянием конкуренции и стадии жизненного цикла. Аналогичная логика справедлива и для местоположения компании (LOC). Данные показатели эк-зогенны и стационарны во времени, поскольку решения в данной области не зависят от текущего менеджмента компании (Capello, Faggian, 2005).

В модель также включаются годовые индикаторы (YEAR) как экзогенные переменные для того, чтобы учесть временные эффекты, связанные с макроэкономической обстановкой и рыночными колебаниями (Wintoki et al., 2012; Gugler et al., 2014). Наконец, в связи с тем, что на ожидания инвесторов существенное влияние оказывают достигнутые финансовые результаты компании, для нивелирования этого эффекта в модель включены оценки влияния концентрации собственности на рыночную эффективность рентабельность активов (ROA).

4. Данные

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

Для тестирования выдвинутых в работе гипотез были использованы данные2 о 1096 публичных российских компаниях, содержащие большой набор как количественных, так и качественных показателей за период с 2004 по 2013 г. Для снижения смещения результатов, в соответствии с методологией (Schultz et al., 2010) исключались наблюдения, находящиеся в 1 и 99%-ных интервалах по значениям коэффициента Q-Тобина. Кроме того, поскольку у части компаний отсутствуют данные о биржевых котировках и рентабельности активов, финальная выборка составила 1944 наблюдения для 194 компаний в соответствии с классификационной системой NAICS. Распределение выборки российских компаний по отраслям следующее:

• обрабатывающая промышленность — 47%;

• строительство и недвижимость — 30%;

• производство электроэнергии, воды и газа — 9%;

• услуги — 8%;

• оптовая и розничная торговля — 6%.

Поскольку первоначально индекс Херфиндаля-Хиршмана возник как индикатор оценки структуры рынка и монопольной власти, то пороговые значения соответствуют рекомендациям Департамента юстиции США. Согласно документу (U.S. Department..., 1992), компании с индексом Херфиндаля-Хиршмана более 1800 относятся к категории высококонцентрированных, все остальные (HHI < 1800) отнесены к категории умеренно- и низкоконцентрированных. Хотя в настоящее время в США действует другая классификация, в исследовании взята классификация 1992 г., поскольку, во-первых, она применялась в большинстве работ в данной области, во-вторых, использовалась Федеральной антимонопольной службой РФ3 до 2015 г. и, в-третьих, отражает не только отставание уровня развития законодательства, но и существенные различия в структуре экономик двух стран.

Распределение компаний выборки по этому параметру представлено в табл. 2. В этой и последующих таблицах 3-5 приводятся средние показатели по всем годам из периода 2004-2013 гг.

Таблица 2. Распределение компаний выборки по степени концентрации

Степень концентрации собственности Число компаний Доля(%)

Высококонцентрированные (HHI > 1800) 160 82

Умеренно- и низкоконцентрированные (HHI < 1800) 34 18

Всего 194 100

2 Для сбора количественной информации использовались готовые специализированные базы данных, а для качественных показателей — имеющаяся в открытом доступе информация, в том числе данные годовых отчетов, финансовой отчетности, пресс-релизы и новостные ленты с сайтов компаний. В основном источником информации об общих характеристиках компаний и результатах финансовой деятельности послужили базы Fira Pro, Bloomberg, а источником данных о структуре и концентрации собственности — база Ruslana (Bureau Van Dijk).

3 В настоящее время порог для признания отрасли высококонцентрированной повышен до 2000.

С ai

«i

«i «i

Таблица 3. Описательные статистики переменных модели

Показатель Среднее Стандарт. Минимум Q25 Q50 Q75 Максимум

значение отклонение

Зависимая переменная

TOBQ 1.11 0.75 0.08 0.73 0.95 1.25 7.79

ROA 0.11 0.13 -0.43 0.04 0.09 0.16 0.97

Независимые переменные

HHI 4569.68 2784.74 0 2461.42 3936.03 6658.56 10000

Контрольные переменные

TA 674.47 1606.37 11.09 62.36 151.26 552.24 20549.31

ln TA 5.25 1.52 2.41 4.13 5.02 6.31 9.93

AGE 35.19 33.8 3 14 18 54 250

ln AGE 3.14 0.94 1.10 2.64 2.89 3.99 5.52

LEV 1.5 2.28 0 0.23 0.7 1.8 19.44

Анализ компаний с разной степенью концентрации собственности (табл. 4) по исследуемым показателям показывает существование значимых различий средних значений показателей эффективности для фирм с разной концентрацией собственности. Несмотря на то что показатели операционной эффективности больше у высококонцентрированных компаний, рынок оценивает именно неконцентрированные компании как более привлекательные. При этом компании второй группы больше по размеру и характеризуются более высоким финансовым рычагом.

Большая часть представленных компаний характеризуется высокой степенью концентрации собственности, что согласуется с ситуацией на развивающихся рынках, для которых свойственно низкое качество институциональной среды, влияющей на эффективность механизмов корпоративного управления.

5. Результаты

5.1. Анализ описательных статистик выборки

Описательные статистики для анализируемой выборки приведены в табл. 3. Среднее значение индекса концентрации собственности составляет 4569.68. Таким образом, в среднем компании характеризуются как высококонцентрированные, особенно по сравнению с компаниями развитых стран. К аналогичным выводам пришли большинство российских исследователей (Ружанская, 2009). При этом сам индекс варьируется в выборке от 0 до 10 000, отражая значительную гетерогенность структуры собственности компаний выборки.

