ДИВИДЕНДНАЯ ПОЛИТИКА И СТРУКТУРА СОБСТВЕННОСТИ РОССИЙСКИХ КОМПАНИЙ: ЭМПИРИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ КРИЗИСНЫХ ЛЕТ

Анкудинов А.Б.

DOI: 10.29141/2218-5003-2023-14-3-6 EDN: FVVDMS

JEL Gassifkation: G35, G32

Аннотация. На фоне кризисов различной природы, преследующих отечественную экономику, и ограничения доступа на глобальные финансовые рынки вследствие беспрецедентного санкционного давления на первый план выходит необходимость обеспечения инвестиционной активности за счет внутренних источников финансирования. Существенную роль в этом процессе может сыграть продуманная дивидендная политика российских публичных компаний, позволяющая привлечь неспекулятивные ресурсы сберегателей-резидентов. Статья посвящена эмпирическому анализу детерминант дивидендной политики указанных компаний с учетом специфики кризисных лет. Особое внимание уделено влиянию на размер дивидендного выхода состава и структуры собственности компаний. В качестве базовой методологии исследования выступили теории дивидендной политики. Использовались методы одномерного анализа зависимости характеристик российских компаний и величины дивидендных выплат, а также многомерный анализ с применением регрессионных моделей на основе панельных данных. Информационную базу работы составили данные о 1 500 самых крупных по выручке российских компаний нефинансового сектора за период 2012-2021 гг. Результаты тестирования позволяют заключить, что величина дивидендных выплат не имеет статистически значимой связи с взаимодействием фиктивных переменных структуры собственности и кризисных лет. Это может означать, что схожие по указанной структуре компании в кризисные годы не характеризуются достаточно однородной стратегией в области дивидендных выплат. В то же время дамми-пере-менные государственного участия и наличия иностранного акционера значимы во всех моделях. Статус публичности и наличие биржевых котировок не продемонстрировали значимого влияния на дивидендный выход российских компаний. Полученные в рамках эмпирического анализа результаты вносят вклад в формирование эффективной дивидендной политики этих компаний в кризисные годы с учетом возможных изменений в составе и структуре собственности, а также дополнительных финансовых ограничений, связанных с затруднением доступа к глобальным рынкам. Ключевые слова: дивидендный выход; дивидендная политика; российские компании; панельные данные; финансовый кризис; государственные компании.

Информация о статье: поступила 3 марта 2023 г.; доработана 20 апреля 2023 г.; одобрена 2 мая 2023 г. Ссылка для цитирования: Анкудинов А.Б. (2023). Дивидендная политика и структура собственности российских компаний: эмпирический анализ кризисных лет // Управленец. Т. 14, № 3. С. 71-85. РО!: 10.29141/2218-5003-2023-14-3-6. БР1\1: РУУРМБ.

Дивидендная политика и структура собственности §

российских компаний: эмпирический анализ кризисных лет

А.Б. Анкудинов 5

(Л

Казанский федеральный университет, г. Казань, РФ ш

а. а.

Dividend policy and ownership structure of Russian companies: An empirical analysis of the crisis years

Andrey B. Ankudinov

Kazan Federal University, Kazan, Russia

Abstract. Amid various crises plaguing the Russian economy and limited access to global financial markets due to unprecedented sanctions pressure, it is becoming increasingly important to ensure investment activity through internal sources of financing. A well-thought-out dividend policy of Russian public companies, which makes it possible to attract non-speculative resources of resident savers, can play a significant role in this process. The article empirically analyzes the determinants of the companies' dividend policy with the crisis period specificities considered. Particular attention is paid to the impact made by companies' composition and ownership structure on dividend payouts. The research methodology is based on dividend policy theory. Among the methods used are univariate analysis of the relationship between Russian companies' characteristics and the amount of dividends, as well as multivariate analysis using regression models based on panel data. The empirical evidence was data on 1,500 Russian companies with the largest revenue in the non-financial sector in 2012-2021. The test results show that the amount of dividends does not have a statistically significant relationship with the interaction of dummy variables of the ownership structure and crisis years. This can mean that in the crisis period companies identical in terms of this kind of structure do not employ sufficiently homogeneous strategies in the field of dividend payouts. At the same time, dummy variables of state participation and the presence of foreign shareholder are significant in all models. The status of publicly traded company and availability of exchange quotations did not have a significant impact on the dividend payouts of Russian companies. The results obtained as part of the empirical analysis help to frame an effective dividend policy in the crisis years, taking into account possible changes in the composition and structure of ownership, as well as additional financial restrictions associated with limited access to global markets.

<ч сч о сч

Keywords: dividend payout; dividend policy; Russian companies; panel data; financial crisis; public companies. Article info: received March 3, 2023; received in revised form April 20, 2023; accepted May 2, 2023

For citation: Ankudinov A.B. (2023). Dividend policy and ownership structure of Russian companies: An empirical analysis of the crisis years. Upravlenets/The Manager, vol. 14, no. 3, pp. 71-85. DOI: 10.29141/2218-5003-2023-14-3-6. EDN: FVVDMS.

£ ВВЕДЕНИЕ

В последние десятилетия развитие российской экономики характеризуется рядом кризисов, причем не все они имеют экономическую природу. Однако вне зависимости от причин кризисных явлений их влияние на состояние национальной экономики в краткосрочной перспективе весьма негативно (в долгосрочном плане кризисы могут стать триггером позитивных перемен). Магистральным вариантом смягчения возникающих проблем и экономического восстановления выступает эффективная инвестиционная политика хозяйствующих субъектов и государства в целом. Вместе с тем в условиях несовершенного финансового рынка (не всегда обеспечивающего необходимым финансированием даже выгодные проекты) и отсутствия доступа отечественных компаний к международным рынкам капитала вследствие санкционных ограничений единственным рыночным источником потенциального фондирования выступают средства резидентов-сберегателей.

В кризисных условиях привлечение долгосрочных финансовых ресурсов из данного источника имеет свою специфику. С одной стороны, необходимость противостояния давлению «коллективного Запада» объективно подтолкнет государство к фондированию значительного числа «системообразующих предприятий», очевидным образом снизив их интерес к рыночным источникам неспекулятивного финансирования, за что общество в целом в конечном счете заплатит инфляционный налог. Однако государственное финансирование в необходимых объемах получить смогут не все и не всегда. С другой стороны, пусть и в уменьшающихся вследствие падения доходов объемах, у резидентов формируется потребность в инвестиционных инструментах с доходностью, превышающей ожидаемую инфляцию (а именно ее инвесторы интуитивно закладывают в требуемую доходность). К таковым в сколько-нибудь существенных масштабах можно отнести лишь ликвидные акции отечественных публичных компаний (инвестиции в зарубежные активы, финансовые и реальные, включая имеющиеся в «дружественных» юрисдикциях, по меньшей мере проблематичны с финансовой точки зрения).

Однако в ближайшее время трудно ожидать от российского фондового рынка стабильного роста. Преимущества контроля для мелких инвесторов также не-реализуемы по очевидным причинам, в частности неразвитости и «декоративности» институтов корпоративного управления. Как следствие, на первое место в условиях высокой рыночной волатильности выходит

дивидендная доходность. Последовательная и понятная политика в области выплаты дивидендов может рассматриваться как один из основных инструментов привлечения долгосрочного инвестора в акционерный капитал компании.

