Анализ взаимосвязей показателей дивидендной политики и рыночной стоимости публичных компаний России

Финансовая политика

анализ взаимосвязей показателей дивидендной политики и рыночной стоимости публичных компаний россии

Л. В. ЮДКИНА, кандидат технических наук, доцент кафедры финансов и кредита Е-mail: main.arhangelsk@vzfei.ru

Ю. И. БЕРЛИН, кандидат экономических наук, старший преподаватель кафедры статистики Е-mail: main.arhangelsk@vzfei.ru Всероссийский заочный финансово-экономический институт, филиал в г. Архангельске

В статье отражены результаты статистического исследования взаимосвязей показателей дивидендной политики и рыночной стоимости (капитализации) публичных компаний России. Выявлена заметная связь капитализации и рыночной стоимости с показателем суммы дивидендных выплат. Отмечено, что эта связь имеет разную форму и аналитическое выражение в отдельные годы, из-за чего нельзя надежно прогнозировать рыночную стоимость компаний в зависимости от показателя суммы дивидендных выплат.

Ключевые слова: публичные компании, капитализация, рыночная стоимость, дивиденды, корреляционный анализ.

Важной составляющей финансовой политики компаний является дивидендная политика. Решения о величине выплачиваемых дивидендов на привилегированные и обыкновенные акции по существу определяются пропорциями распределения чистой прибыли на потребление и реинвестирование. В свою очередь пропорции распределения прибыли зависят от потребностей в источниках финансирования текущей и инвестиционной деятельности, необходимого уровня ликвидности, финансовой

устойчивости. Дивидендная политика во многом определяет взаимоотношения с акционерами, а также оказывает влияние на колебания стоимости акций. Содержание дивидендной политики состоит в поиске разумного компромисса между текущими дивидендными доходами акционеров и финансовыми потребностями и перспективами развития бизнеса, что определяет будущее благосостояние акционеров. Очевидно, что столь важный аспект организации финансов предприятий требует поиска наиболее рациональных пропорций распределения прибыли с позиций ценностно ориентированного менеджмента (VBM).

Порядок выплаты дивидендов акционерам в РФ определен Федеральным законом от 26.12.1995 № 208-ФЗ «Об акционерных обществах». Компании могут выплачивать промежуточные дивиденды (по результатам первого квартала, полугодия, девяти месяцев), а также дивиденды по результатам финансового года. Решения о дивидендных выплатах принимаются общим собранием акционеров. В соответствии с законодательством срок выплаты дивидендов не должен превышать 60 дней со дня принятия решения о выплате дивидендов. Фак-

тически дивиденды по итогам финансового года выплачиваются в следующем году. Обычно в апреле—мае года, следующего за отчетным, компании определяют дату отсечки в реестре акционеров. Все лица, которые обозначены в реестре на эту дату, имеют право участия в годовом общем собрании акционеров. Годовые собрания акционеров проводятся в летний период, а дивиденды перечисляются акционерам в августе—октябре года, следующего за отчетным. Если компания выплачивает промежуточные дивиденды, то выплаты обычно осуществляются в течение текущего года. Таким образом, в годовых отчетах о движении денежных средств отражаются выплаты годовых дивидендов за предыдущий финансовый год, а также выплаты промежуточных дивидендов текущего года (если компания выплачивает промежуточные дивиденды). Дивиденды по привилегированным акциям, как правило, равны или превышают дивиденды по обыкновенным. Кроме того, рыночные цены привилегированных акций компании ниже цен обыкновенных акций (в случае одинаковой номинальной стоимости). Этот ценовой спрэд может увеличиваться или сокращаться в различные периоды. Таким образом, дивидендная доходность привилегированных акций компаний обычно выше дивидендной доходности по обыкновенным акциям. Наблюдения за динамикой котировок акций показывают, что в день, следующий за отсечкой в реестре, часто происходит снижение котировок примерно на величину выплачиваемых дивидендов. Однако такое явление наблюдается не всегда.