Что касается показателей результатов деятельности, то в среднем рентабельность активов составляет 11%, что сопоставимо с данными по России в целом согласно Госкомстату. Среднее значение коэффициента ^-Тобина равно 1.11, что означает в среднем более высокую оценку компаний рынком, чем балансовая стоимость их активов, что отражает настроения инвесторов относительно возможностей компаний эффективно использовать имеющиеся ресурсы.

Таблица 4. Средние значения показателей для компаний с разным уровнем концентрации

Показатель Умеренная и низкая концентрация Высокая концентрация Р-значение

TOBQ 1.198 1.097 0.025

(0.050) (0.018)

ROA 0.101 0.116 0.013

(0.006) (0.003)

ln TA 5.018 5.298 0.002

(0.087) (0.037)

LEV 1.196 1.560 0.008

(0.099) (0.059)

AGE 35 35 0.748

(1.719) (0.854)

LOC 0.423 0.446 0.435

(0.027) (0.012)

Число наблюдений 336 1608

Примечание. В скобках указано стандартное отклонение. В последнем столбце стоят результаты теста на статистическое различие между группами компаний с высокой и умеренной и низкой концентрацией. Нулевая гипотеза — средние значения между группами не отличаются.

Анализ средних значений по видам экономической деятельности (табл. 5), позволяет сделать выводы о существенной гетерогенности компаний в выборке, обусловленной в том числе отраслевой спецификой.

Таблица 5. Средние значения индикаторов в разрезе видов деятельности

Показатель Строительство Производство Энергетическая Услуги Торговля

и недвижимость и химическая отрасль

TOBQ 1.09 1.12 1.09 1.18 1.10

ROA 0.06 0.11 0.14 0.09 0.15

HHI 3522.48 4705.02 4720.11 3786.38 5549.26

TA 419.57 567.63 928.22 880.95 342.93

LEV 2.15 1.74 0.97 1.41 1.26

AGE 21.7 48.74 20.98 30.07 25.95

LOC 0.65 0.36 0.40 0.57 0.77

Число 178 918 578 161 108

наблюдений

Несмотря на устойчивый тренд снижения концентрации (рис. 1), в целом можно отметить преобладание компаний с высокой концентрацией собственности.

Как показано в табл. 6, все независимые переменные статистически значимо коррелиро-ваны с зависимыми переменными, что предварительно подтверждает выдвинутые гипотезы, а также служит дополнительным аргументом необходимости включения этих переменных в модель, чтобы избежать смещенности оценок из-за пропущенных наблюдений. Среди прочих авторов, Thomsen, Pedersen (2000) получили схожие результаты. Также необходимо

6500

Рис. 1. Динамика индекса Херфиндаля-Хиршмана (HHI) по годам

отметить положительную и статистически значимую связь между индикаторами операционной и рыночной эффективности и их лагированными (на 1 год) значениями. Коэффициенты корреляции равны 0.61 и 0.65 соответственно, подтверждая принятое в эмпирике утверждение о том, что результаты компании в прошлом периоде влияют на текущие показатели. Более того, лагированные переменные операционной эффективности статистически значимо связаны с индикатором концентрации собственности (0.11). Все обнаруженные факты позволяют сделать вывод о динамической природе взаимосвязи между концентрацией собственности и результатами деятельности, что оказывает существенное влияние на выбор метода оценки. Поскольку отсутствуют статистически значимые коэффициенты корреляции выше 0.8, а проведенный анализ коэффициентов VIF показал, что значения для всех переменных меньше 10 (Gujarati, 2003), можно сделать выводы об отсутствии в рассматриваемой модели проблемы мультиколлинеарности.

Таблица 6. Корреляционная матрица и VIF коэффициенты

TOBQ ROA l.TOBQ l.ROA HHI TA AGE LEV LOC STOWN

TOBQ 1

ROA 0.244*** 1

l.TOBQ 0.648*** 0.172*** 1

l.ROA 0 194*** 0.612*** 0.238*** 1

HHI 0.003 0.123*** -0.013 0.109*** 1

TA 0.008 -0.073*** 0.045 -0.036 0.100*** 1

AGE -0.087*** 0.030 -0.081** 0.041 0.086***-0.156*** 1

LEV 0.038* -0.193*** 0.036 -0.219*** 0.071*** 0.046** -0.002 1

LOC -0.064** -0.023 -0.081** 0.001 -0.007 0.197***-0.139*** 0.043** 1

STOWN 0.010 -0.044* -0.011 -0.037 0.046** -0.078*** 0.401*** 0.102***-0.151*** 1

VIF 1.78 1.68 1.83 1.67 1.08 1.11 1.10 1.11 1.06 1.02

Примечание. ***, **, и * означают значимость переменных на 1, 5 и 10%-ном уровне соответственно.

5.2. Результаты оценки модели

В таблице 7 представлены результаты регрессионного анализа моделей 1 и 2, где зависимыми переменными выступают меры эффективности компаний: операционная (ROA) и рыночная (Tobin's Q). Все необходимые статистики оценки качества модели представлены в конце таблицы.

