Инсайдерская собственность и стратегическая эффективность компаний в странах БРИК: анализ 2003-2013 гг

Российский журнал менеджмента Том 13, № 1, 2015. С. 43-64

инсайдерская собственность n

и стратегическая эффективность компаний

в странах БРИК: АнАЛИЗ 2003-2013 гг.

А. Н. СТЕПАНОВА, О. С. ШИХАНЦОВА

Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики» /

В статье изучается влияние инсайдерской собственности на стратегическую эффективность компаний на развивающихся рынках капитала — в странах БРИК — в период с 2003 по 2013 г. Предложенная авторами модель зависимости стратегической эффективности и собственности инсайдеров представляет собой адаптацию классической модели Морка — Шлейфера — Вишны (1988 г.) к условиям слабоэффективных развивающихся рынков. При модификации традиционной для развитых рынков модели используется концепция, предложенная Ла Портой (2002 г.) и позволяющая учитывать степень защиты прав инвесторов, а также вводятся дополнительные факторы роста и риска. Адаптированная модель тестируется на выборке из 97 нефинансовых компаний Бразилии, России, Индии и Китая в двух спецификациях — кубической и кусочно-линейной. В результате получена значимая немонотонная зависимость: стратегическая эффективность возрастает при сравнительно малых и высоких уровнях собственности инсайдеров (эффект конвергенции интересов) и снижается при средних уровнях инсайдерской собственности (эффект «окапывания»). Диапазон действия эффекта «окапывания» был выявлен на уровне от 23,2 до 61,3% акций в руках инсайдеров. Также было обнаружено усиление влияния эффекта «окапывания» в период мирового кризиса (2008-2009 гг.).

Ключевые словл: структура собственности, инсайдерская собственность, стратегическая эффективность компаний, корпоративное управление.

Проблематика присутствия собственников в управляющем аппарате компании восходит к одной из основных идей в сфере корпоративного управления — разделению управления и собственности. Такое разделение напрямую связано с агентскими издержками, которые неизбежно появляются ввиду возникновения конфликта

интересов топ-менеджеров и собственников. Однако в реальной практике ведения бизнеса разделение собственности и управления зачастую не наблюдается, и во многих компаниях распространена практика вхождения собственников в управленческий аппарат. Таких собственников принято называть инсайдерами, их наиболее

© А. Н. Степанова, О. С. Шиханцова, 2015

распространенное понимание включает весь управленческий персонал компании (в том числе совет директоров), который владеет ее акциями. Именно этот подход использует и данное исследование. Статья посвящена изучению влияния уровня инсайдерской собственности на показатели стратегической эффективности компаний (firm performance)1 на развивающихся рынках капитала — в странах БРИК — в период с 2003 по 2013 г.

Данная работа развивает классическое исследование [Morck, Shleifer, Vishny, 1988] и предлагает адаптацию его оригинальной модели под условия развивающихся рынков. Авторы [Morck, Shleifer, Vishny, 1988], анализируя роль инсайдерской собственности на примере крупных американских компаний, первыми выявили немонотонную S-образную зависимость стратегической эффективности компании от доли инсайдерской собственности и показали точки перелома, возникающие вследствие одновременного действия двух противоположных эффектов.

Эффект конвергенции интересов управленцев и собственников (convergence of interest effect) заключается в том, что инсайдер компании напрямую заинтересован в увеличении ее ценности (value), т. е. доля акций в руках инсайдеров положительно влияет на стратегическую эффективность компании. Эффект «окапывания» менеджеров (entrenchment hypothesis) предполагает оппортунистическое по отношению к акционерам поведение топ-менеджмента компании (non-value-maximizing behavior). Большой пакет акций в руках менеджеров не только исключает угрозу потери работы и ведет к снижению контроля над их работой, но и меняет предпочитаемый менеджером уровень риска, создавая условия для плохо диверсифицированного портфеля инвестиций [Morck,

1 В настоящей статье в качестве русскоязычного аналога термина "performance" используется термин «стратегическая эффективность».

Shleifer, Vishny, 1988]. На практике это может выражаться, например, в уменьшении долговой нагрузки ниже оптимального уровня, в отклонении эффективных инвестиционных проектов с высоким риском и т. д.

В данной работе мы переносим классическое исследование [Morck, Shleifer, Vishny, 1988] на развивающиеся рынки с характерной для них слабой эффективностью рынка (см.: [Fama, 1970; 1991]), неразвитостью фондовых рынков и институтов корпоративного управления, общей нестабильностью, а также огромным количеством приватизированных компаний, высокой концентрацией собственности и защищенностью многих предприятий от внешней конкуренции [Frydman et al., 1997].

Классическая модель Морка — Шлейфе-ра — Вишны адаптируется к современным реалиям растущих рынков капитала с использованием индексов защиты прав инвесторов, изначально предложенных в [La Porta et al., 2002]. Модифицированная модель тестируется на панельных данных компаний стран БРИК, при этом принимается во внимание зависимость стратегической эффективности компании от доли инсайдерской собственности. Наконец, исследуются особенности инсайдерской собственности как драйвера стратегической эффективности компании в период глобального финансового кризиса 20082009 гг. В качестве показателя стратегической эффективности, согласно методологии [Morck, Shleifer, Vishny, 1988], используется показатель Q Тобина, отражающий соотношение рыночной и балансовой стоимости активов компании.

Работа структурирована следующим образом. В первом разделе представлен обзор исследований по изучаемой проблематике — анализ статьи [Morck, Shleifer, Vishny, 1988], а также других работ, посвященных инсайдерской собственности. Во втором описаны гипотезы и методология исследования. В третьем разделе подробно

0,6

0,5

i i i i i i i i i i i i i i i i 0 0,05 0,10 0,15 0,20 0,25 0,30 0,35 0,40 0,45 0,50 0,55 0,60 0,65 0,70 0,75

Доля инсайдерской собственности

Рис. 1. Взаимосвязь стратегической эффективности компаний ^ Тобина) и доли собственности инсайдеров Источник: [Могск, БЫе1£ег, У^Ипу, 1988].

представлены анализируемые данные и полученные результаты. В четвертом разделе проводится обсуждение полученных результатов, затем излагаются основные выводы проведенного исследования.

1. Взаимосвязь стратегической эффективности и инсайдерской собственности компаний: результаты исследований

1.1. Идеи базовой модели Морка — Шлейфера — Вишны

Как было отмечено, авторы статьи [Могск, 8Ые1£ег, У1вЬпу, 1988] первыми показали существование немонотонной ^-образной формы взаимосвязи доли собственности менеджеров2 и стратегической эффективности компаний (рис. 1). Авторы объяснили это наблюдение одновременным

2 Авторы [Могск, 8Ые1£ег, У^Ипу, 1988] рассматривают понятия «менеджеры», «члены совета директоров» и «инсайдеры» как эквивалентные. В данном разделе соблюдается терминология этой статьи.

действием разнонаправленных эффектов: положительного эффекта конвергенции интересов и отрицательного эффекта «окапывания» инсайдеров. Регрессионный анализ выборки из 371 американской компании из Fortune 500 дал следующий результат: эффективность компании растет при доли инсайдерской собственности от 0 до 5%, падает при доле акций в руках инсайдеров в диапазоне от 5 до 25%, а при доле собственности инсайдеров свыше 25% снова возрастает.

Авторы [Morck, Shleifer, Vishny, 1988] объясняют полученный результат следующим образом: владея небольшим пакетом акций (менее 5%), инсайдеры компании будут стремиться максимизировать ее стратегическую эффективность и ценность, так как от достижения этого напрямую зависит их доля в компании. В ситуации же «средней» по величине доли собственности инсайдеров (от 5 до 25%) вступает в действие эффект «окапывания», когда инсайдеры могут управлять компанией уже скорее для достижения своих личных целей (статус,

влияние на собрании акционеров (voting power), доминирование над аутсайдерами и миноритариями), — их действия в данном случае приводят к неэффективному управлению и снижают стратегическую эффективность компании. Наконец, инсайдеры — держатели крупных пакетов акций (свыше 25%) будут стремиться максимизировать стратегическую эффективность компании, так как это напрямую приведет к их выигрышу в виде растущей цены принадлежащих им акций.