Вопросы влияния дивидендной политики на рыночную стоимость компаний отражены в основных современных теориях дивидендных выплат. Наиболее распространены теория нерелевантности дивидендов Модильяни и Миллера, теория предпочтения дивидендных выплат Гордона и Линт-нера, теория налоговых асимметрий, сигнальная теория и др.

В основе теории нерелевантности дивидендов лежат допущения об отсутствии налогов и транзак-ционных затрат по выпуску и размещению акций, о равнодоступной для инвесторов и менеджеров информации о возможностях инвестирования и др. Согласно этой теории акционерам безразлично, в какой форме получать доход: в форме выплаты дивидендов или от прироста стоимости акций. То есть, при идеальных условиях дивидендная политика не влияет на стоимость компании.

Теория предпочтения дивидендных выплат исходит из того, что инвесторы отдадут предпочтения

текущим дивидендным выплатам, нежели потенциально возможному приросту стоимости акций в будущем. По мнению Гордона, дивидендная политика существенно влияет на прирост стоимости акций. В соответствии с моделью Гордона рост дивидендных выплат приводит к росту рыночной стоимости акций. Но, одновременно, увеличение дивидендных выплат приводит к снижению реинвестируемой прибыли, темпов роста собственного капитала, и как следствие — доходов. Это отрицательно влияет на стоимость акций компании. Поэтому принимаемые решения о распределении прибыли на дивиденды и реинвестирование сводятся к компромиссу между потребностями в финансировании инвестиционной деятельности за счет прибыли и дивидендной доходностью.

В целом ни одна из теорий дивидендных выплат не предполагает универсального правила реализации дивидендной политики на практике и не позволяет сделать однозначного вывода о ее влиянии на стоимость фирмы [3].

В данной статье отражены результаты статистических исследований корреляционных взаимосвязей показателей, отражающих дивидендную политику публичных российских компаний, и рыночной стоимости компаний. Для оценки параметров дивидендной политики компаний использованы суммы дивидендных выплат за отчетные годы, дивиденды на обыкновенную акцию и темпы их роста, дивидендная доходность, темпы роста нераспределенной (реинвестированной) прибыли, цена акционерного капитала.

Для выполнения исследования были сформированы базы данных этих показателей на основе публичной открытой информации, размещенной на сайтах российских компаний-эмитентов. Использовалась информация консолидированной отчетности по МСФО, также отчетности по стандартам GAAP (США) как наиболее достоверно и полно отражающие показатели по группе в целом. Все данные по компаниям представлены в долларах США для устранения влияния рублевой инфляции (за исключением показателя дивидендных выплат на одну обыкновенную акцию). Если отчетность представлена в рублях или евро, то производился пересчет по соответствующим курсам валют по данным сайта Банка России. В базы данных включены российские компании нефтегазового сектора, энергетические компании, телекоммуникационные, горнодобывающие и металлургические предприятия, компании нефтехимической и химической промышленности, транспорта,

автомобилестроения, потребительского сектора и др. (за исключением банковского сектора), акции которых торгуются на биржевых площадках, при наличии доступной информации о финансовых показателях по международным стандартам и данных о капитализации.

Информация о суммах дивидендных выплат получена из годовых отчетных данных компаний (отчеты о движении денежных средств). Информация о дивидендах на обыкновенную акцию — из отчетных данных компаний, решений собраний акционеров и баз данных компаний рейтингового агентства «Эксперт РА» [5].

База данных рыночной капитализации (MC) рассматриваемых компаний сформирована на основе сайтов РТС, ММВБ. Рыночная стоимость компаний (EV) рассчитана по формуле:

EV = MC + ND, где MC — капитализация (Market Capitalization); ND — чистый долг (Net Debt), или обязательства за вычетом денежных средств и их эквивалентов.