Таблица 7. Результаты регрессионного анализа: влияние концентрации собственности на операционную и рыночную эффективность компании

Регрессоры ROA TOBQ

Const -0.122 1.946**

(0.096) (0.887)

Меняющиеся во времени эндогенные переменные

HHI 0.001*** 0.001**

(0.000) (0.000)

LEV -0.009** 0.010

(0.004) (0.015)

Меняющиеся во времени экзогенные переменные

ln TA -0.030*** -0.355***

(0.008) (0.046)

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

ln AGE -0.039** -0.662***

(0.015) (0.096)

ROA 0.575*** (0.167)

l.ROA 0.226*** (0.046)

l.TOBQ 0.135*** (0.036)

Постоянные во времени экзогенные переменные

LOC 0.007 -0.196

(0.022) (0.169)

IND Включены Включены

YEAR Включены Включены

Число наблюдений 1.220 1.220

Хи-квадрат 106.61 120.72

/>-значение 0.000 0.000

Su 0.106 1.137

0.083 0.453

Р 0.617 0.863

Примечание. В таблице приведены коэффициенты регрессии и стандартные ошибки (в скобках) модели в соответствии с методологией Хаусмана-Тейлора. Каждая модель включает в себя бинарные переменные временного (2005-2013 гг.) и отраслевого эффекта, результаты которых не отражены. ***, **, и * означают значимость переменных на 1, 5 и 10%-ном уровне соответственно.

Значения статистики хи-квадрат (106.61 и 120.72 соответственно), а также совместная значимость на 1%-ном уровне всех независимых переменных показывает значимость

модели в целом и адекватность выбранной методологии оценки. Более того, лагированные | переменные также значимы на 1%-ном уровне в обеих спецификациях, что не позволяет § отвергнуть гипотезу об отсутствии эндогенности, источником которой является природа ^ взаимосвязи между концентрацией и финансовыми результатами. С

Коэффициент при индексе Херфиндаля-Хиршмана, отвечающий за концентрацию соб- ^ ственности, положительно и статистически значим с зависимой переменной на уровне 1% Í для моделей 1 и 2. Таким образом, увеличение концентрации собственности приводит к улуч- ¡5 шению показателей результатов деятельности как с точки зрения операционной, так и ры- § ночной эффективности. Другими словами, компании, в которых присутствуют крупные ак- ^ ционеры, прибыльнее, чем компании со значительным числом миноритарных акционеров. Более того, такие компании оцениваются рынком как более привлекательные для инвестиро- | вания. Полученные результаты могут считаться устойчивыми, подтверждают ранее выдви- йа нутые гипотезы На и Нь и согласуются с результатами исследований по другим развивающимся рынкам (Wiwattanakantang, 2001; Heugens et al., 2009). В частности, Wiwattanakantang (2001), проанализировав 270 нефинансовых компаний, котирующихся на фондовой бирже Таиланда, обнаружил, что наличие контроля со стороны крупных акционеров приводит к существенному увеличению ROA и TOBQ. Результаты отличаются от оценок, полученных, например, Yurtoglu (2000) по данным о 126 промышленных предприятий Турции и показавших наличие статистически значимой отрицательной связи между концентрацией и ROA.

Говоря о влиянии контрольных переменных, необходимо отметить статистическое и отрицательное влияние (на 1%-ном уровне значимости) размера и возраста компании для обеих моделей. Другой значимый (на 5%-ном уровне) фактор — финансовый рычаг, который отрицательно связан с операционной, но при этом незначим для рыночной эффективности. В соответствии со сделанными предположениями, результаты компаний в прошлом действительно являются хорошим индикатором финансовых показателей в текущем периоде — лагированные переменные значимо (на 1%-ном уровне) и положительно влияют на ROA и TOBQ. При этом не подтвердилась гипотеза о влиянии отраслевых специфик и месторасположения компании, а также влиянии временных экзогенных шоков.

Для проверки устойчивости полученных оценок были построены модификации базовой регрессионной модели для каждого индикатора эффективности деятельности компании. В первом случае в качестве зависимой была взята бинарная переменная, отражающее превышение операционной и рыночной эффективности компании над среднеотраслевыми значениями, во втором — модель была дополнена контрольной переменной, отражающей наличие государственного участия в акционерном капитале. Результаты, представленные в табл. 8, подтверждают полученные ранее выводы о положительной взаимосвязи между концентрацией собственности и не только финансовыми результатами, но и настроениями и ожиданиями инвесторов относительно будущих перспектив компании.

6. Заключение

Хотя корпоративное управление признано одним из самых проблемных аспектов компаний, работающих на развивающихся рынках, внимания к отдельным вопросам его развития до сих пор недостаточно. Один из них, широко обсуждаемый в контексте развитых рынков, но недостаточно изученный для переходных экономик — агентский конфликт и механизмы,

Таблица 8. Проверка устойчивости полученных результатов

Регрессоры ROAD ROA TOBQD TOBQ

Const -0.216 -0.124 0.448 1.946**

(0.247) (0.097) (0.338) (0.887)

Меняющиеся во времени эндогенные переменные

HHI 0.001*** 0.001*** 0.001* 0.001**

(0.000) (0.000) (0.000) (0.000)

LEV -0.039** -0.009** 0.038*** 0.010

(0.014) (0.004) (0.009) (0.014)

Меняющиеся во времени экзогенные переменные

TA (ln) -0.069*** -0.030*** -0.010*** -0.351***

(0.008) (0.008) (0.025) (0.044)