Обратимся подробнее к модели анализа классического исследования Морка — Шлейфера—Вишны. В качестве показателя стратегической эффективности компаний использовалась зависимая переменная Q Тобина, равная отношению рыночной стоимости капитала фирмы к балансовой стоимости ее активов. Что касается основной объясняющей переменной — доли собственности инсайдеров, — то авторы относят к инсайдерам членов совета директоров, обладающих пакетом акций выше 0,2%. Соответственно, доля принадлежащих им акций в общем количестве размещенных акций и есть доля инсайдерской собственности. В качестве контрольных переменных в модель были включены отношение затрат на R&D и затрат на рекламу к величине активов (что отражает влияние нематериальных активов компании на Q Тобина), финансовый рычаг, величина активов как показатель размера компании и дамми-показатели отраслевой принадлежности.

Авторы [Morck, Shleifer, Vishny, 1988] воспользовались моделью линейной регрессии, представляющей из себя кусочно-линейную функцию:

Q = ControlVariables + у0 + y1BRD0to5 + + Y2BRD5to25 + j3BRDover25,

где переменные BRD отражают долю акций, принадлежащих членам совета директоров, и принимают следующие значения:

BRD0to5 =

board ownership, = < if board ownership < 0,05; 0,05, if board ownership > 0,05,

BRD5to25 =

0, if board ownership < 0,05; board ownership - 0,05, _ if 0,05 < board ownership <0,25; 0,25, if board ownership > 0,25,

BRDover25 =

0, if board ownership < 0,25; board ownership - 0,25, if board ownership > 0,25.

Именно при значениях доли инсайдерской собственности 5 и 25% они ожидали увидеть граничные точки изменения зависимости стратегической эффективности компаний от собственности инсайдеров. Данное сочетание было найдено в результате перебора и сравнения различных комбинаций: эти доли давали наименьшую сумму квадратов ошибок в регрессионной модели.

Необходимо отметить, что, несмотря на то что исследование [Morck, Shleifer, Vishny, 1988] стало классикой в области изучения влияния структуры собственности на эффективность компаний, его авторы отмечали ряд ограничений своей работы. Во-первых, спецификация модели была выбрана «случайным» образом — путем подбора и сравнения предсказательной силы различных спецификаций регрессионных моделей. Во-вторых, предполагалась стабильность результатов во времени и выбранная спецификация модели рас-смотривалась для 1979, 1980 и 1981 гг., без анализа возможности изменения точек перелома S-образной зависимости. В-третьих, в базовой модели отсутствуют какие-либо факторы, отображающие рост компании, который может быть как следствием ее высокой эффективности, так и ключевым фактором стратегической эффективности для молодых компаний, находящих-

ся на стадии роста. Такие недостатки классической модели создают потенциал для ее модификации, что особенно актуально в контексте развивающихся рынков.

1.2. Инсайдерская собственность в компаниях развитых и развивающихся рынков Результаты эмпирических исследований влияния инсайдерской собственности на стратегическую эффективность компаний демонстрировали высокое разнообразие. Если в одних работах вовсе не было выявлено значимой взаимосвязи (см., напр.: [Ивашковская, Степанова, 2009; Lloyd, Ja-hera, Goldstein, 1986; Demsetz, Villalonga, 2001]), то в других можно найти обоснование положительной, отрицательной, немонотонной и даже обратной зависимости стратегической эффективности компании от доли собственности инсайдеров.

Предположение о положительной зависимости стратегической эффективности компании от доли собственности инсайдеров было основным в начальный период исследований данной проблемы. Одними из первых его проанализировали М. Джен-сен и У. Меклинг [Jensen, Meckling, 1976], которые сравнили ценность компании в двух ситуациях: когда инсайдер единолично владеет всеми акциями предприятия и когда он продает некоторую долю акций внешнему инвестору. Авторы отмечают, что по мере уменьшения доли акций в руках изначального собственника — управленца он нацеливается на извлечение дополнительных неденежных выгод, тем самым снижая ценность фирмы. Позднее подобная зависимость была подтверждена в [Kim, Lee, Francis, 1988] для крупных американских компаний, в [Crossan, 2011] — для британских компаний и в [Seifert, Gonenc, Wright, 2005] — для нефинансовых компаний Германии и Японии.

Что касается развивающихся рынков, то в целом ряде исследований последнего десятилетия было продемонстрировано по-

ложительное влияние доли инсайдерской собственности на эффективность компаний. Например, в [Kumar, 2003] показано наличие такого влияния для индийских компаний, в [Пирогов, Бобрышев, 2009] — для компаний развивающихся стран Восточной Европы и России. Авторы последней работы показали, что чем выше доля собственности в руках инсайдеров компании, тем ниже агентские издержки и выше стратегическая эффективность компании (измеренная через Q Тобина).

Интересно, что отрицательная взаимосвязь доли собственности инсайдеров и стратегической эффективности компаний свойственна в основном развивающимся странам, в особенности Восточной Азии и Латинской Америки. Например, в работе [Lemmon, Lins, 2003] исследована связь между стратегической эффективностью компаний и структурой собственности (в частности, долей собственности инсайдеров) на выборке из 800 компаний Восточной Азии в период азиатского финансового кризиса 1997 г. Вполне ожидаемо было обнаружено, что кризис отрицательно влияет на инвестиционный климат и, соответственно, объем инвестиций, что, в свою очередь, может вести к конфликтам между контролирующими собственниками и миноритариями, инсайдерами и аутсайдерами компаний. Кроме того, как подчеркивают авторы, пирамидальная структура собственности, свойственная компаниям стран Азии, способствует доминированию инсайдеров и дискриминации аутсайдеров и миноритариев, что отражается в более низком (на 12%) показателе Q Тобина по сравнению с компаниями без пирамидальной структуры собственности. Подобный феномен выявлен и в работе [Fan, Wong, 2002], авторы делают акцент на информационной составляющей агентской проблемы: инсайдеры и контролирующие собственники владеют полной информацией и вправе ограничивать ее для остальных пользователей, в том числе для минори-тариев.

Наиболее распространенным результатом является обнаружение немонотонной взаимосвязи доли инсайдерской собственности и стратегической эффективности компании. Действие двух разнонаправленных эффектов, проанализированных в [Morck, Shleifer, Vishny, 1988], было обнаружено и другими авторами. Например, в [De Miguel, Pindado, de la Torre, 2004] на данных испанских компаний была продемонстрирована такая же зависимость S-образного вида; однако точки перегиба для испанских компаний имели гораздо более высокие значения — 35 и 70%. Авторы объясняют этот результат высоким уровнем корпоративного контроля и эффективной системой мониторинга, в силу чего инсайдеры, владеющие сравнительно небольшим пакетом акций, не имеют возможности отклоняться от интересов компании и всех групп акционеров. Можно также найти стилизованные факты, свидетельствующие о присутствии S-образной зависимости для отдельных развивающихся рынков (см.: [Pant, Pattanayak, 2007] с примерами индийских компаний).

Помимо S-образной зависимости стратегической эффективности от доли собственности инсайдеров некоторые эмпирические исследования выявили также наличие зависимости V- и ^-образного вида. Например, в [Hung, Chen, 2009] на примере тайваньских компаний авторы показали, что наименьшая величина Q То-бина достигается при уровне инсайдерской собственности в 5,4%, а в целом зависимость образует V-образную кривую. Они объясняют полученный результат высоким уровнем семейной собственности в тайваньских компаниях, предполагая, что семьи скорее нацелены на успешность своего бизнеса, нежели на извлечение частных личных выгод. Интересно отметить, что авторы [Gugler, Mueller, Yurtoglu, 2008] продемонстрировали на данных компаний США противоположную зависимость: рост Q Тобина при низком уровне инсайдерской собственности (менее 22%) и снижение

этого показателя при более высокой доле собственности инсайдеров. Схожая зависимость с максимальным уровнем стратегической эффективности при доле инсайдерской собственности в 50% подтверждена в [McConnell, Servaes, Lins, 2008; Welch, 2003] для американских и австралийских компаний соответственно.