Коэффициент дивидендной доходности акции DY (Dividend Yield) находим по формуле:

P MC'

где DPS — (Dividend per Share) — дивиденд на акцию;

P — рыночная стоимость акции;

Div — сумма выплаченных в отчетном году

дивидендов;

МС — рыночная капитализация (данные на начало отчетного года).

Также рассчитано отношение фактического денежного потока на выплату дивидендов (данные отчетов о движении денежных средств) к чистой прибыли того же отчетного года (данные отчетов о прибылях и убытках) — CFdiv/NP. Следует заметить, что этот показатель не характеризует пропорции распределения чистой прибыли отчетного года на дивиденды и реинвестирование (в отличие от коэффициента дивидендных выплат PR (Payout Ratio)), так как выплаты годовых дивидендов происходят в следующем за отчетным годом периоде.

Для относительных показателей (стоимость собственного капитала, дивидендная доходность, CFdiv/NP) рассчитаны описательные статистики — среднее значение X ; медиана Ме (центральное значение); мода Мо (значение признака, встречающееся наиболее часто); размах вариации (разница между максимальным и минимальным значениями) R, коэффициенты асимметрии — MAS, и вари-

ации — V. По величине коэффициента вариации можно судить о количественной однородности совокупности данных компаний по изучаемому признаку (если минимальным значениями) R, коэффициенты асимметрии — MAS, и вариации — V > 0,4, то совокупность считается неоднородной, а среднее значение — нетипичной характеристикой). Если вариация изучаемого признака высокая и компании являются количественно неоднородными по рассматриваемому признаку, в качестве обобщающей характеристики уровня изучаемого показателя в данной совокупности компаний более корректно рассматривать медиану и моду, а не среднее значение. Положительный коэффициент асимметрии говорит о том, что в совокупности преобладают значения, меньшие, чем среднее.

В случае отличия закона распределения изучаемого признака от нормального для сравнения совокупностей компаний в различные годы используются непараметрические критерии. Проверка значимости различий медиан проведена по H-тесту Крускалла-Уоллиса для k независимых выборок [1]. Если данный тест показывает статистическую значимость различий, то для определения конкретных периодов, в которых совокупности компаний значимо отличаются друг от друга, группы тестируются попарно на основе ^-критерия Манна—Уитни (Вилкоксона—Манна—Уитни). Расчеты выполнены в SPSS 16.0.

В случае отсутствия значимых различий медиан попарно для отдельных лет проверяются различия в рассеянии признака относительно медианы по критериям Ансари—Бредли и Клотца [2]. Расчеты проведены в AtteStat.

Статистически значимые результаты тестов (на уровне 0,05) означают, что с вероятностью 0,95 полученные выводы можно распространить на публичные компании нефинансового сектора России.

Анализ тесноты взаимосвязи признаков выполнен на основе параметрического коэффициента корреляции Пирсона и непараметрического коэффициента корреляции Кендалла. Коэффициент Кендалла рассчитан в случае, когда нарушаются условия применения классического корреляционно-регрессионного анализа (нелинейная форма взаимосвязи между признаками, существенная асимметрия двумерного закона распределения факторного признака и капитализации (стоимости) компании, наличие выбросов в данных). Если при построении уравнения регрессии линейное (логарифмически-линейное) уравнение не является

адекватным (неправильна функциональная форма по критерию Рамсея или наличие гетероскедастич-ности в остатках), также рассчитывается коэффициент корреляции Кендалла т . Проверка нулевой гипотезы о равенстве коэффициента Кендалла нулю при числе наблюдений п > 10 проводится на основе г-критерия, который сравнивается с квантилем стандартного нормального распределения [4]. В таблицах приведены коэффициенты Кендалла, статистически значимо отличные от нуля на уровне значимости 0,05. Коэффициент Кендалла интерпретируется следующим образом [4]: для двух ранговых рядов вероятность одинакового изменения (одинаковой вариации) равна: 1 + т

А вероятность различных изменений равна: 1 -т 2 '

Таким образом, если т = 0,6, то вероятность одинаковой вариации двух изучаемых показателей составляет 80 %.

