Факторы дивидендной политики компании и оценка ее влияния на стоимость компании (на примере индекса промышленных и высокотехнологических компаний Nasd

и ее влиянию на стоимость компании1. Ее изучение показало, что в рассмотренных ими трудах стоимость компании, как правило определялась как показатель рыночной капитализации.

К последним по времени публикациям по изучаемой проблематике относится, в частности, статья А. Будагаги (2017 г.), в которой рассматривается влияние дивидендных выплат на стоимость компаний с листингом на фондовой бирже Стамбула2. По результатам расчетов было доказано существенное влияние дивидендных выплат на стоимость компаний. Зависимой переменной был показатель рыночной капитализации, а независимыми — балансовая стоимость одной акции на конец года (рассчитываемая какобщийразмеракционерногокапитала(т. е. чистыеактивы(net assets)), деленный на число акций) и показатель остаточной при-

были (residual income).

Также в 2017 г. была опубликована статья О. Ч. Нвамаки и В. Езибазили. Авторы на примере 10 компаний, акции которых торгуются на нигерийской бирже, рассматривали влияние дивидендной политики на стоимость компании (период исследования охватывал1995—2015 гг.)3. Вкачествезависимойпеременной, отражающей стоимость компании, авторы выбрали рыночную цену акции, а в качестве независимых переменных EPS и DPS. По результатам расчетов подтвердилось предположение о существенном влиянии дивидендной политики на стоимость компании.

Подводя итоги первой главы, можно сформулировать вывод о том, что рассматриваемая проблематика является достаточно актуальной как в теоретическом, так и прикладном аспекте и что многочисленные проведенные эмпирические исследования на

1Priya Mohnasundari, Apeejay-Journal of Management Sciences and Technology, 3 (3), June — 2016 P. 59—69

2Budagaga A. Dividend Payment and its Impact on the Value of Firms Listed on Istanbul Stock Exchange: A Residual Income Approach // International Journal of Economics and Financial Issues. 2017. Vol. 7, Issue 2, P. 370—376.

3Nwamaka O. C., Ezeabasili V. Effect of Dividend Policies on Firm Value: Evidence from quoted firms in Nigeria // International Journal of Management Excellence. 2017, Vol. 8, No. 2, P. 956—967.

31

материале различных страновых фондовых рынков, в целом, подтверждают релевантность модели Линтнера.

Что касается влияния дивидендной политики на стоимость компании, то следует отметить, что, с одной стороны, пока еще не сложилось единого мнения по данному вопросу, поскольку проведенные исследователями расчеты позволяют как говорить о факте такого влияния, так и опровергать его. Но, с другой стороны, в последние годы наблюдается увеличение количества исследований (прежде всего, по развивающихся рынкам), по итогам которых подтверждается влияние дивидендной политики на стоимость компании.

32

ГЛАВА 2. ОЦЕНКА ФАКТОРОВ, ОКАЗЫВАЮЩИХ ВЛИЯНИЕ НА ДИВИДЕНДНУЮ ПОЛИТИКУ КОМПАНИЙ ИНДЕКСА NASDAQ 100

Проанализировав работы исследователей, можно отметить, что существует определенный пробел в изучении факторов дивидендной политики компаний технологического сектора, значительная часть которых входит в индекс Nasdaq 100. Это может быть связано с тем, что ранее в прошлом они не играли такой значимой роли.

Последнее десятилетие показало, что деятельность этих компаний серьезно изменила как повседневную жизнь человека, так и ландшафт на мировом финансовом рынке и что их нельзя не учитывать при формировании инвестиционных стратегий и портфелей. К наиболее недавним примерам следует отнести скандал на Западе вокруг политической рекламы в Facebook в свете расследования о якобы установленном вмешательстве России в президентские выборы в США в 2016 г., на которых победил Д. Трамп.

Еще одним примером является деятельность компании Amazon, экспансия которой привела к ухудшению позиций фирм малого и среднего бизнеса — прежде всего, в секторе розничной торговли. То же можно сказать и о компании Alphabet (котировки акций Google выросли в периодс24.05.2013 по 18.05.2018 гг. почти в 2,5 раза).

Указанное ставит вопрос о необходимости проведения комплексного анализа фирм сектора, включая и исследование дивидендной политики, который помимо прочего позволит дать ответ на вопрос о том, может ли такое оказываемое ими влияние трансформироваться в прибыль для инвесторов. Исходя из

33

рассмотрения динамики курсовой стоимости акций, ответ на данный вопрос можно назвать положительным, однако очевидно, что, поскольку они не могут расти вечно, рано или поздно произойдет замедление темпов роста. Теоретически это может привести к тому, что инвесторы будут уделять их дивидендной политике более пристальное внимание, однако на практике этого пока не происходит.

Принимая во внимание проанализированный материал, можно предположить, что к компаниям технологического сектора могут быть применимы ранее сформулированные в отношении дивидендной политики выводы — в частности, выведенное Г. и Л. Де Анджело положение, что дивидендная политика компаний технологического сектора зависит от уровня зрелости.