Наконец, отдельным блоком можно выделить исследования, принимающие во внимание эндогенность доли инсайдеров в структуре собственности компании. Необходимость учета обратной зависимости — уровня инсайдерской собственности от стратегической эффективности компаний — была отмечена во многих работах (см., напр.: [Himmelberg, Glenn, Darius, 1999; Demsetz, Villalonga, 2001; Welch, 2003] и др.). В частности, авторы [Demsetz, Villalonga, 2001] провели наиболее фундаментальное исследование проблематики эндогенности путем рассмотрения двусторонней модели — влияния доли инсайдерской собственности на стратегическую эффективность компании и наоборот. Не выявив значимой зависимости Q Тобина от доли собственности инсайдеров, они, однако, подтвердили наличие значимой обратной взаимосвязи. В [Seifert, Gonenc, Wright, 2005] также показано наличие положительной обратной зависимости доли собственности инсайдеров от величины Q Тобина в немецких компаниях. В табл. 1 обобщены результаты исследований по проблематике взаимосвязи доли инсайдерской собственности и стратегической результативности компаний.

2. Гипотезы и модель исследования

2.1. Гипотезы исследования Несмотря на наличие множества исследований по изучаемой проблематике, в литературе отсутствует консенсус относительно влияния инсайдерской собственности на эффективность компаний на развивающихся рынках. С учетом краткого рассмотрения в разделе 1 существующих

Таблица 1

результаты исследований взаимосвязи инсайдерской собственности и стратегической эффективности на развитых и развивающихся рынках

рынки Авторы страна тип взаимосвязи

прямая положительная прямая отрицательная S-образ-ная U-образ-ная/Л-об-разная отсутствует эндогенность

Развитые Jensen, Meckling, 1976; Kim, Lee, Francis, 1988 США V

Crossan, 2011 Великобритания V

Seifert, Gonenc, Wright, 2005 Германия, Япония V V

Lloyd, Jahera, Goldstein, 1986 США V

Demsetz, Villalonga, 2001 США V V

Ивашковская, Степанова, 2009 Страны Европы (Франция, Испания, Италия, Германия и др.) V

De Miguel, Pindado, de la Torre, 2004 Испания V

Gugler, Mueller, Yur-toglu, 2008; McConnell, Servaes, Lins, 2008 США V

Welch, 2003 Австралия V

Развивающиеся Kumar, 2003 Индия V

Пирогов, Бобрышев, 2009 Страны Восточной Европы(Венгрия, Польша, Литва, Латвия, Эстония, Россия) V

Lemmon, Lins, 2003; Fan, Wong, 2002 Страны Восточной Азии V

Pant, Pattanayak, 2008 Индия V

Hung, Chen, 2009 Тайвань V

теоретических и эмпирических исследований нами был сформулирован ряд гипотез.

Прежде всего необходимо проанализировать наличие значимой нелинейной взаимосвязи между инсайдерской собственностью и стратегической эффективностью компании.

Гипотеза 1. При доминировании эффекта конвергенции интересов3 рост доли акций компании в руках инсайдеров способствует повышению стратегической эффективности компании на развивающемся рынке. Гипотеза 2. При доминировании эффекта «окапывания»4 рост доли акций в руках инсайдеров способствует снижению стратегической эффективности компании на развивающемся рынке.

Таким образом, мы предполагаем, что имеет место S-образная зависимость стратегической эффективности компаний от доли собственности инсайдеров — в соответствии с подходом Морка — Шлей-фера — Вишны. Однако мы не вводим изначально заданные значения точек перегиба такой зависимости, а используем кубическую форму зависимости (см. подраздел 2.2). Вероятнее всего, значения в точках перегиба будут отличаться от значений, зафиксированных в [Morck, Shlei-fer, Vishny, 1988], поскольку они непосредственным образом связаны с уровнем развития систем корпоративного управления и мониторинга действий акцио-

3 Эффект конвергенции интересов доминирует над эффектом «окапывания» менеджеров при сравнительно малых пакетах акций в руках инсайдеров. Например, в [Morck, Shleifer, Vishny, 1988] продемонстрировано, что эффект конвергенции интересов оказывает более сильное влияние на стратегическую эффективность компаний, чем эффект «окапывания» при пакетах акций в руках инсайдеров в размере не более 5%.

4 Эффект «окапывания» доминирует над эффектом конвергенции интересов при «средних» по величине пакетах акций у менеджеров (5-25% согласно [Morck, Shleifer, Vishny, 1988]).

неров-инсайдеров, которые в странах с растущими рынками находятся на относительно невысоком уровне. Это и предстоит выявить в рамках рабочей модели данного исследования.

Гипотеза 3. Мировой финансовый кризис усилил влияние доли инсайдерской собственности на стратегическую эффективность компаний на развивающихся рынках.

Интересно проанализировать влияние мирового финансового кризиса на силу взаимосвязи инсайдерской собственности и стратегической эффективности компаний на развивающихся рынках. Схожая гипотеза тестировалась в [Lemmon, Lins, 2003] на компаниях из стран Восточной Азии относительно влияния азиатского финансового кризиса 1997 г. Финансовый кризис оказывает негативное влияние на инвестиционный климат во всех экономиках мира, при этом для развивающихся рынков, как правило, характерна слабая система корпоративного управления. Поэтому инсайдеры могут извлекать из компании дополнительные выгоды по сравнению с аутсайдерами и миноритариями и даже дискриминировать их. Соответственно, в рамках гипотезы 3 мы предполагаем, что финансовый кризис может повлечь за собой значительные изменения во влиянии величины доли собственности инсайдеров на стратегическую эффективность компаний.

Гипотеза 4 (гипотеза об «эндогенно-сти» инсайдерской собственности). В компаниях из стран с развивающимися рынками, демонстрирующих высокие показатели стратегической эффективности деятельности, существует более высокая доля инсайдеров. Несмотря на множество исследований природы структуры собственности, гипотеза о ее эндогенности так и не получила однозначного подтверждения или опровержения (см., напр.: [Demsetz, Villalonga, 2001; Welch, 2003; Drakos, Bekiris, 2010] и др.). В то же время она может рассма-

триваться как логичная — поощрение топ-менеджмента и членов совета директоров акциями компании или опционами на их покупку часто используется при премировании за высокие экономические результаты деятельности. Кроме того, покупка менеджерами и членами совета директоров акций своей компании может служить сигналом о серьезных перспективах ее роста, поскольку они обладают инсайдерской информацией, недоступной внешнему инвестору, и покупают акции только в случае ожидаемых высоких результатов.

2.2. Модель исследования Основой исследования выступает модель Морка — Шлейфера — Вишны, описанная ранее. При этом она используется в модифицированном виде для учета как некоторых ее слабых мест, так и особенностей развивающихся рынков.

В качестве основной зависимой переменной, отражающей стратегическую эффективность компаний, был выбран коэффициент Q Тобина, равный отношению суммы рыночной стоимости акций и балансовой стоимости долга и привилегированных акций к балансовой стоимости активов (именно в такой постановке этот показатель рассчитывался в [Morck, Shlei-fer, Vishny, 1988]. На наш взгляд, этот показатель наилучшим образом отражает реакцию рынка на решения, принятые управленческим аппаратом компании, а также учитывает размер компании, ее будущие денежные потоки и, как следствие, потенциальные перспективы роста.