Результаты корреляционно-регрессионного анализа зависимости капитализации (стоимости) компании от суммы нераспределенной прибыли приведены в табл. 1, а в табл. 2 представлены результаты корреляционного анализа зависимости абсолютных приростов капитализации (стоимости) компании от абсолютных приростов суммы нераспределенной при-

были. Приросты фонда нераспределенной прибыли обеспечиваются за счет реинвестирования части прибыли в процессе ее распределения на дивиденды и накопление, поэтому дивидендная политика в значительной степени определяет прирост нераспределенной прибыли и собственного капитала компании в целом. Взаимосвязь между темпами роста капитализации (стоимости) компании и нераспределенной прибыли в рассматриваемый период не наблюдалась, за исключением 2002 г: между темпами роста нераспределенной прибыли и стоимости отмечена умеренная прямая нелинейная взаимосвязь (т = 0,38).

Между суммой нераспределенной прибыли и капитализацией, а также стоимостью компании в период 2000—2008 гг. имеется прямая тесная линейная взаимосвязь, за исключением 2005, 2007 и 2008 гг., когда наблюдалась прямая нелинейная заметная взаимосвязь. В 2000—2002 гг. коэффициент регрессии при свободном члене не является значимым на уровне значимости 0,05. Значение коэффициента регрессии а1 в 2006 г. позволяет сделать вывод, что при увеличении суммы нераспределенной прибыли компании на 1 млн долл. капитализация (стоимость) компании в среднем увеличивалась на 2,6 (3,2) млн долл. В период до 2006 г. при увеличении суммы нераспределенной прибыли компании на 1 млн долл. стоимость компании увеличивалась в среднем на 1,5, а капитализация — на 0,6—1,1 млн долл. Статистически значимое различие в значении

Таблица 1

Результаты корреляционно-регрессионного анализа зависимости капитализации и стоимости компании от суммы нераспределенной прибыли в 2000—2008 гг.

Показатель 2008 2007 2006 2005 2004 2003 2002 2001 2000

п 49 59 58 49 33 25 22 18 12

Капитализация компании

г т = 0,56 т = 0,54 0,85 т = 0,67 0,83 0,83 0,72 0,90 0,91

г2, % - - 0,72 - 0,69 0,69 0,52 0,80 0,82

а, - - 2,60 - 1,08 1,07 0,68 0,66 0,56

а0 - - 3 002,2 - 1 447,4 1 460,3 р < 0,05

Стоимость компании

г т = 0,61 т = 0,57 0,84 т = 0,72 0,88 0,89 0,85 0,94 0,96

г2, % - - 0,70 - 0,78 0,79 0,71 0,88 0,93

а1 - - 3,24 - 1,48 1,54 1,23 1,31 1,49

а0 - - 3 888,5 - 2 005,6 1 976,9 р < 0,05

Примечание. Здесь и далее: п - число компаний; г - коэффициент корреляции; г2 — коэффициент детерминации; а1 циент регрессии при факторной переменной; а0 - коэффициент регрессии при свободном члене.

коэффи-

Результаты расчета коэффициента Кендалла для абсолютных приростов показателей в 2001—2008 гг.

Показатель Абсолютные приросты суммы нераспределенной прибыли и капитализации Абсолютные приросты суммы нераспределенной прибыли и стоимости компании

2008 2007 2006 2005 2003 2001 2008 2007 2006 2005 2003

т -0,40 0,40 0,51 0,46 0,45 0,36 -0,38 0,48 0,51 0,50 0,44

п 49 59 49 34 22 13 49 59 49 34 21

Таблица 2

линейного коэффициента корреляции на основе ^-критерия Фишера отмечено только в 2006 г. по сравнению с 2000 г. для стоимости компании. Таким образом, можно говорить, что у публичных компаний РФ в 2006 г. теснота взаимосвязи стоимости с суммой нераспределенной прибыли уменьшилась по сравнению с 2000 г.