При этом, несомненно, что уровень зрелости, выражаемый через два рассчитанных ими коэффициента (соотношение нераспределенной прибыли и общего акционерного капитала и соотношение нераспределенной прибыли и общего размера активов), на практике может рассматриваться только как один из факторов.

Это связано с тем, что результаты деятельности компании отражаются в ряде показателей, которые с точки зрения финансового результата являются важными. Так, в частности, при отсутствии прибыли компания вряд ли будет склонна выплачивать дивиденды — как и при высоком долговом бремени.

Переформулируя положение теории Г. и Л. Де Анджело о связи зрелости компании с дивидендными выплатами, можно выдвинуть гипотезу о том, что дивидендная политика компаний (выражаемая через коэффициент выплаты дивидендов, DPR) зависит от следующих факторов:

зрелости компании, определяемой, согласно теории Г. и Л. Де Анджело, на основе коэффициентов retained earnings/ total equity (RE/TE) и retained earnings/total assets (RE/TA);

коэффициента рентабельности компании (Roe) в связи с допущением, что при отсутствии прибыли компания вряд ли будет выплачивать дивиденды акционерам;

34

коэффициента отношения заемного капитала к акционерному капиталу (поскольку можно предположить, чем выше данное соотношение, тем ниже выплаты по дивидендам);

коэффициента рентабельности активов (чем больше рентабельность активов, тем выше выплаты по дивидендам).

Кроме того, положение теории Г. и Л. Де Анджело было дополнено гипотезой о том, что, чем более зрелой является компания, тем больше будут выплаты по дивидендам. Также в рамках работы была проведена проверка гипотезы о влиянии дивидендной политики компаний индекса Nasdaq 100 на оценку их стоимости.

В рамках исследования компаний индекса Nasdaq 100 в период 2012—2016 гг. стабильные дивиденды выплачивали только 52 компании (см. список в Приложении 1). При этом из выборки были исключены компании, которые выплачивали дивиденды однократно (например, Liberty Interactive (выплата в августе 2012 г.)), и включены компании, которые начали осуществлять устойчивые и постоянные выплаты по дивидендам в указанный период (так, например, компания Gilead Sciences начала выплаты с апреля 2015 г., NVIDIA — с ноября 2012 г., Lam Research — с апреля 2014 г. и т. д.), а также вошедшие в состав индекса после

2012 г. (Marriott International и др.).

Также не вошла в состав выборки компания NetEase, которая публикует отчетность в юанях, из-за опасений, что это может повлиять на результаты исследования. Кроме того, в связи с отсутствием необходимых данных компания The Kraft Heinz Company, образовавшаяся в 2015 г. результате слияния между Kraft Foods Group и Heinz, не учитывалась в расчетах за 2012 г.

Таким образом, всего в выборку была включена 51 компания, входившая в состав фондового индекса Nasdaq 100 по состоянию на май 2017 г. (соответственно, по ним представлены данные за период 2012—2016 гг., поскольку данные за 2017 г. на момент написания работы еще не были опубликованы) И хотя, безусловно, состав данного индекса в рассматриваемый период менялся (см. Приложение 2), рассмотрение этих изменений привело к выводу

35

о том, что они не оказали существенного влияния на формирование выборки, поскольку, как правило, из индекса исключались и в него включались компании, не выплачивающие дивиденды.

Вцелом, у компаний индекса Nasdaq 100 фиксируется тенденция выплачивать дивиденды в виде денежных средств 4 раза

вгод (см. Приложение 3), при этом следует отметить, что другие виды дивидендов не выплачиваются (например, в виде акций). Принимая во внимание факт наличия различных дат: даты объявления (о выплатах дивидендов), даты закрытия реестра акционеров, эксдивидендной даты и даты выплаты, их несовпадения у компаний, а также некоторые сложности, связанные с извлечением соответствующей информации (неполнота данных), было принято решение использовать показатель дивидендов выплат из отчета о движении денежных средств (cashflow statement), выраженный в долларах США.

Вкачестве первой модели целесообразным представляется оценить зависимость показателя дивидендных выплат за какойлибогодоттемповростачистойприбылипосравнениюспредшествующим. Так, была рассмотрена зависимость сумм дивидендных выплат за 2016 г. относительно темпов роста чистой прибыли

в2016 г. по сравнению с 2015 г. Это можно сделать с помощью уравнения регрессии, которое примет вид:

y 1,39057310730673 0,334533929506029 x1

Регрессионныйанализданноймоделипоказал, чтоонаврядли может быть использована для объяснения такой зависимости, поскольку значение R-квадрат составило всего 0,016. Это означает, чтоданнаярегрессияобъясняет1,6 % значений(см. Приложение4).

Следовательно, необходимо расширить модель, включив в нее другие факторы. Так, исходя из гипотезы Г. и Л. Де Анджело, длявыплачивающихдивидендыкомпанийиндексаNasdaq 100 были посчитаны коэффициенты зрелости (retained earnings/total equity (RE/TE)) и (retained earnings/total assets (RE/TA)) за период

2012—2016 гг.