Вопрос определения оптимальной величины дивидендных выплат компании является одним из наиболее дискуссионных в управлении корпоративными финансами. Если в период промышленной революции, в том числе второй (в терминологии Дэвида Лэндиса), конкурентные преимущества и, соответственно, потенциал развития определялись в основном технологическими характеристиками (активной стороной бухгалтерского баланса), то начиная со второй половины XX в. сколько-нибудь длительная эксплуатация промышленных и управленческих технологических преимуществ стала невозможной - конкуренты быстро ликвидировали образовавшийся разрыв. Понятие «быстро» может показаться спорным, иногда для выравнивания технологического уровня требуются годы, но и акционерная стоимость определяется дисконтированием теоретически бессрочных денежных потоков. Как следствие, в поисках дополнительного резерва создания стоимости внимание управленцев-практиков и академических исследователей переключается на пассивную сторону баланса. Появляются весьма многочисленные публикации, анализирующие возможности создания стоимости за счет формирования более привлекательных для инвесторов в собственный капитал структуры финансирования и пропорций распределения прибыли.

В научной литературе представлен весьма обширный пласт как исследований концептуального плана, выдвигающих и обосновывающих различные теории оптимальной структуры капитала и дивидендной политики, так и эмпирических работ, тестирующих отдельные их детерминанты. Ниже рассмотрены отдельные релевантные публикации по тематике формирования дивидендной политики компаний, представляющих в первую очередь несовершенные рынки. При этом автор отдает себе отчет в том, что даже поверхностный обзор таких публикаций выходит далеко за пределы журнальной статьи.

Цель исследования - эмпирический анализ дивидендной политики российских компаний в период 2012-2021 гг. Именно на этот период приходится финансовый кризис 2014-2015 гг., а также пандемия СО-УЮ-19 и последовавшие локдауны. Исследование не

затрагивает экономических последствий беспрецедентных санкций 2022 г. и связанного с ними ухода из страны ряда зарубежных компаний, который скажется на составе инвесторов и структуре капитала: эмпирические данные, необходимые для проведения полноценного статистического анализа с учетом временного лага, будут формироваться в течение нескольких лет.

Тем не менее ввиду потенциальных сдвигов в составе и структуре собственности российских компаний результаты эмпирического анализа детерминант дивидендной политики представляются весьма актуальными.

ОБЗОР РЕЛЕВАНТНОЙ ЛИТЕРАТУРЫ И ГИПОТЕЗЫ ИССЛЕДОВАНИЯ

В специальной научной литературе представлено множество работ, описывающих теории оптимальной дивидендной политики, к которым относятся теории иррелевантности дивидендов [Miller, Modigliani, 1961], налогового предпочтения [Brennan, 1970; Poterba, Summers, 1984], предпочтения текущих дивидендов [Gordon, 1959], а также клиентская [Pettit, 1977; Dhali-wal, Erickson, Trezevant, 1999], сигнальная [Bhattacharya, 1979; John, Williams, 1985] и агентская теории [Rozeff, 1982; Easterbrook, 1984]. Однако эмпирические исследования дивидендной политики представлены главным образом по развитым рынкам капитала.

Можно выделить два основных направления изучения дивидендной политики акционерных компаний: оценка влияния размера дивидендного выхода (доли прибыли, направляемой на выплату дивидендов) на стоимость компании и анализ детерминант указанной политики. Кроме того, следует отметить частные задачи, например изучение воздействия «предписанной» государством-собственником дивидендной политики на инвестиционную эффективность китайских компаний [Kong, Ji, Liu, 2023] или воздействия фактически выплаченных дивидендов на стоимость компании методом событийного анализа. Примером последнего подхода применительно к отечественному рынку может служить статья И.В. Березинец и соавторов [2016].

Дальнейший обзор актуальной литературы будет сконцентрирован на эмпирических исследованиях влияния состава и структуры собственности на размер дивидендного выхода, в том числе в отношении компаний, представляющих формирующиеся рынки.

Установлено, что количество акционеров позитивно коррелирует с величиной выплачиваемых дивидендов [Moh'd, Perry, Rimbey, 1995]. Многонациональные компании более склонны к их выплате [Aggarwal, AungKyaw, 2010]. Наличие в структуре собственности институционального инвестора может ассоциироваться с большей, а в случае владения компанией менеджментом - с меньшей величиной распределяемой на дивиденды прибыли [Short, Zhang, Keasey, 2002]. Более концентрированная структура собственности

негативно связана с величиной дивидендного выхода ° [Kahn, 2006]. Обнаружена также положительная зави- 3 симость между представительством в уставном капи- I тале компаний нефинансовых стейкхолдеров и диви- g дендными выплатами [Szilagyi, Renneboog, 2006]. Роль £ миноритарных акционеров на развивающихся рынках < зачастую значительно ограничена [Jiang et al., 2010]. | В целом ряд эмпирических исследований демонстри- х рует существенное влияние структуры собственности ¿Г на дивидендные выплаты, хотя консенсус о силе это- S го влияния не достигнут [Thomsen, 2005; Mancinelli, S Ozkan, 2006; Khan, 2006; Szilagyi, Renneboog, 2006]. S

Далее будут рассмотрены эмпирические исследования, выполненные преимущественно для формирующихся рынков капитала.

Весьма интересные результаты получены для семейных фирм: на указанных рынках семейный контроль распространен достаточно широко. Изучение гонконгских компаний привело к выводу о том, что семейная собственность в целом слабо связана с дивидендной политикой [Chen et al., 2005]. Однако для малых фирм зависимость между размером дивидендного выхода и семейным владением становится значимо отрицательной, если семья владеет в пределах 10 % уставного капитала, и значимо положительной при владении от 10 до 35 %. Эмпирический анализ дивидендной политики таиландских публично торгуемых компаний показал, что компании с более высокой долей семейного владения демонстрируют более высокий уровень дивидендного выхода. Авторы объясняют это в соответствии с уже упоминавшейся выше агентской теорией [Connelly, Wolff, 2022]. Противоположные результаты демонстрирует рынок Мексики: концентрация собственности в руках семейных владельцев оказывает негативное влияние на выплату дивидендов, при том что наличие институциональных инвесторов имеет обратный эффект [San Martín Reyna, 2017].

Корейские компании демонстрируют позитивную связь между уровнем контроля мажоритарных акционеров и дивидендными выплатами [Yu, 2022]. Впрочем, последнее исследование охватывало период 20152017 гг., когда правительство Республики Корея ввело временные налоговые льготы для «высокодивидендных» компаний.

Отдельно следует остановиться на компаниях с государственным участием. Крупные контролирующие акционеры, представляющие государство, наиболее характерны для Китайской Народной Республики. Исследование дивидендной политики китайских государственных компаний в контексте наличия информационной асимметрии показало, что последняя, в сочетании со слабыми механизмами институциональной защиты, вызывает необходимость высоких дивидендных выплат как механизма дисциплиниро-вания менеджмента [Lin, Chen, Tsai, 2017]. К анало-

± гичному выводу в отношении китайских компаний 3 с госучастием пришли и другие авторы, однако они £ объяснили более высокой уровень дивидендного вы-g хода у госкомпаний большей доступностью внешнего я финансирования по сравнению с частными компаниями ми, что заставляет последние в большей степени опи-< раться на внутренние источники [Bradford, Chen, Zhu, g 2013]. При этом «многоступенчатость» контроля (long control chain) негативно коррелирует с дивидендным выходом.

Исследователи также обнаруживают, что компании с концентрированным владением выплачивают более высокие дивиденды, при этом разница зачастую весьма существенна: в компаниях с концентрированной собственностью контролирующий акционер может получать 50 % прибыли в качестве дивидендов, тогда как дивидендный выход миноритариев в компаниях с распыленной собственностью может быть ниже 2 % [Chen, Jian, MingXu, 2009, p. 210].