В 2004 и 2002 гг. взаимосвязи между абсолютными показателями динамики суммы нераспределенной прибыли и капитализации (стоимости компании) не отмечено. В остальные годы абсолютные приросты суммы нераспределенной прибыли и капитализации (стоимости) компании связаны прямой умеренной взаимосвязью, за исключением 2008 г., когда наблюдается обратная взаимосвязь.

Описательные статистики распределения представленных компаний по стоимости собственного капитала приведены в табл. 3.

Стоимость собственного капитала равна нулю у компаний, которые не выплачивали дивидендов. Вариация и правосторонняя асимметрия (преобладают компании с меньшим значением показателя) стоимости собственного капитала в 2002—2008 гг. очень высокая (даже для ненулевых значений стоимости коэффициент вариации не менее 95 %).

Статистически значимое изменение медианного значения стоимости собственного капитала произошло в 2004 г. по сравнению с 2002 г. и в 2007 г. по сравнению с 2004 г. Таким образом, стоимость собственного капитала публичных компаний РФ в 2002—2007 гг. увеличивалась.

Слабая нелинейная прямая взаимосвязь (т < 0,3) стоимости собственного капитала и капитализации компании отмечена в 2007 г., стоимости собственного капитала и стоимости компании — в 2004, 2006—2007 гг. Между показателями динамики наблюдалась аналогичная взаимосвязь: 2006 г. — у абсолютных приростов стоимости собственного капитала и капитализации (стоимости) компании; в 2008 — обратная нелинейная слабая взаимосвязь темпов роста стоимости собственного капитала и капитализации.

Описательные статистики распределения компаний по

Не все из рассмотренных компаний объявляли дивиденды в период 2001—2008 гг. Доля компаний, объявивших дивиденды, колеблется от 64,4 % в 2002 г. до 86,6 % в 2007—2006 гг. В 2008 г. из представленных компаний объявили дивиденды 35 (71,4 %).

Проверка значимости различий долей компаний, выплативших дивиденды, в разные годы рассматриваемого периода проведена на основе непараметрического критерия х2 для нескольких независимых выборок. Для проверки различий в долях признака за два года использован также критерий х2для двух независимых выборок, но с поправкой Йетса на непрерывность, которая увеличивает мощность критерия [4]. Расчеты выполнены в SPSS 16.0.

Результаты анализа показывают, что в 2001— 2008 гг. наблюдается значимое различие удельного веса компаний, выплачивающих дивиденды: в 2008 г. доля компаний, выплативших дивиденды, значимо меньше, чем в 2007. Таким образом, можно считать, что в кризисный 2008 г. среди публичных компаний России доля выплачивающих дивиденды по сравнению с 2007 г. снизилась.

Результаты анализа взаимосвязи суммы дивидендов и капитализации (стоимости) компании представлены в табл. 4.

В рассматриваемый период между суммой дивидендов и капитализацией (стоимостью) компании имелась прямая нелинейная заметная взаимосвязь.

Между показателями динамики отмечена прямая линейная тесная взаимосвязь абсолютных приростов суммы дивидендов и капитализации (стоимости) компании в 2002 г. (линейный коэффициент корреляции r =0,79 для капитализации и r =0,72 для стоимости), слабая нелинейная взаимосвязь в 2006 г.: в обоих случаях т =0,30. Между темпами роста наблюдалась умеренная прямая нелинейная взаимосвязь (т =0,37) только в 2008 г. для суммы дивидендов и стоимости компании.

Описательные статистики индекса динамики

Таблица 3

оимости собственного капитала (CCE) в 2002—2008 гг.