36

Кроме того, для выплачивающих дивиденды компаний были посчитаны такие коэффициенты, как Roe, Debt/Equity, Roa, которые использовались при расчетах в уравнении регрессии в качестве независимых переменных, а зависимой переменной выступал коэффициент выплаты дивидендов (Dividend Payout Ratio), определяемый как соотношение выплат по дивидендам к чистой прибыли. Им были присвоены следующие обозначения:

x1 — RE/TE; x2 — RE/TA; x3 — Roe;

x4 — Debt/Equity;

x5 — Roa.

Таким образом, рассматриваемая регрессия является пятифакторной, а ее уравнение принимает следующий общий вид:

y a b1x1 b2 x2 b3 x3 b4 x4 b5 x5

При оценке корреляции между указанными независимыми переменнымибыливыявленыследующиеуровникорреляции(см. таблицу 1).

Таблица 1

Уровни корреляции между рассматриваемыми переменными в рамках пятифакторной регрессии

37

Так, анализ данных показал, что в период 2012—2016 гг. максимальный уровень корреляции был выявлен между коэффициентами Debt/Equity и Roe (0,965), остальные же коэффициенты продемонстрировали относительно низкий уровень корреляции, а корреляция независимых переменных с зависимой является слабоотрицательной (за исключением Roa, (-0,131)).

Следует обратить внимание на то, что коэффициент корреляции между RE/TE и RE/TA составил всего 0,23, что не подтверждает выдвинутый Г. и Х. Де Анджело тезис о тесной связи между этими двумя показателями1. Можно допустить, что это является толькоособенностьюкомпанийиндексаNasdaq 100. Припроведении расчетов было выявлено, что корреляция между RE/TE и RE/ TA в рамках рассматриваемого периода изменяется следующим образом (см. таблицу 2).

Таблица 2

Динамика изменения уровня корреляции между RE/TE

и RE/TA в зависимости от периода

Исходяизпредставленияранеерассчитанныхкоэффициентов как панельных данных, при составлении уравнения пятифакторной регрессии были получены следующие результаты (см. Приложение 5).

1 DeAngelo H., DeAngelo L., Stulz M. Dividend policy and the earned/ contributed capital mix: a test of the life-cycle theory// Journal of Economics. 2006. Vol. 81. P. 227—254.

38

По результатам вычислений R-квадрат равняется 0,017, то есть можно сделать вывод, что значение коэффициента детерминации не объясняет зависимость и изменения изучаемого параметра (DPR) от независимых переменных. В целом, в рамках данной регрессии их влияние (как положительное, так и отрицательное) следует оценить как крайне незначительное — за исключением переменной x5 (см. таблицу 3).

Таблица 3

Степень влияния независимых переменных на зависимую переменную DPR в рамках пятифакторной модели

Из расчетов видно, что переменная х5 (Roa) оказывает существенное отрицательное влияние на показатель DPR (-8,70), то есть увеличение показателя активов будет способствовать уменьшению величины дивидендов. При подстановке рассчитанных коэффициентов уравнение регрессии принимает следующий вид:

y 1,73740220466462 0,0358276522242983x10,0998065948381791x2 0,129725871337481x30,00926567930478088x4 8,69948509101993x5

Подводяитоги, следуетотметить, чтоданнаярегрессиянепоказывает величину зависимости изучаемого параметра (DPR) от влияющих факторов.

39

Принимая во внимание существенную степень корреляции между коэффициентами Roe и Debt/Equity (0,965), попробуем рассчитать четырехфакторную регрессию, не учитывая их поочередно (см. Приложения 6, 7). Результаты расчетов и выводы, в целом, идентичныполученнымприпятифакторнойрегрессии. Принимая во внимание малую степень значимости факторов x1 и x4 в рамках пятифакторной модели, рассчитаем двухфакторную регрессию на основе переменных x1, x3 и x5 (подробнее см. Приложение 8). И в этом случае результаты оказались идентичны предыдущим.

Указанное позволяет сделать выводы о некорректности использования данной модели для объяснения связи между зависимойинезависимымипеременными, а, следовательно, ивведенных коэффициентов. При их более подробном анализе были выявлены следующие особенности, которые оказывают существенное влияние на расчеты и приводят к значительному уровню искажений конечного результата.

Анализ описательной статистики в программе Excel показал следующее (см. таблицу 4).

Рассчитанное среднее значение представляет собой обобщающую характеристику, однако в выборке указанных коэффициентов есть существенное число значений, которые не находятся близко около средней (что свидетельствует о значительном объеме выбросов).

Стандартная ошибка для RE/TE составляет 0,135049, что являетсязначимым(посколькуеезначениеменьше0,5). Дляостальных коэффициентов показатель стандартной ошибки также является значимым — за исключением коэффициента Debt/Equity.

При описании стандартного отклонения значения данного показателя следует отметить, что они ненамного отличаются от нуля, что свидетельствует о небольшой вариабельности данных. Исключение составляет коэффициент Debt/Equity, значение стандартного отклонения для которого равно 21,29831.

40