Что касается основной независимой переменной исследования — доли собственности инсайдеров, — то следует еще раз вернуться к границам понятия «инсайдеры». Наиболее распространенное понимание собственников-инсайдеров включает в себя весь управленческий персонал компании (в том числе совет директоров), владеющий ее акциями (см.: [Долгопятова, 2004; Himmelberg, Glenn, Darius, 1999;

De Miguel, Pindado, de la Torre, 2004; Pant, Pattanayak, 2007]. Однако существуют и другие трактовки. Например, как отмечалось, зачастую авторы понимают под инсайдерами только топ-менеджмент компании или только членов совета директоров [Morck, Shleifer, Vishny, 1988; Hung, Chen, 2009; Drakos, Berikis, 2010; Crossan, 2011]. Кроме того, зачастую к инсайдерам помимо менеджеров и членов совета директоров, владеющих акциями компании, относят и членов их семей [Seifert, Gonenc, Wright, 2005; Ryu, Yoo, 2011]. Наконец, в некоторых исследованиях встречается максимально широкое определение инсайдеров — сотрудники компании, менеджеры, члены совета директоров и наблюдательного совета, имеющие на руках акции компании, а также влиятельные собственники и члены их семей, активно влияющие на принятие решений в компании (см.: [Ивашковская, Степанова, 2009; Kim, Lee, Francis, 1988]).

В данной статье используется первое определение — инсайдеры как менеджеры и члены совета директоров с акциями на руках. На наш взгляд, именно такая трактовка инсайдеров, в контексте взаимосвязи со стратегической эффективностью компании, наилучшим образом отражает влияние на финансовые результаты компании ее существующего управленческого аппарата [Ивашковская, Степанова, 2009; Gug-ler, Mueller, Yurtoglu, 2008].

В модель исследования также включен ряд контрольных переменных, в основном введенных в [Morck, Shleifer, Vishny, 1988]:

DA — финансовый рычаг — отношение стоимости долга к балансовой стоимости активов компании;

INTA — доля нематериальных активов — заменяет отношение затрат на R&D и затрат на рекламу к величине активов (такая замена сделана в связи с недостаточным раскрытием информации по затратам на R&D в большинстве компаний);

SIZE — размер компании — натуральный логарифм величины совокупных активов.

Кроме того, по сравнению с моделью Мор-ка — Шлейфера — Вишны были введены дополнительные факторы, а именно: GSALES — темп роста выручки компании.

Данный фактор целесообразен для учета контекста быстрорастущего бизнеса, что свойственно быстро развивающимся рынкам, в особенности передовым странам БРИК (заметим, что в [Morck, Shleifer, Vishny, 1988] также подчеркивается необходимость ввода в модель фактора роста компании).

RISK — уровень риска компании — бета ее активов.

Развивающимся рынкам свойственен повышенный уровень риска, что, безусловно, воздействует на стратегическую эффективность компании, в том числе измеренную с помощью Q Тобина. Значимость влияния риска на стратегическую эффективность доказана многими исследователями (см., напр.: [Ивашковская, Степанова, 2009; Himmelberg, Glenn, Darius, 1999; Seifert, Gonenc, Wright, 2005]). В рамках нашей работы был выбран показатель беты активов компании как мера риска — в связи с тем, что данные о доходности активов для расчета стандартного отклонения были доступны не за каждый период. ADRI — порядковая переменная, характеризующая уровень корпоративного управления с точки зрения защиты прав акционеров.

Подобная переменная впервые была введена в [La Porta et al., 2002] при изучении влияния правовой среды, сложившейся в стране, и уровня корпоративного управления на ценность (valuation) компаний. Ла Порта с соавторами показал, что уровень защиты прав инвесторов (прежде всего миноритариев и аутсайдеров компании) положительно влияет на величину Q То-бина. Поскольку нами рассматривается проблематика доли инсайдеров в компани-

ях с развивающихся рынков, обладающих не самой эффективной системой корпоративного управления и контроля, учитывать фактор защиты прав миноритариев и аутсайдеров безусловно имеет смысл. Оригинальный индекс защиты прав инвесторов — «антидиректорский индекс» ("anti-directors rights") [La Porta et al., 2002, p. 1156] — спустя 6 лет был пересмотрен в [Djankov et al., 2008], и именно обновленный вариант индекса используется в качестве дамми-переменной в настоящей работе. Он представляет собой коэффициент, который принимает значения от 0 до 6 и формируется путем добавления единицы в случае выполнения следующих условий:

1) законодательство страны позволяет акционерам передоверять свой голос для голосования на общем собрании акционеров;

2) акционеры не обязаны депонировать акции перед общим собранием акционеров;

3) при выборе членов совета директоров законодательством разрешено кумулятивное голосование;

4) присутствует механизм защиты притесняемых миноритариев;

5) акционеры обладают преимущественным правом выкупа нового выпуска акций;

6) минимальная доля акций, необходимая акционеру для созыва внеочередного собрания акционеров, меньше 10%. Несомненно, за исследуемый 11-летний

период акционерное законодательство рассматриваемых стран могло измениться. Однако такие изменения удалось проследить только на примере российского ФЗ «Об акционерных обществах»5, хотя изменений, касающихся именно перечисленных пунктов, с 2001 г. фактически не происходило. Информация об изменениях в аналогичных законах Бразилии, Китая и

5 См.: Федеральный закон РФ «Об акционерных обществах» № 208-ФЗ.

Индии не была доступна. В связи с этим мы ввели следующие допущения. Для Бразилии индекс защиты прав инвесторов был установлен на уровне 5 для всего рассматриваемого периода. Такое предположение сделано в соответствии с работами [Spamann, 2010; Qi, Roth, Wald, 2011], опирающимися на оригинальные статьи [La Porta et al., 2002; Djankov et al., 2008]. Так, в [Spamann, 2010] в соответствующем обзоре приводятся данные для рассматриваемого индекса за 2005 и 2008 г. для разных стран.

Для Индии в 2005 г. индекс защиты прав инвесторов равнялся 4, а в 2008 г. он поднялся до 5. В связи с этим мы предположили линейный рост индекса: до 2006 г. индекс ADRI в Индии равнялся 4, ас

2007 г. и до 2013 г. — 5.

Применительно к Китаю наблюдалась

схожая ситуация: из тех же источников известно, что индекс защиты прав акционеров равнялся 1 как в 2005 г., так и в

2008 г. Нам удалось ознакомиться с китайским законом о корпоративном управлении 2011 г.6, в ходе анализа которого выяснилось, что значение «антидиректорского индекса» выросло до 3. Вследствие этого мы допустили, что величина ADRI для Китая до 2008 г. составляла 1, в 20092010 гг. — 2, в 2011-2013 гг. — 3.

Наконец, в России изменений законодательства в отношении составляющих ADRI-индекса не произошло и «антидиректорский индекс» был равен 4 на протяжении всего рассматриваемого периода.

Наряду с перечисленными переменными модели необходимо отметить основные исходные предположения. Изначально будем считать инсайдерскую собственность величиной экзогенной, т. е. формирующейся вне модели оценки стратегической эффективности компании. Только для гипотезы 4 — гипотезы об эндогенности — мы откажемся от этой исходной предпосылки.

6 См.: [OECD, 2011].

Кроме того, будем предполагать наличие эффектов конвергенции интересов и «окапывания» во влиянии доли собственности инсайдеров на стратегическую эффективность компании. Конкретные точки перелома и функциональную зависимость покажет непосредственный анализ модели.

В ходе данного исследования основным эконометрическим инструментом является регрессионный анализ панельных данных методом наименьших квадратов. Как отмечалось, панельные данные позволяют ввести временной фактор в базовую модель Морка — Шлейфера — Вишны.

Основной моделью для анализа является кубическая спецификация модели (см.: [De Miguel, Pindado, de la Torre, 2004; Pant, Pattanayak, 2007]): Qu = ControlVari-ablestt + yíINSu + Y2INS2 + Y3INS», где Qlt — среднее значение Q Тобина для i-й компании в период t, INSit — доля инсайдерской собственности в i-й компании в период t, INS2t и INSft — доли собственности, возведенные, соответственно, во вторую и третью степень; ControlVariablesit — вектор контрольных переменных для i-й компании в период t. Такая спецификация позволяет разграничить влияние эффекта конвергенции интересов и эффекта «окапывания» и определить значения точек перегиба, которые в [Morck, Shleifer, Vishny, 1988] определялись путем сравнительного подбора. Точки перегиба, полученные в данной спецификации модели, далее тестируются с помощью линейно-кусочной регрессионной модели Морка — Шлейфера — Вишны: Qlt = ControlVariableslt + y1 х х INSUt + y2 INS2lt + Ya INSSu, где INSV INS2, INS3 — диапазонные значения инсайдерской собственности, рассчитанные по формулам (1)-(3) соответственно; остальные переменные заданы по аналогии: Qit определяет среднее значение Q Тобина для i-й компании в период t, ControlVariableslt задает такой же вектор контрольных переменных.