AGE (ln) -0.052 -0.039** -0.052 -0.664***

(0.044) (0.015) (0.047) (0.091)

ROA — — 0.563*** 0.575***

(0.132) (0.167)

l.ROA 0 914*** 0.228*** — —

(0.178) (0.046)

l.TOBQ — — 0.088*** 0.137***

(0.020) (0.034)

STOWN — 0.001 — 0.007

(0.001) (0.007)

Постоянные во времени экзогенные переменные

LOC 0.052 0.005 -0.036 -0.205

(0.057) (0.022) (0.064) (0.161)

IND Включены Включены Включены Включены

YEAR Включены Включены Включены Включены

Число наблюдений 1.220 1.220 1.220 1.220

Хи-квадрат 106.06 105.31 44.95 131.46

/>-значение 0.000 0.000 0.000 0.000

Su 0.301 0.105 0.560 1.137

s 0.400 0.083 0.369 0.453

Р 0.362 0.614 0.698 0.863

Примечание. В таблице приведены коэффициенты регрессии и стандартные ошибки (в скобках) модели в соответствии с методологией Хаусмана-Тейлора. Каждая модель включает в себя бинарные переменные временного (2005-2014 гг.) и отраслевого эффекта, результаты которых не отражены. ***, **, и * означают значимость переменных на 1, 5 и 10%-ном уровне соответственно.

позволяющие снизить его влияние. В данной работе на основе несбалансированной панели данных торгуемых российских компаний за 2004-2013 гг. с помощью метода Хаусмана-Тейлора проанализировано влияние концентрации собственников на операционную и рыночную эффективность компании, измеряемую рентабельностью активов и коэффициентом ^-Тобина соответственно.

Обнаружено, что более 80% анализируемой выборки характеризуется высоким уровнем концентрации, а модель контролирующего собственника является доминирующей в большинстве компаний. Полученные результаты подтвердили выдвинутые гипотезы относительно

положительного влияния концентрации на финансовые результаты деятельности. Други- | ми словами, можно утверждать, что высокая концентрация собственности служит механиз- § мом компенсации недостаточно развитой институциональной среды, в том числе в области ^

С

¡е

тельно оценивается инвесторами. Результаты работы подтверждают выводы Долгопятовой | (2007) о положительной роли наличия крупного акционера: в условиях низкой концентра- § ции собственности у предприятий недостаточно стимулов для развития, проведения актив-

защиты прав собственности, характерной для большинства развивающихся рынков. Кроме того, высокая концентрация — это инструмент мониторинга менеджеров, что положи-

нои инвестиционной политики, направленной на освоение новых рынков и поддержание высокого уровня производительности и конкурентоспособности. Авторы согласны с Asian, Kumar (2014), что результаты деятельности компании обуславливаются эффективностью |

о

,4

системы корпоративного управления, которая во многом определяется характеристиками щ среды, в которой работает компании, в частности, качеством корпоративного управления ** на национальном уровне.

В этой связи структура собственности может считаться одним из важных факторов, влияющих на финансовые показатели компаний, работающих на развивающихся рынках, который необходимо учитывать. Анализ России как типичного представителя таких рынков позволяет в определенной мере распространять полученные результаты на другие рынки с похожими характеристиками. Полученные статистически значимые (на 1%-ном уровне) результаты подтверждают выводы проведенного Wang, Shailer (2015) мета-анализа по 18 развивающимся рынкам о том, что чем ниже уровень защиты инвестора в стране, тем сильнее эффект концентрации. Подобный тезис был выдвинут и Heugens et al. (2009), который проанализировал азиатские рынки и констатировал, что высококонцентрированная собственность — эффективный механизм корпоративного управления на рынках со слабой защитой миноритариев.

Полученные выводы говорят также о необходимости более глубокого изучения взаимосвязи механизмов корпоративного управления на уровне фирмы и качества корпоративного управления в стране в целом для внедрения наиболее эффективных механизмов. Так, с одной стороны, регулирующие органы могут быть заинтересованы в поддержании роста концентрации собственности сильнее, чем в разработке механизмов защиты миноритарных собственников. А с другой, игнорирование последних может служить негативным сигналом для инвесторов, что, в свою очередь, приведет к снижению инвестиционной привлекательности рынка в целом.

Данное исследование имеет определенные ограничения. Во-первых, в работе не учитываются типы собственников (менеджериальная, иностранная, государственная и семейная собственность), которые могут по-разному влиять на деятельность компании в зависимости от уровня власти и цели (Thomsen, Pedersen, 2000). Подобный анализ может стать одним из направлений исследования в будущем. Во-вторых, учитывая динамическую природу эн-догенности структуры собственности (Wintoki et al., 2012), можно предположить нелинейный характер влияния концентрации на индикаторы эффективности, как, например, показано в работе (Gugler et al., 2014), что может существенно улучшить предложенную эмпирическую модель. Кроме этого, использование более широкого круга показателей, в частности, производительности труда, экономической и рыночной добавленной стоимости, позволит понять, каким образом концентрация собственности связана с конкурентоспособностью российских компаний. Поскольку для российских компаний характерна пирамидальная

структура собственности (или непрямое владение), не всегда можно достоверно определить конечного собственника, что накладывает определенные ограничения на получаемые результаты. Подобная проблема характерна и для других стран. Использование более детальных данных, возможно, позволит преодолеть данное ограничение. Наконец, полезным будет включение в анализ других стран с целью более глубокого понимания и сравнения механизмов корпоративного управления, анализа влияния национальных систем корпоративного управления и их качества на поведение компаний (Asian, Kumar, 2014; Lopez Iturriaga, Lopez-Millan, 2017).