Не обошли вниманием проблему влияния состава и структуры собственности компаний на их дивидендную политику и российские исследователи. В частности, на выборке из 598 наблюдений, полученных на основе данных российских компаний за 2003-2009 гг., обнаружено отсутствие статистически значимых взаимосвязей между показателями концентрации собственности у ряда категорий крупнейших собственников, факторами корпоративного управления и дивидендным выходом [Алексеева, Березинец, Ильина, 2011]. В рамках линейной регрессии не выявлено значимой зависимости между величиной дивидендного выхода и долей государственного участия в структуре собственности, однако установлена нелинейная зависимость между коэффициентом дивидендных выплат и долей госучастия: для низкого уровня этого участия в уставном капитале зависимость положительна, тогда как для высокого - отрицательна [Новак, Силкина, Хвостова, 2018].

Указанные работы отнюдь не исчерпывают весь пласт отечественных эмпирических исследований влияния состава и структуры собственности на дивидендную политику российских компаний (релевантные обзоры можно найти в том числе в указанных публикациях). Однако опубликованные результаты эконометрического моделирования в ряде случаев требуют осторожности в интерпретации вследствие небольшого размера выборок и достаточно широко распространенного в отечественной литературе неудаления экстремальных значений экономических параметров. Последнее способно весьма существенно повлиять на результаты статистического анализа. Вместе с тем удаление нереалистичных значений экономических характеристик, возникающих вследствие особенностей отражения в бухгалтерском учете специфики хозяйствования в условиях несовершенного рынка, заметно сокращает размер выборок.

В данном исследовании анализируется дивиденд-

ная политика российских компаний в кризисные периоды. Работа выступает продолжением эмпирических исследований автора, охватывавших более ранний промежуток времени.

Первая выдвигаемая гипотеза состоит в том, что в период кризиса компании с государственным участием будут выплачивать существенно более низкие дивиденды. При этом природа кризиса - экономическая или неэкономическая - не имеет принципиального значения. Данное предположение базируется, в первую очередь, на результатах работы А.Б. Анкудинова и О.И. Лебедева [Ankudinov, Lebedev, 2016], хотя и противоречит результатам, полученным для китайского рынка, впрочем, в некризисные годы.

В основу выдвинутой гипотезы положено предположение о том, что в государственных компаниях в турбулентные годы доминирование интересов стейк-холдеров «государство» и «менеджмент» в ущерб стейкхолдеру «акционер» будет проявляться в дивидендной политике более значимо. «Дисциплинирующая» роль этой политики в условиях кризиса ослабевает, тогда как политическое давление в направлении наращивания инвестиций в производственные активы - усиливается. Более того, подобная тенденция имеет все шансы сохраниться в обозримом будущем.

При этом следует заметить, что в кризисной ситуации все компании, независимо от форм собственности и степени развитости рынка, будут снижать величину дивидендных выплат. Однако среди них более чувствительные к сокращению возможностей привлечения капитала из внешних источников сокращают выплаты в большей степени [Bliss, Cheng, Denis, 2014]. Можно также предположить, что вследствие более широкого спрэда между стоимостью внешнего и внутреннего финансирования уменьшение дивидендного выхода компаний, представляющих формирующиеся рынки капитала, будет более заметным. В противоположность развитым рынкам, где в соответствии с клиентской теорией компании будут по возможности воздерживаться от существенного снижения дивидендных выплат [Brav et al., 2005; Daniel, Denis, Naveen, 2008], «рыночное» давление на эмитентов со стороны гомогенных групп акционеров на несовершенных рынках будет заметно слабее. Санкционное давление на российский бизнес может только усугубить данный эффект.

Вторую основную гипотезу исследования можно сформулировать следующим образом: статус публичной компании и наличие зарубежных инвесторов позитивно ассоциированы с величиной дивидендного выхода. Современные реалии могут поставить под вопрос актуальность предположения, касающегося роли зарубежных инвесторов в формировании дивидендной политики отечественных компаний. Однако выборка исследования отражает ситуацию до беспрецедентных санкций, наложенных на российскую экономику. К тому же, несмотря на угрозу вторичных

CO

санкций, ушедшие зарубежные инвесторы вполне могут начать осторожно замещаться (возвращаться) через третьи страны по мере ослабления массовой антироссийской истерии. Апокалиптические же прогнозы относительно неспособности российской экономики в будущем устойчиво функционировать относятся, рискнем утверждать, к сложившейся в последние десятилетия ее модели в предположении ее статичности.

Логика сформулированной гипотезы опирается на предположение о том, что как статус публично торгуемой компании, так и наличие зарубежных инвесторов предполагают более высокие стандарты корпоративного управления и более широкий доступ к финансовым ресурсам, в том числе в условиях формирующихся рынков [Khan, 2006; Kowalewski, Stetsyuk, Talavera, 2008; Sawicki, 2009; Michaely, Roberts, 2012; Анкудинов, Лебедев, 2016]. И то и другое должно найти свое отражение в формировании стабильной дивидендной политики с устойчивым дивидендным выходом.

Кроме того, предположим, что динамика изменения дивидендных выплат отечественных компаний в условиях финансового кризиса неравномерна и в определенной степени может детерминироваться характеристиками структуры собственности компаний (то есть уровнем концентрации владения).

БАЗА ДАННЫХ И МЕТОДИКА АНАЛИЗА

В данной работе в выборочную совокупность были включены сведения о 1 500 крупнейших российских компаниях нефинансового сектора за период 20122021 гг. Моделирование основано на использовании инструментов анализа по панельным данным, что позволило как увеличить количество наблюдений, так и статистически учесть ненаблюдаемые индивидуальные эффекты компаний. Временная компонента дает возможность оценить особенности дивидендной политики российских компаний в контексте общих макроэкономических условий.

Секторальный состав выборки представлен до- ° бывающими и обрабатывающими компаниями, а так- 3 же секторами строительства, гостиничного бизнеса, I общепита, торговли и услуг, транспорта и связи. Ис- § точником данных за указанный период послужила £ система СПАРК (Система профессионального анализа < рынков и компаний). Панельные данные не являются | сбалансированными, так как число наблюдений для х каждой компании по годам может различаться. Одна- ¡¡¡Г ко последнее обстоятельство не будет препятствовать 5 состоятельности оценок, если соблюдается условие | случайности отсутствия данных. =

Описательная статистика переменных представлена в табл. 1. Во избежание смещения отбора в выборку были включены как компании - плательщики дивидендов, так и компании, дивидендов не выплачивающие. Исключение последних могло бы иметь следствием ситуацию, когда характеристики анализируемой выборки не соответствуют генеральной совокупности (подробнее см.: [РезИтиМ, 2003]). Сокращение выборки до 7 242 наблюдений является следствием удаления достаточно многочисленных экстремальных значений.

Как показывает описательная статистика, средняя величина дивидендного выхода составляет 7,8 % и характеризуется некоторым разбросом между компаниями, о чем свидетельствуют высокие значения стандартного отклонения. Отдельно следует отметить, что для подвыборки компаний - плательщиков дивидендов средняя доля прибыли, направляемая на выплату дивидендов, составляет 25 %.

Дамми-переменные структуры собственности формировались по следующему принципу: если по ОКФС (общероссийский классификатор форм собственности) у компании есть государственная или иностранная доля, в соответствующие поля ставится 1; далее, если в числе трех крупнейших акционеров есть компания с государственной долей или с иностранным участием, процедура повторяется.