Показатель 2008 2007 2006 2005 2004 2003 2002

Число компаний 49 53 53 51 55 45 31

Доля компаний CCE = 0, % 28,6 18,9 20,7 27,4 23,6 31,1 35,5

Среднее значение стоимости 0,054 0,043 0,051 0,039 0,025 0,024 0,017

Медиана стоимости 0,031 0,026 0,023 0,015 0,011 0,008 0,006

25 % квартиль 0,000 0,006 0,002 0,000 0,002 0,000 0,000

75 % квартиль 0,057 0,051 0,047 0,042 0,033 0,021 0,012

Мода (по гистограмме) 0,017 0,014 0,047 0,022 0,013 0,024 0,022

Таблица 4

Результаты расчета коэффициента Кендалла для суммы дивидендов и капитализации (стоимости) компании в 2001—2008 гг.

Показатель 2008 2007 2006 2005 2004 2003 2002 2001

п 49 63 58 47 35 26 23 20

Сумма дивидендов — капитализация компании

т 0,67 0,53 0,49 0,50 0,60 0,59 0,64 0,61

Сумма дивидендов — стоимость компании

т 0,53 0,52 0,50 0,51 0,65 0,60 0,60 0,58

дивиденда на акцию приведены в табл. 5.

Вариация индекса динамики дивиденда на акцию высокая, представленные компании не являются количественно однородными по данному показателю (кроме 2007 г.), распределение имеет правостороннюю асимметрию с преобладанием компаний с более низкими значениями индекса. Кроме 2008 г., более чем у половины компаний сумма дивиденда на акцию за год увеличивалась. Среднее, модальное и медианное значения, кроме 2008 г., превышают 1, т. е. в среднем в этот период сумма дивиденда на акцию ежегодно увеличивалась. В 2008 г., несмотря на максимальный темп роста 2,95, среднее значение показывает снижение суммы дивиденда на акцию на 3,9 %, у половины представленных компаний снижение дивиденда составило не менее 12,4 %.

Значимых различий на уровне 0,05 показателя 2003 г. (максимальное медианное значение), 2002

Описательные статистики цепного индекса динамики

и 2004 г. не выявлено. Медианное значение темпа роста в 2006 г. значимо больше медианы 2005 г. Таким образом, у публичных компаний России в 2006 г. темп роста суммы дивиденда на акцию по сравнению с 2005 г. увеличился, но и различие компаний по темпу роста также увеличилось. В 2008 г. выявлено статистически значимое различие медианного значения со всеми предыдущими годами. Это позволяет сделать вывод о том, что темп роста дивиденда на акцию у публичных компаний России в 2008 г. был ниже, чем в 2002—2007 гг.

Обобщающие характеристики отношения фактического денежного потока на выплату дивидендов к прибыли того же отчетного года (CFdiv/ NP) по компаниям, выплатившим дивиденды в рассматриваемый период, представлены в табл. 6. Динамика среднего, медианного и модального значений показана на рисунке.

Таблица 5

дивиденда на обыкновенную акцию в 2002—2008 гг.

Показатель 2008 2007 2006 2005 2004 2003 2002

Число компаний 30 45 45 26 21 18 13

Число компаний Т > 1 14 33 34 18 16 16 10

Среднее значение 0,961 1,176 1,533 1,157 1,512 2,655 1,467

Минимум 0,133 0,028 0,002 0,248 0,006 0,444 0,012

Максимум 2,950 2,708 5,144 3,516 3,833 8,475 4,833

Коэффициент вариации, % 63,0 43,7 64,4 51,1 69,6 84,8 80,0

Медиана 0,876 1,195 1,333 1,075 1,316 1,604 1,182

25 % квартиль 0,545 0,824 0,974 0,951 0,976 1,200 0,955

75 % квартиль 1,200 1,403 1,678 1,205 1,643 3,880 1,298

Мода (по гистограмме) 0,837 1,145 1,287 1,065 1,154 1,247 1,458

Таблица 6

Описательные статистики CFdiv/NP в 2001—2008 гг.