Благодарность. Исследование выполнено при поддержке Российского научного фонда в рамках проекта № 15-18-20039.

Список литературы

Березинец И. В., Ильина Ю. Б., Черкасская А. Д. (2013). Структура совета директоров и финансовая результативность российских открытых акционерных обществ. Вестник Санкт-Петербургского университета. Серия 8. Менеджмент, 2, 3-52.

Гуриев С. М., Лазарева О. В., Рачинский А. А., Цухло С. В. (2003). Корпоративное управление в российской промышленности. М.: Моск. Центр Карнеги.

Долгопятова Т. Г. (2007). Концентрация акционерной собственности и развитие российских компаний. Вопросы экономики, 1, 84-97.

Ивашковская И. В., Зинкевич Н. В. (2009). Взаимосвязь характеристик корпоративного управления и эффективности компаний в системах с концентрированной структурой собственности: пример Германии. Корпоративные финансы, 4 (12), 34-56.

Ивашковская И. В., Степанова А. Н., Кокорева М. С. (2013). Финансовая архитектура компаний. Сравнительные исследования на развитых и развивающихся рынках. М.: ИНФРА-М.

Капелюшников Р., Демина Н. (2005). Влияние характеристик собственности на результаты экономической деятельности российских промышленных предприятий. Вопросы экономики, 2, 53-68.

Кузнецов П. В., Муравьев А. А. (2000). Структура акционерного капитала и результаты деятельности фирм в России (анализ «голубых фишек» фондового рынка). Экономический журнал Высшей школы экономики, 4 (4), 475-504.

Ружанская Л. (2009). Корпоративное управление в уральских компаниях: общее и особенное. Вестник Санкт-Петербургского университета. Серия 8. Менеджмент, 4, 31-46.

ЦЭФИР РЭШ. (2010). Исследование информационной прозрачности российских компаний в 2010 г.: Умеренный рост прозрачности за счет компаний электроэнергетического сектора. https://www.nes.ru/dataupload/files/science/6484.pdf.

Энтов Р. М., Радыгин А. Д., Межераупс И. В., Швецов П. А. (2005). Корпоративное управление и саморегулирование в системе институциональных изменений. М.: ИЭПП.

Aslan H., Kumar P. (2014). National governance bundles and corporate agency costs: A cross-country analysis. Corporate Governance: An International Review, 22 (3), 230-251.

Black B. S., De Carvalho A. G., Sampaio J. O. (2014). The evolution of corporate governance in Brazil. Emerging Markets Review, 20, 176-195.

Bohren O., Odegaard B. A. (2003). Governance and performance revisited. ECGIFinance Working Paper, 28/2003.

Capello R., Faggian A. (2005). Collective learning and relational capital in local innovation processes.

Regional Studies, 39 (1), 75-87.

o o

Crama Y., Leruth L., Renneboog L., Urbain J-P. (2003). Corporate control concentration measurement |

andfirm performance. In: J. A. Batten and T. A. Fetherston (eds.). Social Responsibility: Corporate Gover- ~ nance Issues, 123-149. Amsterdam: Elsevier. uj

DeAngelo H., DeAngelo L., Stulz R. (2006). Dividend policy and the earned/contributed capital mix: ¡s a test of the life-cycle theory. Journal of Financial Economics, 81 (2), 227-254. 5

Demirag I., Serter M. (2003). Ownership patterns and control in Turkish listed companies. Corporate Governance, 11 (1), 40-51. t

Demsetz H., Villalonga B. (2001). Ownership structure and corporate performance. Journal of Corpo- TO-rate Finance, 7, 209-233. [J

Dixit K., Pal R. (2010). The impact of group incentives on performance of small firms: Hausman-Taylor í estimates. Managerial and Decision Economics, 31 (6), 403-414. ^

Dyck A., Zingales L. (2004). Private benefits of control: An international comparison. Journal of Finance, 59 (2), 537-600.

Gedajlovic E., Shapiro D. M. (2002). Ownership structure and firm profitability in Japan. Academy of Management Journal, 45 (3), 565-575.

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

Goergen M., Renneboog L. (2001). Investment policy, internal financing and ownership concentration in the UK. Journal of Corporate Finance, 7 (3), 257-284.

Graham J. R., Harvey C. R., Puri M. (2013). Managerial attitudes and corporate actions. Journal of Financial Economics, 109 (1), 103-121.

Grosfeld I. (2006). Ownership concentration and firm performance: Evidence from an emerging market. PSE Working Papers, 2006-18.

Grossman S. J., Hart O. D. (1986). The costs and benefits of ownership: A theory of vertical and lateral integration. Journal of Political Economy, 94 (4), 691-719.

Gugler K., Ivanova N., Zechner J. (2014). Ownership and control in Central and Eastern Europe. Journal of Corporate Finance, 26, 145-163.

Gujarati D. N. (2003). Basic econometrics. McGraw Hill.