Таблица 1 - Описательная статистика Table 1 - Descriptive statistics

Название Описание Mean Std. Dev. Min Max

DivPayout Дивиденды / Чистая прибыль 0,078097 0,176279 0 0,7996984

Lev Коэффициент концентрации заемного капитала 0,565454 0,223046 0,0505 0,8999

ROE Рентабельность собственного капитала 0,162199 0,105438 0,01 0,3998

CashRatio Доля денежных средств в активах 0,031971 0,036495 0 0,1499941

WcAssets Доля рабочего капитала в активах 0,212016 0,135079 0 0,5

LnR Натуральный логарифм выручки 23,05143 1,163028 20,72971 29,57238

ConcCap Доля трех крупнейших собственников ,7004746 ,4361464 0 1

Tiker 1 - наличие биржевого тикера, 0 - его отсутствие 0,201294 0,400994 0 1

Publ 1 - наличие публичного статуса, 0 - его отсутствие 0,097683 0,296905 0 1

Gov 1 - наличие государства в составе акционеров, 0 - отсутствие госучастия 0,144166 0,351282 0 1

FrIn 1 - наличие иностранных акционеров, 0 - их отсутствие 0,411345 0,492111 0 1

2 Приблизительно в 14 % компаний государство

3 представлено в структуре собственности в качестве £ собственника, около 41 % компаний имеют иностран-§ ного инвестора. Около 10 % компаний являются пу-я бличными и около 20 % имеют (или имели когда-то)

ш

35 биржевой тикер. Рентабельность собственного капище тала составила в среднем 16 %, доля заемных средств -5 примерно 56 %, доля денежных средств в активах -примерно 3 %, доля рабочего капитала в структуре активов - примерно 21 %. При этом все переменные достаточно волатильны.

РЕЗУЛЬТАТЫ ОДНОМЕРНОГО АНАЛИЗА

Результаты одномерного анализа по тестированию разницы в средних и медианных значениях основных финансовых показателей компаний в зависимости от параметров структуры собственности представлены в табл. 2. Согласно этим результатам, средние величины дивидендного выхода частных и государственных компаний с наличием и отсутствием иностранных ак-

ционеров статистически значимо различаются, что косвенно говорит в пользу выдвинутых гипотез. Финансовые показатели компаний значительно отличаются в зависимости от параметров структуры собственности. Одномерный анализ показывает, что для дальнейшего исследования необходимо проведение многомерного анализа с учетом возможной эндоген-ности независимых переменных.

Выборка была разбита на две группы компаний, выплачивающих и не выплачивающих дивиденды. Аналогичные тесты для данных подвыборок приведены в табл. 3. Как можно заметить, одномерный анализ указывает на то, что почти все предикторы связаны с решением выплачивать дивиденды (незначимая связь только у разницы медиан-показателя доли рабочего капитала в активах).

На рис. 1 представлены гистограммы распределения величины дивидендного выхода по группам в зависимости от переменных принадлежности государству и наличия иностранного акционера. Для гра-

Таблица 2 - Параметры структуры собственности и дивидендный выход компаний Table 2 - Ownership structure and dividend payouts of companies

Показатель Государственные/частные компании Наличие/отсутствие иностранного акционера

А средних t-stat А медиан chi2-stat А средних t-stat А медиан chi2-stat

DivPayout -0,032 -5,554*** - - 0,017 4,092*** - -

ROE 0,051 14,884*** 0,090 190,537*** -0,014 -5,594*** 0,157 21 337***

Lev 0,091 12,478*** 0,500 107,273*** -0,005 -1,023 0,602 0,193

CashRatio 0,003 2,398** 0,013 13,698*** -0,012 -13,528*** 0,025 161,655***

WcAssets 0,048 10,929*** 0,140 89,142*** -0,017 -5,410*** 0,211 20,904***

LnR -0,223 -5,802*** 22,998 3,931** 0,461 17 133*** 22,553 284,462***

Таблица 3 - Тест значимых различий плательщиков и неплательщиков дивидендов Table 3 - Test of significant differences between dividend payers and non-payers

Показатель Mean t-stat А средних Median chi2-stat А Медиан

плательщики дивидендов неплательщики дивидендов плательщики дивидендов неплательщики дивидендов

ROE 0,186 0,153 _12 172*** 0,180 0,133 140,443***

Lev 0,518 0,583 11,293*** 0,542 0,622 98,626***

CashRatio 0,035 0,031 -3,741*** 0,020 0,016 17,839***

WcAssets 0,218 0,210 -2,361** 0,201 0,193 2,492

LnR 23,273 22,969 -10,093*** 23,086 22,823 62,819***

Gos 0,204 0,122 -9,067*** - - -

FrIn 0,310 0,449 10,933*** - - -

Publ 0,164 0,073 -11,831*** - - -

Tiker 0,290 0,168 -11,744*** - - -

Примечания. Определение и порядок расчета переменных приведены в табл. 1. Сравниваются средние и медианные значения переменных для частных и государственных компаний, компаний с участием и без участия иностранного капитала в структуре собственности; тестирование статистической значимости различий в средних значениях проводится с помощью t-теста, различий в медианных значениях - непараметрического K-sample equality-of-medians test.

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

Здесь и далее *** - уровень значимости 1 %, ** - уровень значимости 5 %, * - уровень значимости 10 %.

Примечание. Представлены тесты сравнения средних значений (t-тест; H0: D means = 0) и медиан (K-sample equality-of-medians test; H0: D medians = 0) по анализируемым переменным для плательщиков и неплательщиков дивидендов. Определение и порядок расчета переменных приведены в табл. 1.

Государственные

Частные

0,2 0,4 0,6

Дивиденды/чистая прибыль

Без иностранного инвестора

0,2 0,4 0,6

Дивиденды/чистая прибыль

0,2 0,4 0,6

Дивиденды/чистая прибыль

Иностранный инвестор

0,2 0,4 0,6

Дивиденды/чистая прибыль

Рис. 1. Гистограммы распределения коэффициента дивидендных выплат компаний

с учетом формы собственности Fig. 1. Distribution histograms of the dividend payout ratio in companies of various forms of ownership

m м о

M

et

Ш

(9

a.

фического анализа была использована подвыборка, состоящая из компаний, выплачивающих дивиденды. По оси X приведен коэффициент дивидендных выплат, по оси У - частота исхода. На основе гистограмм можно сделать вывод о том, что компании с иностранным участием в случае решения выплачивать дивиденды чаще демонстрируют более высокий дивидендный выход по сравнению с национальными компаниями. Относительно переменной госучастия однозначных выводов сделать нельзя.

На рис. 2 представлены двусторонняя точечная диаграмма и линия регрессии отношения величины ди-

видендного выхода и уровня концентрации собственности. Графический анализ позволяет заключить, что уровень концентрации собственности, скорее всего, негативно коррелирует с дивидендными выплатами компании.

В завершение проведен графический анализ взаимосвязи дивидендного выхода и финансовых индикаторов компаний - плательщиков дивидендов в кризисные и обычные годы (рис. 3). По горизонтальной оси отложены значения дивидендного выхода, кружками обозначен размер компании (логарифм выручки).

0,8

0,6

0,4

0,2

0,0

• •

•ь

•.

• •

Л

А I*

Т*-

• %

I . ••

• •

• • • • •

I • I. _ •

—t >*Ч* • •• •

' • Ь- • г.' '•!• e7'?i

* У jV.tr IVШ

—•—•— #иг mm <4 # МЫЬм

• • • •

-fei

—I— 20

—I—

40

60

80

100

• Дивиденды/

чистая прибыль 95 %

— Установленные значения

Рис. 2. Отношение величины дивидендного выхода и уровня концентрации собственности Fig. 2. Ratio between dividend payout and ownership concentration level

0,8

0,6

• о • . *0 о .О. ° * ° о О • Qeo-%. О O.0 . . v o Q. 'W

J_- Д * О • О ••« _ 'W ?