Наконец, гипотеза 4 (об эндогенности собственности) проверяется с помощью

линейной регрессионной модели, в которой доля собственности инсайдеров выступает как зависимая переменная, а величина Q Тобина — как объясняющая. Непосредственное уравнение модели аналогично одному из уравнений работы [Demsetz, Villalonga, 2001]: INSlt = yQ + y2RISKu + + y3SIZEu + y3DAu, где INSU — доля инсайдерской собственности в i-й компании в период t, Qlt — средняя величина Q Тобина i-й компании в период t, RISKU — уровень рыночного риска i-й компании в период t, SIZEU — размер i-й компании в период t, DAU — уровень финансового рычага в i-й компании в период t.

Таким образом, в рамках модели данного исследования мы, во-первых, избегаем «случайного» подбора границ действия эффектов конвергенции и «окапывания», изменив спецификацию модели; во-вторых, вносим корректировку на институциональные особенности страны с помощью «антидиректорского индекса» Ла Порты; в-третьих, вводим в рассмотрение факторы роста и риска для дополнительного учета специфики деятельности компаний на развивающихся рынках. Далее эта модифицированная модель тестируется на данных нефинансовых компаний стран БРИК.

3. выборка и результаты исследования

3.1. Выборка

Из широкого круга стран с растущими рынками было решено выбрать наиболее стремительно развивающиеся страны БРИК. Основным источником данных по компаниям стала база данных S&P Capital IQ, а также годовые финансовые отчеты компаний, по которым, как правило, собиралась информация по доле собственности менеджеров и членов совета директоров. В первоначальную выборку включались функционирующие нефинансовые публичные компании с ненулевой долей инсайдерской собственности.

По этим критериям были собраны данные для 450 компаний за период с 2003 по 2013 г. Далее, для обеспечения возможности проведения панельного анализа, из рассмотрения были исключены компании, которые не раскрывали данных об инсайдерской собственности за более чем восемь из исследуемых 11 лет. Аналогично из выборки были исключены компании, по которым за такой же период времени не была доступна информация для расчета основной зависимой переменной — Q Тобина. Таким образом, итоговая выборка исследования состояла из 97 компаний (1067 потенциальных наблюдений) со следующим распределением по странам: Бразилия — 30, Россия — 22, Индия — 24, Китай — 21 компания. Однако даже для этих компаний наблюдалось большое количество пропусков различных показателей, особенно в период с 2003 по 2005 г., что связано с относительно низким качеством отчетности компаний стран БРИК в тот период и недостаточным уровнем раскрытия информации. Наблюдения с пропусками какой-либо из переменных также были исключены из рассмотрения. В итоге выборка исследования состояла из 765 наблюдений. Тем не менее, несмотря на неоднородность данных, итоговая панель из 765 наблюдений для 97 компаний за исследуемый период 2003-2013 г. получилась в меру сбалансированной. Основные характеристики выборки компаний представлены в табл. 2. В Приложении приведено распределение компаний выборки по секторам экономики.

3.2. Результаты исследования и их интерпретация

Кубическая спецификация модели с фиксированными эффектами зависимости стратегической эффективности компаний от доли инсайдерской собственности на панели из 97 компаний стран БРИК за период с 2003 по 2013 г. показала значимость на 5%-м уровне, ее коэффициенты приведены в табл. 3. Стоит отметить, что

Таблица 2

описательная статистика выборки исследования

переменная количество наблюдений среднее значение стандартное отклонение минимум максимум

Q Тобина 918 1,541 1,708 0,017506 16,617

INS 792 0,235 0,219 0,00001 0,926

SIZE 1046 5,944 2,038 0,27784 13,093

DA 1045 0,260 0,207 0,00011 0,984

INTA 1040 0,072 0,113 0,00002 0,796

GSALES 1035 46,338 554,207 -96,1 17466,8

RISK 1067 1,044 1,209 -0,2 9,25

модель с фиксированными эффектами традиционно считается более подходящей для эмпирических исследований панельных данных в области корпоративных финансов и управления (см., напр.: [Schroeder, 2010]). В первую очередь это связано с тем, что модель с фиксированными эффектами учитывает специфический характер панельных данных, уделяя внимание индивидуальным особенностям компаний [Robinson, 1989; Wooldridge, 2002]. Это, в частности, соответствует представлениям о потенциальной эндогенности структуры собственности.

На выборке компаний Бразилии, России, Индии и Китая наблюдаются разнонаправленные эффекты конвергенции интересов и «окапывания», выведенные Морком, Шлейфером и Вишны, что подтверждает гипотезы 1 и 2 о значимой немонотонной зависимости. Показатель уровня стратегической эффективности компаний растет с ростом доли собственности инсайдеров до уровня 23,2%, эффект «окапывания» вступает в силу в диапазоне доли собственности инсайдеров от 23,2 до 61,3%; наконец, при доле собственности инсайдеров свыше 61,3% наблюдаются все более высокие значения показателя Q То-бина (рис. 2).

Зафиксированные точки перегиба были протестированы и с помощью классической кусочно-линейной модели [Morck, Shleifer,

У1вЬпу, 1988] (табл. 3). При росте доли инсайдерской собственности на 1% в диапазоне от 0 до 23,2% Q Тобина повышается в среднем на 0,017 пункта. При 1%-м росте доли собственности инсайдеров в диапазоне от 23,2% до 61,3% показатель Q Тобина снижается на 0,012 пункта. Наконец, при уровне инсайдерской собственности свыше 61,3% ее рост на 1% ведет к росту Q Тобина на 0,047 пункта. Зависимость, фиксируемая в рамках кусочно-линейной спецификации, представлена на рис. 2.

Для тестирования гипотезы 3 о влиянии кризиса на зависимость стратегической эффективности от доли инсайдерской собственности были протестированы кубические спецификации моделей на трех панелях данных, охватывающих все компании выборки за три периода: 2003-2007 гг. — до кризиса, 2008-2009 гг. — во время кризиса, 2010-2013 гг. — после кризиса. Для докризисной и посткризисной панелей кубическая ^-образная спецификация модели с фиксированными эффектами показала значимые результаты. До финансового кризиса рост Q Тобина наблюдался при показателях доли инсайдерской собственности менее 48,5 и более 80%; соответственно, снижение Q Тобина имело место в диапазоне доли инсайдеров от 48,5 до 80% акций. После кризиса диапазон действия эффекта «окапывания» инсайдеров

Таблица 3

результаты для кубической и кусочно-линейной спецификаций модели с фиксированными

эффектами

кубическая спецификация кусочно-линейная спецификация

переменная коэффициент стандартная ошибка i-стати-стика p-value коэффициент стандартная ошибка t-стати-стика p-value

INS_CUB 12,905** 5,826 2,22 0,027 1,668** 1,370 1,22 0,054

INS_SQ -16,382** 7,219 -2,27 0,024 -1,224** 0,677 -1,81 0,041

INS 5,540** 2,558 2,17 0,031 4,652** 2,498 1,86 0,043

SIZE -0,154** 0,082 -1,86 0,053 -0,158** 0,082 -1,93 0,054

DA -1,722*** 0,447 -2,85 0,000 -1,680*** 0,447 -3,76 0,000

INTA -1,768*** 0,658 -2,68 0,007 -1,745*** 0,657 -2,65 0,008

GSALES 0,0002*** 0,00007 4,02 0,000 0,0002*** 0,00007 4,02 0,000

RISK -0,216** 0,090 -2,40 0,016 -0,216** 0,090 -2,41 0,016

ADRI -0,174** 0,101 -1,72 0,046 0,165* 0,101 -1,63 0,104

const 3,319*** 0,433 7,66 0,000 3,494*** 0,418 8,35 0,000

R2 0,4914 0,4910

Примечания:

INS_SQ — доля инсайдерской собственности в компании, возведенная во 2-ю степень; ШЗ_СиЯ — доля инсайдерской собственности в компании, возведенная в 3-ю степень; *** — коэффициент значим на 1%-м уровне значимости; ** — коэффициент значим на 5%-м уровне значимости; * — коэффициент значим на 10%-м уровне значимости;

значительно сместился: более низкие величины Q Тобина наблюдались при доле собственности топ-менеджеров и членов совета директоров в промежутке от 15,9 до 62,8%. Соответственно, при доле собственности инсайдеров ниже 15,9 и выше 62,8% наблюдались стабильно более высокие показатели Q Тобина. Необходимо отметить существенные различия в силе влияния доли инсайдерской собственности на стратегическую эффективность в разные периоды времени: она наглядно демонстрируется наклоном графиков на рис. 3.