Haniffa R., Hudaib M. (2006). Corporate governance structure and performance of Malaysian listed companies. Journal of Business Finance and Accounting, 33 (7-8), 1034-1062.

Hausman J. A., Taylor W. E. (1981). Panel data and unobservable individual effect. Econometrica, 49, 1377-1398.

Heugens P. P. M. A. R., van Essen M., van Oosterhout J. (2009). Meta-analyzing ownership concentration and firm performance in Asia: Towards a more fine-grained understanding. Asia Pacific Journal of Management, 26 (3), 481-512.

Hu H., Tam O., Tan M. (2010). Internal governance mechanisms and firm performance in China. Asia Pacific Journal of Management, 27 (4), 727-749.

Khanna T., Palepu K. G., Sinha J. (2005). Strategies that fit emerging markets. Harvard Business Review, 83 (6), 63-76.

King M., Santor E. (2008). Family values: Ownership structure, performance and capital structure of Canadian firms. Journal of Banking and Finance, 32 (11), 2423-2432.

La Porta R., Lopez-de-Silanes F., Shleifer A. (1999). Corporate ownership around the world. The Journal of Finance, 54, 471-517.

Lazareva O., Rachinsky A., Stepanov S. (2007). A survey of corporate governance in Russia. NES Working Paper series, 103.

Lehmann E., Weigand J. (2000). Does the governed corporation perform better? Governance structures and corporate performance in Germany. European Finance Review, 4 (2), 157-195.

Lopez Iturriaga F. J., Lopez-Millan E. J. (2017). Institutional framework, corporate ownership structure, and R&D investment: An international analysis. R&D Management, 47 (1), 141-157.

Margaritis D., Psillaki M. (2010). Capital structure, equity ownership and firm performance. Journal of Banking and Finance, 34 (3), 621-632.

Perera S. (2011). Corporate ownership and control: Corporate governance and economic development in Sri Lanka. Singapore: Hackensack, NJ: World Scientific Pub.

Schultz E. L., Tan D. T., Walsh K. D. (2010). Endogeneity and the corporate governance-performance relation. Australian Journal of Management, 35 (2), 145-163.

Stiglitz J. (2005). Securing social security for the future. The Economists' Voice, 2 (1), 1-7.

Thomsen S., Pedersen T. (2000). Ownership structure and economic performance in the largest European companies. Strategic Management Journal, 21 (6), 689-705.

Thomsen S., Pedersen T., Kvist H. K. (2006). Blockholder ownership: Effects on firm value in market and control based governance systems. The Journal of Corporate Finance, 12 (2), 246-269.

U. S. Department of Justice and the Federal Trade Commission. (1992). Horizontal merger guidelines. https://www.ftc.gov/sites/default/files/attachments/merger-review/hmg.pdf.

Van Essen M., van Oosterhout J. (2008). Meta-analyzing ownership concentration and firm performance in Asia: Towards a more fine-grained understanding. Academy of Management proceedings, 1-6.

Wang K. T., Shailer G. (2015). Ownership concentration and firm performance in emerging markets: A meta-analysis. Journal of Economic Surveys, 29 (2), 199-229.

Weiss C., Hilger S. (2011). Ownership concentration beyond Good and Evil: Is there an effect on corporate performance? Journal of Management and Governance, 16 (4), 727-752.

Wintoki M. B., Linck J. S., Netter J. M. (2012). Endogeneity and the dynamics of internal corporate governance. Journal of Financial Economics, 105 (3), 581-606.

Wiwattanakantang Y. (2001). The equity ownership structure of Thai firms. CEI Working Paper Series, 2001-8.

Wu S., Cui H. (2002). Consequences of the concentrated ownership structure in mainland China — evidence of year 2000. Hong Kong: City University of Hong Kong.

Yurtoglu B. B. (2000). Ownership, control and performance of Turkish listed firms. Empirica, 27, 193-222.

Поступила в редакцию 24.11.2016; принята в печать 01.03.2017.

Приложение. Используемые показатели

ai Í

о

О §

Название

Аббревиатура

Описание

Показатели результатов деятельности компании

TOBQ Отношение рыночной капитализации и балансовой

стоимости заемного капитала к балансовой стоимости активов

TOBQD Бинарная переменная, принимающая значение 1, если коэффициент 2-Тобина компании превышает среднее значение по отрасли в данном году, 0 в противном случае

ROA Отношение чистой прибыли к балансовой стоимости

активов, млн евро ROA_D Бинарная переменная, принимающая значение 1, если

рентабельность активов компании превышает среднее по отрасли в данном году, 0 в противном случае

Коэффициент 2-Тобина

Фиктивная переменная коэффициента Q-Тобина

Рентабельность активов

Фиктивная переменная рентабельности активов

Индекс Херфиндаля-Хиршмана

Показатель концентрации собственности

HHI Сумма квадратов долей всех акционеров компании

Контрольные переменные

Размер компании

Возраст компании

Финансовый рычаг

Лагированная рентабельность активов

Лагированный коэффициент 2-Тобина

Местоположение компании

Участие государства в собственности

Отраслевая принадлежность

Годовые индикаторы

ln TA

ln AGE

LEV

l.ROA

l.TOBQ

LOC

STOWN

IND

YEAR

Натуральный логарифм балансовой стоимости активов компании, млн евро

Натуральный логарифм числа лет с момента основания компании Отношение заемного капитала компании к собственному

Значение рентабельности активов компании в предыдущем году, млн евро

Значение коэффициента 2-Тобина предыдущего года

Бинарная переменная, принимающая значение 1, если компания расположена в региональной столице, и 0 в противном случае

Бинарная переменная, принимающая значение 1, если в состав акционеров входит государство, 0 в противном случае

Бинарные переменные, принимающие значение 1, если компания принадлежит к какому-либо виду деятельности: строительство и недвижимость, производство, химическая и энергетическая, услуги и торговля

Бинарные переменные для каждого года анализируемого периода с 2004 по 2013 г.