О • . о • о • о " • . О0' О. „ ОО —Л AJ ТЗ ° а* - Vj fVi ■ Ч_У . • • S . • о

0,2

0,0 f<¡

0,oV^Í 0,2 0,3 0,4 Рентабельность собственного капитала

0,8

0,6

0,4

• О

■•Л %

«О S

О °о% б

/Об

" о . ..о Í4« „ • Г

о о '-о v -у i ® •. •'о •« ..oV°f *

. •• О' О", а о 0 о\. • ft/

«•••г%*eР». .as;

0,0 0,2 0,4 0,6 1,0

Коэффициент концентрации заемного капитала

0,8

0,6

0,4

° о <3-. Р

ó о •»

Í • • 0Ь

0,8

0,00 ^—6,05 0,10 0,15

Доля денежных средств в активах

о* о а \ — .

о ф ' 0•

. -.-о

„О * о о

0,2

• » Г)

QP » Ч *

съ.»о0«- ®9

■ ° ° о'

-л *ЬЛ Q в •

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

, • с** • „I 4 •

ои ..о о« . . -

SJp • ° • в . "•»'•'

Й1 .Р' -

0,0 0,1 MU/ 0,3 0,4 0,5 Доля рабочего капитала в активах

f: -\íQ$' °

ь 0

i - > _ «/:• •ljNÍVw V-

0,0 0,1 0,3 0,4

Рентабельность собственного капитала

0,8

0,6

0,4

0,2

0,0

0,0 0,2 0,4 0,6 ^втв^ 1,0 Коэффициент концентрации заемного капитала

О- ' о-

/ о cf

V V, -. '—• ' ОТ.. О .о

0,8

0,6

0,4

0,2

° »

00 ° • •• ■ • ••'

1 ■ Д. ' -6?

КЗ о ° . -.О в

8;Л 'О- -0 % о.О „в- • .•

/ЬоУЛ"..-'

vi.-1° а+г*

'V- » .'v? • 0 • 77*^«'* г • ¿ «r

0,05 0,10 0,15

Доля денежных средств в активах

0,0 ^-ОгГ 0,2 0,3 0,4 0,5 Доля рабочего капитала в активах

О Дивиденды/чистая прибыль 95% - Установленные значения

Рис. 3. Зависимость величины дивидендных выплат и финансовых характеристик российских компаний в кризисные и обычные годы Fig. 3. Correlation between dividend payout and financial indicators of Russian companies in the crisis and non-crisis years

CO

Как можно заметить, за исключением доли рабочего капитала в активах компании и уровня долга, показатели имеют четкую графическую связь. Кроме того, линия регрессии в кризисные годы свидетельствует о том, что в такие циклы показатели рентабельности и доли денежных средств в активах имеют большее влияние на дивидендную политику компании.

Тем не менее аналитический потенциал линейных парных регрессий весьма ограничен. Как следствие, был проведен многомерный (мультивариантный) анализ, результаты которого представлены ниже.

РЕЗУЛЬТАТЫ МНОГОМЕРНОГО АНАЛИЗА

Результаты оценивания тобит-моделей со случайными эффектами представлены в табл. 4, зависимой переменной выступает величина дивидендного выхода. Со-

гласно статистике Вальда с высоким уровнем надежно- °

сти, можно отклонить нулевую гипотезу о совместной 3

незначимости предикторов в моделях 1-6 (р-значения I

меньше 0,000). Величина показателя РИо, характеризу- §

ющая долю дисперсии, которая объясняется панель- £

ной компонентой, свидетельствует о высоком влиянии <

индивидуальных характеристик компаний и более |

высокой статистической мощности моделей со слу- х

чайными эффектами по сравнению со сквозными ре- ¡¡¡Г

ш

грессиями. Согласно формальному ЬР-тесту, на уровне 5

значимости 1 % можно отклонить нулевую гипотезу о |

незначимости панельной компоненты для всех моде- = лей. Это может свидетельствовать о важном влиянии ненаблюдаемой разнородности компаний (предпочтения акционеров, агентские конфликты и пр.) в отношении вопросов дивидендной политики.

Таблица 4 - Тобит-оценки детерминант дивидендных выплат Table 4 - Tobit estimates of dividend payout determinants

Переменная Модель

(1) (2) (3) (4) (5) (6)

Lev -0,313*** -0,310*** -0,311*** -0,311*** -0,315*** -0,310***

(-6,79) (-6,72) (-6,74) (-6,76) (-6,84) (-6,73)

ROE 0,669*** 0,666*** 0,668*** 0,665*** 0,671*** 0,665***

(9,94) (9,90) (9,93) (9,88) (9,97) (9,89)

CashRatio 0,378 0,386 0,370 0,389* 0,375 0,392*

(1,91) (1,95) (1,87) (1,96) (1,90) (1,98)

WcAssets 0,0106 0,0112 0,0137 0,00870 0,0116 0,0117

(0,17) (0,18) (0,23) (0,14) (0,19) (0,19)

LnR 0,0668*** 0,0664*** 0,0667*** 0,0665*** 0,0668*** 0,0661***

(6,78) (6,75) (6,77) (6,75) (6,79) (6,72)

ConcCap -0,0901** -0,0902*** -0,0906*** -0,0907*** -0,0895** -0,0908***

(-3,29) (-3,29) (-3,31) (-3,31) (-3,27) (-3,32)

Tiker 0,0395 0,0403 0,0401 0,0460 0,0397 0,0399

(1,09) (1,11) (1,11) (1,24) (1,09) (1,06)

Publ 0,0667 0,0821 0,0668 0,0663 0,0670 0,0818

(1,46) (1,75) (1,46) (1,45) (1,46) (1,73)

Gov 0,0917* 0,0926* 0,103** 0,0922* 0,0916* 0,0989**

(2,51) (2,53) (2,72) (2,52) (2,51) (2,60)

FrIn -0,0893*** -0,0891*** -0,0886*** -0,0889*** -0,0976*** -0,0946***

(-3,47) (-3,47) (-3,44) (-3,46) (-3,61) (-3,48)

Publ 14 -0,0285 -0,0529

(-0,53) (-0,83)

Publ 15 - 0,0000766 (0,00) - - -0,0217 -0,0217 (-0,36)

Publ 20 -0,128* -0,0841

(-2,24) (-1,29)

Gov 14 -0,0407 -0,00467

(-0,84) (-0,09)

Gov 15 0,0350 0,0381

(0,72) (0,73)

Gov 20 -0,0690 -0,0563

(-1,50) (-1,17)

Tiker 14 0,0146 0,0516

(0,34) (1,00)

Tiker 15 0,0171 0,0257

(0,41) (0,51)

8 • Корпоративное управление в России: трансформация стратегий бизнеса в новых реалиях

Окончание табл. 4 Table 4 (concluded)

Переменная Модель

(1) (2) (3) (4) (5) (6)

Tiker 20 - - - -0,0858* (-1,98) - -0,0549 (-1,12)

FrIn 14 - - - - 0,0819* (1,98) 0,0869* (1,98)

FrIn 15 - - - - -0,0166 (-0,40) -0,00344 (-0,08)

FrIn 20 - - - - 0,0166 (0,46) -0,00352 (-0,09)

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

Time dummies Yes Yes Yes Yes Yes Yes

Industry dummies Yes Yes Yes Yes Yes Yes

N 7 242 7 242 7 242 7 242 7 242 7 242

WALD 319,94 324,75 322,80 323,75 323,70 332,15

LR 1 372,96 1 373,74 1 375,05 1 372,34 1 372,44 1 373,22

Примечание. Представлены оценки коэффициентов тобит-регрессий со случайными эффектами дивидендного выхода отечественных компаний. В модели включены взаимодействия дамми-переменных характеристик структуры собственности и дамми-переменных кризисных лет. Определения переменных представлены в табл. 1, в скобках приведены значения Г-статистик.