Поскольку кубическая спецификация модели оказалась незначимой на данных кризисного периода (2008-2009 гг.), была протестирована квадратичная спецификация, которая оказалась значимой на 5%-м уровне (аналогично при использовании модели с фиксированными эффектами).

Квадратичная спецификация модели подтвердила присутствие ярко выраженного эффекта «окапывания» инсайдеров, который ведет к снижению Q Тобина, что подтверждает гипотезу 3. Максимальное значение Q Тобина достигалось при доле инсайдерской собственности 39,7%, а после достижения данного уровня показатель начинал снижаться (рис. 3).

Итоговые результаты регрессионного анализа выбранных моделей, объясняющих влияние финансового кризиса на взаимосвязь между стратегической эффективностью компаний и долей инсайдерской собственности, представлены в табл. 4.

При проверке обратной причинно-следственной связи между долей инсайдерской собственности и Q Тобина (гипотеза 4) мы придерживались описанной ранее методологии [Demsetz, УШа1оп§а, 2001]. При

0,10 0,20 0,30 0,40 0,50 0,60 0,70 0,80 0,90 1,00

Доля инсайдерской собственности

-----кусочно-линейная спецификация

--кубическая спецификация

Рис. 2. Зависимость стратегической эффективности компаний от доли собственности

инсайдеров, страны БРИК

этом, как и при тестировании гипотез 1-3 с предпосылкой об экзогенной структуре собственности, использовалась модель с фиксированными эффектами, которая хорошо работает с проблемами при потенциальной эндогенности переменной. Таким образом, при отказе от предпосылки об экзогенности доли инсайдерской собственности не удалось выявить значимого обратного влияния показателя стратегической эффективности на долю инсайдерской собственности, соответственно, выдвинутая гипотеза 4 отвергается.

4. обсуждение результатов

По результатам проведенного анализа можно сделать следующие выводы. Доля инсайдерской собственности в вошедших в выборку торгуемых компаниях стран БРИК оказывает значимое влияние на их стратегическую эффективность. Это влияние в целом может быть описано в виде Б-об-

разной кривой. Аналогичная форма зависимости была обнаружена и для многих развитых рынков, в частности для США в классической работе [Могск, 8Ые1£ег, У1вЬпу, 1988]. В то же время наблюдаются существенные отличия как в диапазонах действия эффектов конвергенции интересов и «окапывания», так и в силе действия этих эффектов. Если в [Могск, 8Ые1£ег, У1вЬпу, 1988] была получена Б-образная зависимость с участком снижения величины Q Тобина в диапазоне доли инсайдерской собственности от 5 до 25%, то в данном исследовании по компаниям стран БРИК такое снижение Q Тобина в результате действия эффекта «окапывания» пришлось на интервал доли инсайдерской собственности от 23,2 до 61,3%. В чем могут заключаться качественные причины подобных различий?

Во-первых, такие высокие границы действия эффекта «окапывания» объясняются специфичной для растущих рынков

0,10 0,20 0,30 0,40 0,50 0,60 0,70 0,80 0,90 1,00

Доля инсайдерской собственности

--до кризиса

-— кризисный период

- - — после кризиса

Рис. 3. Зависимость стратегической эффективности компаний от доли собственности инсайдеров

в разные периоды, страны БРИК

капитала чертой: высокой концентрацией собственности в компаниях и, как следствие, повышенным влиянием именно крупных собственников-инсайдеров, о чем упоминали в других своих работах Шлейфер и Вишны [Shleifer, Vishny, 1986; 1989], а также исследователи [Gugler, Mueller, Yurtoglu, 2008; Pant, Pattanayak, 2007; Hung, Chen, 2009]. С одной стороны, инсайдер с небольшим пакетом акций обладает недостаточным влиянием и возможностями, чтобы в значительной степени переключиться с интересов компании на свои собственные интересы. Концентрация собственности напрямую связана с контролирующим собственником, обладающим наиболее крупным пакетом акций. Такой собственник непосредственно заинтересован в результативности компании и осуществляет функцию корпоративного контроля над потенциальным отклоняющимся поведением собственников-инсайдеров

с относительно небольшой долей акций на руках.

Во-вторых, развивающиеся рынки характеризуются относительно слабой общей информационной эффективностью, что усиливает влияние инсайдера, владеющего полной информацией о ситуации в компании и на рынке [Fama, 1971; 1990; Fan, Wong, 2002]. Развивающиеся рынки по большей части являются слабоэффективными, что только увеличивает значимость дополнительной инсайдерской информации, а соответственно, и силу влияния инсайдеров и контролирующих собственников.

Наконец, не стоит забывать про несопоставимость размера компаний в исследуемых выборках — фактор, косвенно отмеченный и в [Morck, Shleifer, Vishny, 1988]. Когда речь идет о структуре собственности, важны как относительные, так и абсолютные значения, т. е. не только до-

Таблица 4

Результаты для докризисной, кризисной и посткризисной моделей с фиксированными эффектами

S i

о

ш §

CD "О

о

а

о о Oy

0

3

CD

1 I О

О

3

о ш

S Э

-с

CD

0

а

со

е-е-

CD

1

CD I

О

0

3 §

§

а ш

1

х

Sc CD

0

as

1 СЛ

i

сл (О

Период анализа

Переменная До кризиса

Коэффициент Стандартная ошибка t-статистика p-value Коэффициент Стандартная ошибка i-стати-стика p-value Коэффициент Стандартная ошибка i-стати-стика p-value

INS_CUB 4,455"* 4,178 0,31 0,075 31,171* 9,095 3,43 0,001

INS_SQ -8,599*** 9,811 -0,23 0,081 -11,572** 5,957 -1,94 0,057 -37,219* 10,129 -3,67 0,000

INS 5,197** 7,941 0,53 0,059 9,176** 4,883 1,88 0,055 9,721* 2,86 3,39 0,001

SIZE 0,552* 0,201 2,75 0,007 0,924** 0,409 1,26 0,028 -0,671* 0,095 -7,06 0,000

DA -1,946*** 1,243 -1,57 0,101 -2,906** 1,161 -2,50 0,015 -1,517* 0,602 -2,52 0,012

INTA -2,084** 1,466 -1,42 0,057 0,165*** 2,009 0,08 0,095 -3,589* 0,821 -4,37 0,000

GSAIES 0,0003* 0,00008 3,47 0,001 0,002** 0,002 0,00 0,040 0,003* 0,001 2,75 0,006

RISK -0Д10113 0,134 -0,82 0,414 -0,242п-3- 0,157 -1,54 0,124 -0,226** 0,097 -2,33 0,020

ADRI 0,422п-3- 0,307 1,37 0,172 0,002** 0,002 0,61 0,015 0,373* 0,162 -2,31 0,022

const -2,413** 1,242 -1,94 0,054 -5,049** 2,494 -2,02 0,047 7,686* 0,777 9,89 0,000

R2 0,443 0,536 0,587

i

со

I

О)

Примечания:

для докризисного и посткризисного периодов использовалась кубическая спецификация модели, для кризисного — квадратичная; *** — коэффициент значим на 1%-м уровне значимости; ** — коэффициент значим на 5%-м уровне значимости; * — коэффициент значим на 10%-м уровне значимости; п. з. — коэффициент не значим.