Bykova A., Molodchik M., Shamilova E. Ownership concentration, corporate governance development and firm performance in Russian listed companies. Applied Econometrics, 2017, 45, pp. 50-74.

Anna Bykova

National Research University Higher School of Economics, Perm, Russian Federation;

abykova@hse.ru

Mariia Molodchik

National Research University Higher School of Economics, Perm, Russian Federation;

mmolodchik@hse.ru

Ekaterina Shamilova

National Research University Higher School of Economics, Perm, Russian Federation; redcom18@yandex.ru

Ownership concentration, corporate governance development and firm performance in Russian listed companies

This study is devoted to the analysis of ownership concentration as the mechanism of corporate governance and its impact on corporate performance. We estimated the concentration through the Her-findahl-Hirshman Index, whereas corporate performance indicators are measured trough ROA and Tobin's Q. Based on the data of Russian public companies during 2004-2013 years, we found out that high concentrated companies outperform firms who have distributed shareholders. According to the results ownership concentration could be considered as the instrument compensating drawbacks of the institutional environment on emerging markets.

Keywords: ownership structure; Hausman-Taylor estimator; emerging markets; operation and market firm efficiency. JEL classification: D22; G32.

References

Berezinets I. V., Ilina Yu. B., Cherkasskaya A. D. (2013) Board structure and financial performance of Russian public companies. Vestnik of Saint Petersburg University. Management Series, 2, 3-52 (in Russian).

Guriev S. M., Lazareva O. V., Rachinskij A. A., Cuhlo S. V. (2003). Korporativnoe upravlenie v rossi-jskojpromyshlennosti. M. Carnegie Moscow Center (in Russian).

Dolgopjatova T. G. (2007). Concentrated stock ownership and business development: Empirical evidence from Russian companies. Voprosy Ekonomiki, 1, 84-97 (in Russian).

Ivashkovskaya I. V, Zinkevich N. V. (2009). Vzaimosvjaz' harakteristik korporativnogo upravlenija i jeffektivnosti kompanij v sistemah s koncentrirovannoj strukturoj sobstvennosti: primer Germanii. Journal of Corporate Finance Research, 4 (12), 34-56 (in Russian).

Ivashkovskaya I. V., Stepanova A. N., Kokoreva M. S. (2013). Finansovaja arhitektura kompanij. Sravnitel'nye issledovanija na razvityh i razvivajushhihsja rynkah. M.: INFRA-M (in Russian).

Kapelyushnikov R., Demiba N. (2005). The impact of property characteristics on economic performance of Russian industrial enterprises. Voprosy Ekonomiki, 2, 53-68 (in Russian).

Kuznecov P. V., Muraviev A. A. (2000). Struktura akcionernogo kapitala i rezul'taty dejatel'nosti firm v Rossii (analiz «golubyh fishek» fondovogo rynka). The HSE Economic Journal, 4 (4), 475-504 (in Russian).

Ruzhanskaya L. S. (2009). Corporate governance in Ural companies: Common features and peculiarities. Vestnik of Saint Petersburg University. Management Series, 4, 31-46 (in Russian).

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

O

CEFIR NES. (2010). Transparency and disclosure by Russian companies. https://www.nes.ru/dataupload/ files/science/6484.pdf (in Russian). |

Entov R. M., Radygin A. D., Mezheraups I. V, Shvecov P. A. (2006). Korporativnoe upravlenie i samo- | regulirovanie v sisteme institucional'nyh izmenenij. M. IEP (in Russian). Э

Asian H., Kumar P. (2014). National governance bundles and corporate agency costs: A cross-country ^ analysis. Corporate Governance: An International Review, 22 (3), 230-251.

Black B. S., De Carvalho A. G., Sampaio J. O. (2014). The evolution of corporate governance in Brazil. g Emerging Markets Review, 20, 176-195. ^

Bohren O., Odegaard B. A. (2003). Governance and performance revisited. ECGIFinance Working Paper, 28/2003. S"

Capello R., Faggian A. (2005). Collective learning and relational capital in local innovation processes. § Regional Studies, 39 (1), 75-87. ^

Crama Y., Leruth L., Renneboog L., Urbain J-P. (2003). Corporate control concentration measurement andfirm performance. In: J. A. Batten and T. A. Fetherston (eds.). Social Responsibility: Corporate Gover- 4 nance Issues, 123-149. Amsterdam: Elsevier.

DeAngelo H., DeAngelo L., Stulz R. (2006). Dividend policy and the earned/contributed capital mix: a test of the life-cycle theory. Journal of Financial Economics, 81 (2), 227-254.

Demirag I., Serter M. (2003). Ownership patterns and control in Turkish listed companies. Corporate Governance, 11 (1), 40-51.