Данные результаты позволяют сделать вывод об обратной зависимости величины дивидендного выхода и уровня концентрации собственности (р < 0,01 во всех моделях).

На основе полученных оценок можно также заключить, что разницы дивидендных выплат почти не имеют статистически значимой связи с взаимодействием дамми-переменных характеристик структуры собственности и кризисных лет (за исключением переменных наличия иностранного акционера в 2014 г.). Это может означать, что схожие по структуре собственности компании в кризисные годы не характеризуются достаточно однородной стратегией в области дивидендных выплат.

В то же время дамми-переменные госучастия и наличия иностранного акционера значимы во всех моделях. Так, сам факт присутствия в качестве акционера государства, согласно тобит-оценкам модели (6), означал, при прочих равных условиях, большую на 10 % дивидендную доходность, а факт присутствия иностранного акционера соответствовал меньшей величине дивидендного выхода на 9 %.

Статус публичности и наличие биржевых котировок не продемонстрировали значимого влияния на дивидендный выход российских компаний. Данный результат несколько противоречит заключениям, сделанным для более раннего периода [Анкудинов, Лебедев, 2016], однако существенный позитивный эффект влияния статуса публичности на дивидендные выплаты российских компаний был характерен для предкризисных лет. В условиях финансовых ограничений, свойственных кризисным периодам, выплаты диви-

дендов публичными компаниями заметно снизились или прекратились вовсе.

Здесь сразу следует указать на одно из ограничений анализа, касающееся влияния иностранных акционеров. Используемые в исследовании данные не позволяют достоверно определить, действительно ли компания принадлежит нерезидентам или же собственники на самом деле резиденты, использующие офшорные схемы (весьма распространенная в России практика). Заметим также, что при исключении из выборки компаний, относящихся к структурам ПАО «Газпром», НК «Роснефть» и ПАО Лукойл (структуры этих групп имеют наибольшее количество дочерних компаний в выборке - 45 компаний, 330 наблюдений), переменная госучастия теряет статистическую значимость.

Рассматривая влияние контрольных переменных на дивидендные выплаты российских компаний, можно заметить, что результаты моделирования в целом согласуются с полученными в ходе одномерного анализа. Так, подтверждается положительная взаимозависимость дивидендного выхода и уровня рентабельности собственного капитала. Также статистически значимое (p < 0,001) позитивное влияние на уровень дивидендов во все периоды оказывает размер компании, выраженный логарифмом выручки. Эти оценки соответствуют исследованиям, проведенным по данным о развитых рынках [Fama, French, 2001; Ferris, Sen, Yui, 2006]. Обратную зависимость показывает уровень концентрации заемного капитала. С меньшей надежностью подтверждается положительная связь уровня дивидендов и показателя денежных средств / активов (p < 0,05 и p < 0,1 соответственно).

CO

НАДЕЖНОСТЬ ПОЛУЧЕННЫХ РЕЗУЛЬТАТОВ

В рамках проверки надежности полученных оценок были проведены диагностические тесты. Оцененные VIF-факторы (Variance Inflation Factor, VIF) для тестирования гипотезы о коррелированности изучаемых предикторов позволяют отклонить гипотезу о присутствии мультиколлинеарности во всех моделях. В то же время, согласно результатам теста Бройша - Пагана, в моделях имеется гетероскедастичность остатков. Соответственно, были использованы робастные в условиях гетероскедастичности значения f-статистик.

Для дополнительной проверки тобит-регрессий были построены так называемые двухчастные модели (табл. 5), в рамках которых эти регрессии разбиваются на оценку двух как бы независимых решений: выплачивать ли дивиденды вообще и в каком объеме их выплачивать. Первое решение оценивается через использование логит-регрессий, второе - через линейные регрессии методом обобщенного МНК.

Двухчастная модель демонстрирует противоречивые результаты: один и тот же показатель, например наличие иностранного акционера, может оказывать негативное влияние на принятие решения выплачивать дивиденды, но в случае выплаты положительно сказывается на их уровне. Такой же (или обратной)

связью обладают переменные публичности и нали- ° чия биржевого тикера. Переменные концентрации 3 собственности и госучастия показали значимую связь I только с решением о выплате дивидендов. §

Двухчастная модель также не выявила статистиче- £ ски значимой связи дивидендных выплат с взаимодей- < ствием дамми-переменных характеристик структуры | собственности и кризисных лет. х

Для проверки результатов была построена ана- ¡¡¡Г

ш

логичная первой тобит-модель усеченной регрессии 5 (табл. 6). В выборку попали 750 крупнейших компа- | ний (наблюдения 2012-2021 гг.) на начало 2021 г. Пере- = менные структуры собственности в кризисные годы не показали статистической значимости в усеченной регрессии, поэтому были исключены из таблиц с оценками.

Модель подтверждает положительную зависимость уровня дивидендов с дамми-переменной госучастия, но в то же время коэффициенты перед переменными концентрации собственности и наличия иностранного акционера становятся статистически незначимыми. На основе этого можно предположить, что крупнейшие компании имеют более высокую доходность и склонны выплачивать дивиденды вне зависимости от уровня концентрации уставного капитала.

Таблица 5 - Результаты регрессии «двухчастной» модели Table 5 - Results of the 'two-part' model regression

Переменная Logit Gls Переменная Logit Gls

Lev -2,443*** (-7,21) -0,0669** (-2,28) Publ 20 -0,988* (-1,94) -0,0395 (-0,76)

ROE 5,739*** (11,15) -0,0543 (-1,05) Gov 14 0,232 (0,58) -0,0505 (-1,32)

CashRatio 4 из*** (2,70) 0,0638 (0,45) Gov 15 0,655 (1,55) -0,0263 (-0,69)

WcAssets 0,0725 (0,16) -0,0570 (-1,27) Gov 20 -0,448 (-1,21) 0,00184 (0,05)

LnR 0,460*** (6,02) 0,0368*** (6,62) Tiker 14 0,535 (1,36) -0,0221 (-0,55)

ConcCap -0,00764*** (-3,65) 0,000176 (1,16) Tiker 15 0,359 (0,94) -0,00550 (-0,14)

Tiker 0,478* (1,70) -0,0942*** (-4,62) Tiker 20 -0,423 (-1,15) 0,0255 (0,63)

Publ 1,128*** (3,05) -0,0515** (-2,08) FrIn 14 0,483 (1,42) 0,0495 (1,42)

Gov 0,966*** (3,43) -0,00680 (-0,33) FrIn 15 0,255 (0,74) -0,00146 (-0,04)

FrIn -0,952*** (-4,58) 0,0637*** (3,84) FrIn 20 0,107 (0,38) -0,0230 (-0,77)