ля каждого акционера, но и денежная стоимость его пакета акций. Так, 10%-й пакет акций в руках менеджера крупной компании — редкий случай, особенно на развитых рынках, демонстрирующий высокий уровень концентрации собственности у инсайдера. Такой пакет акций создает у менеджера сильную мотивацию и может приводить к эффекту «окапывания». В то же время владение 10%-м пакетом акций менеджером средней компа-нии7 — норма, особенно в развивающихся странах. Это не может привести к эффекту «окапывания», но может вызвать эффект конвергенции. Таким образом, эффект «окапывания» в крупных компаниях может возникать при меньшей доле акций в руках инсайдеров, что и показано в классической статье [Morck, Shleifer, Vishny, 1988] в сравнении с нашей работой. Если Морк, Шлейфер и Вишны исследовали крупнейшие американские компании из Fortune 500, то нами изучалась более разнородная выборка из менее крупных компаний на развивающихся рынках.

Кроме того, мы сравнили влияние собственности инсайдеров на стратегическую эффективность компаний в зависимости от экономической ситуации в мире, а именно мирового финансового кризиса 2008-2009 гг. Для этого панельные данные были разделены на три подвыборки по временному принципу: докризисный период (2003-2007 гг.), кризисный период (2008-2009 гг.) и посткризисный период (2010-2013 гг.). Значимые эффекты конвергенции интересов и «окапывания» были выявлены на всех временных промежутках, однако сила и диапазоны влияния этих эффектов существенно различались.

7 В данной статье рассматриваются только публичные компании и понятия «крупная» и «средняя» компания используются лишь для сравнения. Авторы не претендуют на классификацию компаний по размеру: большая часть публичных компаний классифицируется, как правило, как «крупные».

На докризисном временном промежутке наблюдалась слабая зависимость стратегической эффективности от доли инсайдерской собственности, что может быть не самым репрезентативным результатом ввиду низкой прозрачности данных о собственности инсайдеров в первые годы периода исследования (2003-2005 гг.). В кризисный период сила действия эффектов резко возросла: особенно значительным оказался эффект «окапывания», который действовал на всех уровнях собственности инсайдеров выше 39,7%. Высокая значимость и сила эффекта «окапывания» именно в кризисный период могут быть обоснованы пренебрежением интересами компании для минимизации инсайдерами индивидуальных рисков. Высокая концентрация собственности в совокупности со слабой информационной эффективностью развивающихся рынков лишь усиливала влияние инсайдеров и крупных собственников, которое могло переходить в дискриминацию интересов аутсайдеров и миноритариев [Fan, Wong, 2002; Hung, Chen, 2009]. Наконец, в посткризисный период сильный эффект «окапывания» все еще остается актуальным в диапазоне от 15,9 до 62,8%, что является остаточными последствиями финансового кризиса. Однако после эффекта «окапывания» на уровнях свыше 62,8% в действие вступает и эффект конвергенции. Это свидетельствует об относительной стабилизации в экономическом цикле, а соответственно, и в поведении инсайдеров. Кроме того, необходимо отметить, что высокая вариативность результатов является следствием общей нестабильности растущих рынков капитала.

Проведенное исследование имеет ряд ограничений. В первую очередь необходимо отметить дискуссионный вопрос об эндогенном формировании структуры собственности. Гипотеза о возможной эн-догенности собственности инсайдеров и, соответственно, о влиянии стратегической эффективности компаний на долю акций

в руках инсайдеров не подтвердилась на исследуемой выборке компаний стран БРИК. Однако характер данных не позволяет нам с уверенностью утверждать об экзогенном характере формирования инсайдерской собственности: нельзя не учитывать опционные схемы для топ-менеджмента, бонусы в форме обыкновенных акций, использование инсайдерской информации при решении об инвестировании. Поэтому, на наш взгляд, данное исследование может быть продолжено путем изменения методологического подхода и построения альтернативной модели с эндогенно включенной инсайдерской собственностью.

Следует подчеркнуть, что, несмотря на объединение изучаемых стран под общим названием «страны БРИК», каждая из них характеризуется яркими особенностями. В частности, формирование структуры собственности (в том числе и инсайдерской собственности) и ее влияние на стратегическую эффективность компаний будут различаться ввиду возраста рыночной экономики в стране и особенностей ее политического режима и степени развития институтов. В результате неоднородности возможно смещение эффекта конвергенции интересов и эффекта «окапывания», а особенно точек перегиба изучаемой зависимости, поскольку условия формирования данных эффектов различаются между странами. К сожалению, на данный момент не существует доступных баз данных, позволяющих представить больший охват компаний внутри стран и исследовать страно-вые различия внутри группы БРИК регрессионными методами.

5. заключение

В статье предпринята попытка выявить зависимость между долей инсайдерской собственности и стратегической эффективностью компаний на растущих рынках капитала, а именно в странах БРИК. В своей работе мы отталкивались от классиче-

ского исследования по данному вопросу на примере американских компаний [Morck, Shleifer, Vishny, 1988], в котором впервые показано наличие нелинейной зависимости стратегической эффективности компании от доли собственности инсайдеров. Ее существование связывалось с одновременным действием двух противоположных эффектов конвергенции интересов акционеров и топ-менеджеров и «окапывания» топ-менеджмента. Мы предположили, что влияние инсайдерской собственности на стратегическую эффективность компании (измеренной показателем Q Тобина) во многом зависит от институционального развития рынка.

В настоящей статье модель Морка — Шлейфера — Вишны модифицирована с целью учета, во-первых, специфики развивающихся рынков и, во-вторых, корректировки ряда недостатков классического исследования. Была построена модель зависимости стратегической эффективности компаний от доли собственности инсайдеров в двух спецификациях: кусочно-линейной (в соответствии со статьей [Morck, Shleifer, Vishny, 1988]) и кубической (используемой для выявления границ действия разнонаправленных эффектов). В модель были включены факторы, специфичные для развивающихся рынков капитала (рост, риск и уровень защиты прав инвесторов). Уровень защиты прав инвесторов был измерен в соответствии с «антидиректорским индексом» Ла Порты [La Porta, Lopez-de-Silanes, Shleifer, 1999; La Porta et al., 2000; 2002]. Построенная модель протестирована на выборке из 97 нефинансовых компаний Бразилии, России, Индии и Китая за период с 2003 по 2013 г.

В результате исследования была выявлена значимая S-образная зависимость стратегической эффективности компаний от доли инсайдерской собственности с доминированием эффекта «окапывания» в диапазоне доли инсайдерской собственности от 23,2 до 61,3%, что оказалось значительно выше, чем в базовом исследовании

[Morck, Shleifer, Vishny, 1988]. Это может быть связано с относительно более высокой концентрацией собственности (см.: [Shleifer, Vishny, 1986; 1989; Gugler, Mueller, Yurtoglu, 2008]) и информационной неэффективностью [Fama, 1971; 1990; Fan, Wong, 2002], свойственной развивающимся рынкам. Кроме того, подтверждено усиление влияния доли инсайдерской собственности на стратегическую эффективность в период финансового кризиса 2008-2009 гг. Этот период характеризуется отсутствием действия эффекта конвергенции при высоком уровне инсайдерской собственности (в отличие от периодов до и после кризиса). Фактически в этот период эффект «окапывания» преобладает при доле инсайдерской собственности свыше 39,7%, что может свидетельствовать о превалировании у менеджмента личных целей над корпоративными, что

могло приводить к дискриминации интересов миноритариев и аутсайдеров компании в целом [Fan, Wong, 2002; Hung, Chen, 2009]. Наконец, в рамках проведенного анализа не было выявлено свидетельств эндогенности уровня инсайдерской собственности в плане ее зависимости от результативности компании. Данный вопрос остается открытым для дальнейших исследований.

Еще одним перспективным направлением исследований может стать включение в анализ динамических аспектов — торговли инсайдерскими долями — при изучении взаимосвязи инсайдерской собственности и стратегической эффективности компании. Возможно, именно результаты подобного динамического анализа предоставят больше информации о специфике процессов формирования инсайдерской собственности в компаниях.