Demsetz H., Villalonga B. (2001). Ownership structure and corporate performance. Journal of Corporate Finance, 7, 209-233.

Dixit K., Pal R. (2010). The impact of group incentives on performance of small firms: Hausman-Taylor estimates. Managerial and Decision Economics, 31 (6), 403-414.

Dyck A., Zingales L. (2004). Private benefits of control: An international comparison. Journal of Finance, 59 (2), 537-600.

Gedajlovic E., Shapiro D. M. (2002). Ownership structure and firm profitability in Japan. Academy of Management Journal, 45 (3), 565-575.

Goergen M., Renneboog L. (2001). Investment policy, internal financing and ownership concentration in the UK. Journal of Corporate Finance, 7 (3), 257-284.

Graham J. R., Harvey C. R., Puri M. (2013). Managerial attitudes and corporate actions. Journal of Financial Economics, 109 (1), 103-121.

Grosfeld I. (2006). Ownership concentration and firm performance: Evidence from an emerging market. PSE Working Papers, 2006-18.

Grossman S. J., Hart O. D. (1986). The costs and benefits of ownership: A theory of vertical and lateral integration. Journal of Political Economy, 94 (4), 691-719.

Gugler K., Ivanova N., Zechner J. (2014). Ownership and control in Central and Eastern Europe. Journal of Corporate Finance, 26, 145-163.

Gujarati D. N. (2003). Basic econometrics. McGraw Hill.

Haniffa R., Hudaib M. (2006). Corporate governance structure and performance of Malaysian listed companies. Journal of Business Finance and Accounting, 33 (7-8), 1034-1062.

Hausman J. A., Taylor W. E. (1981). Panel data and unobservable individual effect. Econometrica, 49, 1377-1398.

Heugens P. P. M. A. R., van Essen M., van Oosterhout J. (2009). Meta-analyzing ownership concentration and firm performance in Asia: Towards a more fine-grained understanding. Asia Pacific Journal of Management, 26 (3), 481-512.

Hu H., Tam O., Tan M. (2010). Internal governance mechanisms and firm performance in China. Asia Pacific Journal of Management, 27 (4), 727-749.

Khanna T., Palepu K. G., Sinha J. (2005). Strategies that fit emerging markets. Harvard Business Review, 83 (6), 63-76.

King M., Santor E. (2008). Family values: Ownership structure, performance and capital structure of Canadian firms. Journal of Banking & Finance, 32 (11), 2423-2432.

La Porta R., Lopez-de-Silanes F., Shleifer A. (1999). Corporate ownership around the world. The Journal of Finance, 54, 471-517.

Lazareva O., Rachinsky A., Stepanov S. (2007). A survey of corporate governance in Russia. NES Working Paper series, 103.

Lehmann E., Weigand J. (2000). Does the governed corporation perform better? Governance structures and corporate performance in Germany. European Finance Review, 4 (2), 157-195.

Lopez Iturriaga F. J., Lopez-Millan E. J. (2017). Institutional framework, corporate ownership structure, and R&D investment: An international analysis. R&D Management, 47 (1), 141-157.

Margaritis D., Psillaki M. (2010). Capital structure, equity ownership and firm performance. Journal of Banking and Finance, 34 (3), 621-632.

Perera S. (2011). Corporate ownership and control: Corporate governance and economic development in Sri Lanka. Singapore: Hackensack, NJ: World Scientific Pub.

Schultz E. L., Tan D. T., Walsh K. D. (2010). Endogeneity and the corporate governance-performance relation. Australian Journal of Management, 35 (2), 145-163.

Stiglitz J. (2005). Securing social security for the future. The Economists ' Voice, 2 (1), 1-7.

Thomsen S., Pedersen T. (2000). Ownership structure and economic performance in the largest European companies. Strategic Management Journal, 21 (6), 689-705.

Thomsen S., Pedersen T., Kvist H. K. (2006). Blockholder ownership: Effects on firm value in market and control based governance systems. The Journal of Corporate Finance, 12 (2), 246-269.

U. S. Department of Justice and the Federal Trade Commission. (1992). Horizontal merger guidelines. https://www.ftc.gov/sites/default/files/attachments/merger-review/hmg.pdf.

Van Essen M., van Oosterhout J. (2008). Meta-analyzing ownership concentration and firm performance in Asia: Towards a more fine-grained understanding. Academy of Management proceedings, 1-6.

Wang K. T., Shailer G. (2015). Ownership concentration and firm performance in emerging markets: A meta-analysis. Journal of Economic Surveys, 29 (2), 199-229.

Weiss C., Hilger S. (2011). Ownership concentration beyond Good and Evil: Is there an effect on corporate performance? Journal of Management and Governance, 16 (4), 727-752.

Wintoki M. B., Linck J. S., Netter J. M. (2012). Endogeneity and the dynamics of internal corporate governance. Journal of Financial Economics, 105 (3), 581-606.

Wiwattanakantang Y. (2001). The equity ownership structure of Thai firms. CEI Working Paper Series, 2001-8.

Wu S., Cui H. (2002). Consequences of the concentrated ownership structure in mainland China — evidence of year 2000. Hong Kong: City University of Hong Kong.

Yurtoglu B. B. (2000). Ownership, control and performance of Turkish listed firms. Empirica, 27, 193-222.

Received 24.11.2016; accepted 01.03.2017.

i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.