Publ 14 -0,321 (-0,63) -0,0225 (-0,47) Time dummies Yes Yes

Industry dummies Yes Yes

Publ 15 0,303 (0,61) -0,0705 (-1,60) Wald 333,26*** 141,59***

Примечания. Представлены оценки Логит- и С1_Б (обобщенный МНК) регрессий со случайными эффектами детерминант дивидендных выплат. В модели включены взаимодействия дамми-переменных характеристик структуры собственности и дамми-переменных кризисных лет. Определения переменных представлены в табл. 1, в скобках приведены значения Г-статистик.

z Таблица 6 - Тобит-модель усеченной регрессии

3 Table 6 - Tobit model of truncated regression

о

Переменная Tobit Переменная Tobit Переменная Tobit Переменная Tobit

Lev -0,194** (-2,65) WcAssets -0,0938 (-1,19) Tiker 0,0182 (0,27) FrIn -0,0683 (-1,60)

ROE 0,544*** (9,69) LnR 0,0921*** (6,20) Publ 0,0877 (0,95) Time dummies Yes

CashRatio 0,126 (1,01) ConcCap -0,000167 (-0,11) Gov 0,235*** (3,55) N 3 390

Примечание. Представлены оценки коэффициентов тобит-регрессий со случайными эффектами дивидендного выхода отечественных компаний для усеченной выборки. В модели были включены взаимодействия дамми-переменных характеристик структуры собственности и дамми-переменных кризисных лет (не показали значимости). Определения переменных представлены в табл. 1, в скобках приведены значения Г-статистик.

Похожие результаты были получены и на усеченной выборке из 500 крупнейших компаний. Также очень близкие результаты дала аналогичная модель, в которой переменные госучастия и наличия иностранного акционера (данные по ним были сформированы автором «вручную») были заменены на аналогичные переменные, источником данных по которым послужил ОКФС (Общероссийский классификатор форм собственности). В результате коэффициенты то-бит-модели перед новыми переменными также фиксировали статистически значимую положительную связь дивидендных выплат с государственным участием и негативную связь с иностранным участием в капитале.

ЗАКЛЮЧЕНИЕ

Полученные в рамках эмпирического анализа результаты могут внести вклад в формирование эффективной дивидендной политики российских компаний в кризисные годы с учетом возможных изменений в составе и структуре собственности, а также дополнительных финансовых ограничений, связанных с затрудненным доступом к глобальным рынкам.

В качестве позитивного в плане практических приложений вывода можно отметить выявленную обратную зависимость величины дивидендного выхода и уровня концентрации собственности: именно мелкие держатели, по определению не способные нести издержки финансового анализа, должны высту-

пить основными поставщиками долгосрочных финансовых ресурсов, столь необходимых национальной экономике в турбулентные годы. Впрочем, для наиболее крупных компаний данная зависимость перестает быть статистически значимой. Представляется, что именно подобные компании должны обратить внимание на управление структурой собственного капитала.

Статус публичной компании и наличие биржевых котировок не продемонстрировали значимого влияния на дивидендный выход российских компаний, за исключением двухчастной модели. Такой результат, безусловно, отражает неразвитость российского фондового рынка и делает логичным существенное снижение выплат дивидендов публичными компаниями в условиях финансовых ограничений. Однако, как представляется, именно на этом направлении - повышении инвестиционной привлекательности российских эмитентов - должны быть сосредоточены усилия регуляторов.

К ограничениям выполненного анализа относится, помимо перечисленных выше, отсутствие учета конкретного уровня государственного или иностранного участия. Преодоление ограничений будет одним из направлений дальнейших исследований. Кроме того, по мере накопления данных появится возможность проанализировать дивидендную политику российских компаний под влиянием санкционного давления.

Источники

Алексеева Л.В., Березинец И.В., Ильина Ю.Б. (2011). Влияние структуры собственности на дивидендную политику российских компаний // Вестник Санкт-Петербургского университета. Серия 8, Менеджмент. Вып. 4. С. 3-31.

Анкудинов А.Б., Лебедев О.И. (2016). Дивидендные выплаты российских компаний в условиях финансового кризиса // Корпоративные финансы. № 3 (39). С. 38-56.

Березинец И.В., Булатова Л.А., Ильина Ю.Б., Смирнов М.В. (2016). Реакция российского рынка акций на дивидендные «сюрпризы»: эмпирическое исследование // Российский журнал менеджмента. № 14 (2). С. 29-48. Ьйр$://с1ок огд/10.21638/11701/$рЬи18.2016.202.

Новак А.Е., Силкина О.С., Хвостова И.Е. (2018). Эмпирический анализ дивидендной политики государственных и частных компаний в России // Финансы: теория и практика. Т. 22, № 5. С. 90-104. https://Coi.org/10.26794/2587-5671-2018-22-5-90-104.

Aggarwal R., Kyaw N.N. (2010). Capital structure, dividend policy, and multinationality: Theory versus empirical evidence. Inter- ° national Review of Financial Analysis, vol. 19, no. 2, pp. 140-150. g

Ankudinov A.B., Lebedev O.V. (2016). Dividend payouts and company ownership structure amid the global financial crisis: Evi- § dence from Russia. Post-Communist Economies, vol. 28, no. 3, pp. 384-404. https://doi.org/10.1080/14631377.2016.1196882 « Bhattacharya S. (1979). Imperfect information, dividend policy, and "the bird in the hand" fallacy. Bell Journal of Economics, 8 vol. 10, no. 1, pp. 259-279. https://doi.org/10.2307/3003330 §

Bliss B.A., Cheng Y., Denis D.J. (2014). Corporate payout, cash retention, and the supply of credit: Evidence from the 2008-2009 | credit crisis. Journal of Financial Economics, vol. 115, no. 3, pp. 521-540. http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.2255211 ®

Bradford W., Chao C., Song Z. (2013). Cash dividend policy, corporate pyramids, and ownership structure: Evidence from China. SE International Review of Economics and Finance, vol. 27, pp. 445-464. DOI: 10.1016/j.iref.2013.01.003 |

Brav A., Graham J.R., Harvey C.R., Michaely R. (2005). Payout policy in the 21st century. Journal of Financial Economics, vol. 77, u no. 3, pp. 483-527. DOI: 10.1016/j.jfineco.2004.07.004 I

Brennan M. (1970). Taxes, market valuation and corporate financial policy. National Tax Journal, vol. 23, no. 4, pp. 417-427. % Chen D., Jian M., Xu M. (2009). Dividends for tunneling in a regulated economy: The case of China. Pacific-Basin Finance Journal,

vol. 17, no. 2, pp. 209-223. https://doi.org/10.1016Zj.pacfin.2008.05.002 Chen Z., Cheung Y.-L., Stouraitis A., Wong A.W.S. (2005). Ownership concentration, firm performance, and dividend policy

in Hong Kong. Pacific-Basin Finance Journal, vol. 13, no. 4, pp. 431-449. https://doi.org/10.1016/j.pacfin.2004.12.001 Connelly J.T., Wolff C.C.P. (2022). Dividend policy decisions and ownership concentration: Evidence from Thai public companies.

Review of Pacific Basin Financial Markets and Policies, vol. 26(01), pp. 1-35, March. DOI: 10.1142/S0219091523500066 Daniel N.D., Denis D., Naveen L. (2008). Sources of financial flexibility: Evidence from cash flow shortfalls. Working Paper, Drexel

University, Purdue University and Temple University. Deshmukh S. (2003). Dividend initiations and asymmetric information: A hazard mode. Financial Review, vol. 38, no. 3, pp. 351-368.