Приложение

РАСПРЕДЕЛЕНИЕ КОМПАНИЙ ВЫБОРКИ ПО СЕКТОРАМ ЭКОНОМИКИ

сектор Количество

Товары и услуги второстепенной значимости (consumer discretionary), в том числе производство автомобилей, хозяйственных товаров длительного пользования, товаров для досуга 26

Материалы, в том числе химическая отрасль, металлургическая и горнодобывающая отрасль, бумажная и лесоперерабатывающая отрасль 19

Товары промышленного назначения 17

Здравоохранение 13

Информационные технологии 12

Товары массового потребления 5

Энергетика 3

Телекоммуникации 2

ЛИТЕРАТУРА

Долгопятова Т. Г. 2004. Собственность и корпоративный контроль в условиях интеграционных процессов. Российский журнал менеджмента 2 (2): 3-26.

Ивашковская И. В., Степанова А. Н. 2009. Структура собственности и ее влияние на стратегическую эффективность компаний. Финансы и бизнес (3): 1-22.

Пирогов Н. К., Бобрышев Н. А. 2009. Взаимосвязь агентских издержек и структуры собственности на примере российских и восточноевропейских компаний. Электронный журнал «Корпоративные финансы» (2): 40-56.

Федеральный закон РФ "Об акционерных обществах" от 26.12.1995 № 208-ФЗ. Ред. от 28.12.2013. http://www.consultant.ru/po-pular/stockcomp. Проверено 31.10.2014.

Crossan K. 2011. The effects of a separation of ownership from control on UK listed firms: An empirical analysis. Managerial and Decision Economics 32 (5): 293-304.

De Miguel A., Pindado J., de la Torre C. 2004. Ownership structure and firm value: New evidence from the Spain. Strategic Management Journal 25 (12): 1199-1207.

Demsetz H., Villalonga B. 2001. Ownership structure and corporate performance. Journal of Corporate Finance 7 (3): 209-233.

Djankov S., La Porta R., Lopez-de-Silanes F., Shleifer A. 2008. The law and economics of self-dealing. Journal of Financial Economics 88 (3): 430-465.

Drakos A. A., Bekiris F. V. 2010. Corporate performance, managerial ownership and endogeneity: A simultaneous equations analysis for the Athens stock exchange. Research in International Business and Finance 24 (1): 24-38.

Fama E. F. 1970. Efficient capital markets: A review of theory and empirical work. Journal of Finance 25 (2): 383-417.

Fama E. F. 1991. Efficient capital markets II. Journal of Finance 46 (5): 1575-1618.

Fan P. H., Wong T. J. 2002. Corporate ownership structure and the information of accounting earnings in East Asia. Journal of Accounting and Economics 33 (3): 401425.

Frydman R., Gray Ch., Hessel M., Rapaczyn-ski A. 1997. Private Ownership and Corporate Performance: Some Lessons From Transition Economies. Economic Research Report No. 9728.

Gugler K., Mueller D. C., Yurtoglu B. B. 2008. Insider ownership, ownership concentration and investment performance: An in-

ternational comparison. Journal of Corporate Finance 14 (5): 688-705.

Jensen C. M., Meckling W. H. 1976. Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics 3 (4): 305-360.

Himmelberg C., Glenn H., Darius P. 1999. Understanding the determinants of managerial ownership and the link between ownership and performance. Journal of Financial Economics 53 (3): 353-384.

Hung J. H., Chen H. J. 2009. Minimum shareholding requirements for insiders: Evidence from Taiwanese SMEs. Corporate Governance: An International Review 17 (1): 35-46.

Kim W. S., Lee J. W., Francis J. C. 1988. Investment performance of common stocks in relation to insider ownership. Financial Review 23 (1): 53-64.

Kumar J. 2003. Does ownership structure influence firm value: Evidence from India. Journal of Entrepreneurial Finance and Business Ventures 9 (2): 61-93.

La Porta R., Lopez-de-Silanes F., Shleifer A. 1999. Corporate ownership around the world. Journal of Finance 54 (2): 471517.

La Porta R., Lopez-de-Silanes F., Shleifer A., Vishny R. 2000. Investor protection and corporate governance. Journal of Financial Economics 58 (1): 3-27.

La Porta R., Lopez-de-Silanes F., Shleifer A., Vishny R. 2002. Investor protection and corporate valuation. Journal of Finance 57 (3): 1147-1170.

Lemmon M., Lins K. 2003. Ownership structure, corporate governance, and firm value: Evidence from the East Asian financial crisis. Journal of Finance 58 (4): 1445-1468.

Lloyd W. P., Jahera Jr. J. S., Goldstein S. J. 1986. The relation between returns, ownership structure, and market value. Journal Of Financial Research 9 (2): 171-177.

McConnell J. J., Servaes H., Lins K. 2008. Changes in insider ownership and changes in the market value of the firm. Journal of Corporate Finance 14 (2): 92-106.

Morck R., Shleifer A., Vishny R. 1988. Management ownership and market valuation:

An empirical analysis. Journal of Finance Economics 20 (1-2): 293-315.

OECD. 2011. Corporate Governance of Listed Companies in China: Self-Assessment by the China Securities Regulatory Commission. OECD Publishing. http://www. oecd.org/corporate/ca/corporategover-nanceprinciples/48444985.pdf. Проверено 31.10.2014.

Pant M., Pattanayak M. 2007. Insider ownership and firm value: Evidence from indian corporate sector. Economic and Political Weekly 42 (16): 1459-1467.

Qi Y., Roth L., Wald J. K. 2011. How legal environments affect the use of bond covenants. Journal of International Business Studies 42 (2): 235-262.

Robinson C. 1989. The joint determination of union status and union wage effects: Some tests of alternative models. Journal of Political Economy 97 (3): 639-667.

Ryu K., Yoo J. 2011. Relationship between management ownership and firm value among the business group affiliated firms in Korea. Journal of Comparative Economics 39 (4): 557-576.

Seifert B., Gonenc H., Wright J. 2005. The international evidence on performance and equity ownership by insiders, blockholders, and institutions. Journal of Multinational Financial Management 15 (2): 171-191.

Shleifer A., Vishny R. 1986. Large shareholders and corporate control. Journal of Political Economy 94 (3): 461-488.

Shleifer A., Vishny R. 1989. Management entrenchment: The case of manager-specific investments. Journal of Financial Economics 25 (1): 123-139.

Schroeder D. A. 2010. Accounting and Causal Effects: Econometric Challenges. Springer Series in Accounting Scholarship (Book 5). Springer-Verlag: N. Y.

Spamann H. 2010. The 'Antidirector rights index" revisited. Review of Financial Studies 23 (2): 467-486.

Welch E. 2003. The relationship between ownership structure and performance in listed Australian companies. Australian Journal of Management 28 (3): 287-305.

Wooldridge J. 2002. Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data. MIT Press: Cambridge, MA.

Латинская транслитерация литературы, набранной на кириллице

The List of References in Cyrillic Transliterated into Latin Alphabet

Dolgopyatova T. G. 2004. Sobstvennost' i korporativnyj kontrol' v usloviyakh integratsion-nykh protsessov. Rossijskij zhurnal menedzhmenta 2 (2): 3-26.

Ivashkovskaya I. V., Stepanova А. N. 2009. Struktura sobstvennosti i eyo vliyanie na stra-tegicheskuyu effektivnost' kompanij. Finansy i biznes (3): 1-22.

Pirogov N. K., Bobryshev N. А. 2009. Vzaimosvyaz' agentskikh izderzhek i struktury sobstvennosti na primere rossijskikh i vostochnoevropejskikh kompanij. Elektronnyj zhurnal «Korporativnye finansy» (2): 40-56.

Federal'nyj zakon RF "Ob aktsionernykh obshhestvakh" ot 26.12.1995 № 208-FZ. Red. Ot 28.12.2013. http://www.consultant.ru/popular/stockcomp/. Accessed: 31.10.2014.

Статья поступила в редакцию 10 ноября 2014 г.