Dhaliwal D., Erickson M., Trezevant R. (1999). A test of the theory of tax clienteles for dividend policies. National Tax Journal,

vol. 52, no. 2, pp. 179-194. DOI: 10.1086/NTJ41789388 Easterbrook F. (1984). Two agency-costs explanations of dividends. American Economic Review, vol. 74, no. 4, pp. 650-659. Fama E.F., French K.R. (2001). Disappearing dividends: Changing firm characteristics or lower propensity to pay? Journal of

Financial Economics, vol. 60, no. 1, pp. 3-43. https://doi.org/10.1016/S0304-405X(01)00038-1 Ferris S.P., Sen N., Yui H.P. (2006). God save the Queen and her dividends: Corporate payouts in the United Kingdom. The Journal

of Business, vol. 79, no. 3, pp. 1149-1173. https://doi.org/10.1086/500672 Gordon M. (1959). Dividends, earnings, and stock prices. Review of Economics and Statistics, vol. 41, no. 2, part 1, pp. 99-105.

https://doi.org/10.2307/1927792 John K., Williams J. (1985). Dividends, dilution, and taxes: A signaling equilibrium. Journal of Finance, vol. 40, no. 4, pp. 1053-1070.

https://doi.org/10.2307/2328394 Khan T. (2006). Company dividends and ownership structure: Evidence from UK panel data. The Economic Journal, vol. 116, no. 510, pp. 172-189.

Kong D., Ji M., Liu L. (2023). Mandatory dividend policy and investment efficiency within state-owned business groups. Pacific-

Basin Finance Journal, vol. 77, 101910. DOI: 10.1016/j.pacfin.2022.101910 Kowalewski O., Stetsyuk I., Talavera O. (2008). Does corporate governance determine dividend payouts in Poland? Post-Communist Economies, vol. 20, issue 2, pp. 203-218. https://doi.org/10.1080/14631370802018973 Lee Y.K. (2022). The effect of ownership structure on corporate payout policy and performance: Evidence from Korea's exogenous dividends tax shock. Pacific-Basin Finance Journal, vol. 73, 101763. DOI: 10.1016/j.pacfin.2022.101763 Lin T.-J., Chen Y.-P., Tsai H.-F. (2017). The relationship among information asymmetry, dividend policy and ownership structure.

Finance Research Letters, vol. 20, pp. 1-12. DOI: 10.1016/j.frl.2016.06.008 Mancinelli L., Ozkan A. (2006). Ownership structure and dividend policy: Evidence from Italian firms. European Journal

of Finance, vol. 12, no. 3, pp. 265-282. https://doi.org/10.1080/13518470500249365 Michaely R., Roberts M.R. (2012). Corporate dividend policies: Lessons from private firms. Review of Financial Studies, vol. 25, no. 3, pp. 711-746.

Miller M., Modigliani F. (1961). Dividend policy, growth, and the valuation of shares. Journal of Business, vol. 34, no. 4, pp. 411-433. Moh'd M., Perry L., Rimbey J. (1995). An investigation of the dynamic relationship between agency theory and dividend policy.

The Financial Review, vol. 30, no. 2, pp. 367-385. Pettit R. (1977). Taxes, transactions costs and the clientele effect of dividends. Journal of Financial Economics, vol. 5, no. 3,

pp. 419-436. https://doi.org/10.1016/0304-405X(77)90046-0 Poterba J., Summers L. (1984). New evidence that taxes affect the valuation of dividends. Journal of Finance, vol. 39, no. 5,

pp. 1397-1415. https://doi.org/10.2307/2327734 Rozeff M. (1982). Growth, beta and agency costs as determinants of dividend payout ratios. The Journal of Financial Research, vol. 5, no. 3, pp. 249-259.

San Martín Reyna J.M. (2017). Ownership structure and its effect on dividend policy in the Mexican context. Universidad Nacional Autónoma de México, Facultad de Contaduría y Administración, vol. 64, pp. 1199-1213. https://doi.org/10.1016/j. cya.2015.12.006

CO

z Sawicki J. (2009). Corporate governance and dividend policy in Southeast Asia pre-and post-crisis. The European Journal 3 of Finance, vol. 15, pp. 211-230. https://doi.org/10.1080/13518470802604440

J! Short H., Zhang H., Keasey K. (2002). The link between dividend policy and institutional ownership. Journal of Corporate Finance, 8 vol. 8, no. 2, pp. 105-122. https://doi.org/10.1016/S0929-1199(01)00030-X

8 Szilagyi P.G., Renneboog L. (2006). How relevant is dividend policy under low shareholder protection? Center for Economic | Research, no. 73. http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.925190

g Thomsen S. (2005). Conflicts of interest or aligned incentives? Blockholder ownership, dividends and firm value in the US and | the EU. European Business Organization Law Review, vol. 6, no. 2, pp. 201-225. https://doi.org/10.1017/S15667529050020161

References

Alekseeva L.V., Berezinets I.V., Ilyina Yu.B. (2011). Influence of the ownership structure on the dividend policy of Russian companies. Vestnik Sankt-Peterburgskogo universiteta. Seriya 8, Menedzhment / Vestnik of Saint Petersburg University. Management, issue 4, pp. 3-31. (in Russ.)

Ankudinov A.B., Lebedev O.I. (2016). Dividend payments of Russian companies during the financial crisis. Korporativnye finansy

/Corporate Finance, no. 3(39), pp. 38-56. (in Russ.) Berezinets I.V., Bulatova L.A., Ilyina Yu.B., Smirnov M.V. (2016). The reaction of the Russian stock market to dividend "surprises": An empirical study. Rossiyskiy zhurnal menedzhmenta / Russian Management Journal, no. 14(2), pp. 29-48. https://doi. org/10.21638/11701/spbu18.2016.202. (in Russ.) Novak A.E., Silkina O.S., Khvostova I.E. (2018). Empirical analysis of dividend policy of public and private companies in Russia. Finansy: teoriya i praktika /Finance: Theory and Practice, vol. 22, no. 5, pp. 90-104. https://doi.org/10.26794/2587-5671-2018-22-5-90-104. (in Russ.)

Aggarwal R., Kyaw N.N. (2010). Capital structure, dividend policy, and multinationality: Theory versus empirical evidence. International Review of Financial Analysis, vol. 19, no. 2, pp. 140-150. Ankudinov A.B., Lebedev O.V. (2016). Dividend payouts and company ownership structure amid the global financial crisis: Evidence from Russia. Post-Communist Economies, vol. 28, no. 3, pp. 384-404. https://doi.org/10.1080/14631377.2016.1196882 Bhattacharya S. (1979). Imperfect information, dividend policy, and "the bird in the hand" fallacy. Bell Journal of Economics,

vol. 10, no. 1, pp. 259-279. https://doi.org/10.2307/3003330 Bliss B.A., Cheng Y., Denis D.J. (2014). Corporate payout, cash retention, and the supply of credit: Evidence from the 2008-2009

credit crisis. Journal of Financial Economics, vol. 115, no. 3, pp. 521-540. http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.2255211 Bradford W., Chao C., Song Z. (2013). Cash dividend policy, corporate pyramids, and ownership structure: Evidence from China.

International Review of Economics and Finance, vol. 27, pp. 445-464. DOI: 10.1016/j.iref.2013.01.003 Brav A., Graham J.R., Harvey C.R., Michaely R. (2005). Payout policy in the 21st century. Journal of Financial Economics, vol. 77,

no. 3, pp. 483-527. DOI: 10.1016/j.jfineco.2004.07.004 Brennan M. (1970). Taxes, market valuation and corporate financial policy. National Tax Journal, vol. 23, no. 4, pp. 417-427. Chen D., Jian M., Xu M. (2009). Dividends for tunneling in a regulated economy: The case of China. Pacific-Basin Finance Journal,