Показатель 2008 2007 2006 2005 2004 2003 2002 2001

Число компаний 25 49 46 37 42 34 26 23

Среднее значение 0,348 0,213 0,226 0,252 0,160 0,230 0,210 0,179

Минимум 0,037 0,000 0,000 0,007 0,000 0,000 0,000 0,009

Максимум 0,661 0,581 0,803 1,000 0,582 0,992 0,948 0,879

Размах вариации 0,625 0,581 0,802 0,993 0,582 0,992 0,948 0,870

Коэффициент вариации 0,561 0,699 0,847 0,964 0,858 1,019 1,091 1,384

Медиана 0,370 0,187 0,176 0,177 0,121 0,140 0,146 0,090

25 % квартиль 0,172 0,101 0,082 0,098 0,049 0,073 0,038 0,019

75 % квартиль 0,457 0,311 0,271 0,279 0,241 0,327 0,230 0,137

Мода (по гистограмме) 0,193 0,125 0,058 0,090 0,049 0,083 0,079 0,081

0,400

0,350

¡5 с

з 0,300

т

X

х 0,250 ч:

X

х 0,200 00

х 0,150 о

& 0,100 о

* 0,050

0,000

. ^ /

\ / /

У ^^ А' ^г *

X -А А. > * Ф *> / ✓ * % /

Ж

-Медиана Среднее  Мода

2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008

Динамика обобщающих характеристик CFdiv/NP в 2001—2008 гг.

Представленные компании по показателю CFdiv/NP не являются количественно однородными (вариация высокая и очень высокая, к 2008 г. снижается, но значимых различий в степени вариации показателя не выявлено). Преобладают компании с меньшим значением коэффициента, чем среднее. В рассматриваемый период среднее, медианное и модальное значения CFdiv/NP у представленных компаний увеличивается. Статистически значимое различие медиан выявлено в 2005 г. по сравнению с 2001 г. и в 2008 г. по сравнению с 2007 г. Таким образом, у публичных компаний РФ в рассматриваемый период значение CFdiv/NP имело тенденцию к росту. В 2008 г. у половины компаний показатель превышал 0,370, у четверти компаний был выше 0,457.

Никаких взаимосвязей CFdiv/NP с капитализацией (стоимостью) компании и их динамикой в рассматриваемый период не наблюдалось.

Обобщающие характеристики компаний, выплативших дивиденды, по показателю дивидендной доходности представлены в табл. 7.

Представленные компании, выплатившие дивиденды в рассматриваемые годы, являются количественно неоднородными по показателю дивидендной доходности (вариация доходности очень высокая). Значимых различий в степени вариации не выявлено. Наибольшее среднее значение доходности (10,8 %) отмечено в 2001 г., наименьшее (2,5 %) — в 2007—2008 гг. Медианное значение доходности в указанный период не превышало 2,8 % (2003 г.), модальное — 6,9 % (2001 г.). Значимых различий медиан в указанный период не выявлено. Таким образом, нет оснований считать, что у публичных компаний РФ в указанный годы имелась какая-либо тенденция в динамике дивидендной доходности. В 2008 г. у половины рассматриваемых компаний дивидендная доходность не превышала 2 %, у четверти была ниже 0,9 %, преобладали компании с доходностью, не превышающей 1,5 %.

В 2008 г. наблюдалась слабая прямая нелинейная взаимосвязь между абсолютными приростами дивидендной доходности и капитализации (стоимости) компании, т =0,29 и т =0,30 соответственно. Никаких других взаимосвязей дивидендной доходности и капитализации (стоимости) компании, а также их показателей динамики в рассматриваемый период не отмечено.

Таблица 7

Описательные статистики дивидендной доходности в 2001 — 2008 гг.

Показатель 2008 2007 2006 2005 2004 2003 2002 2001

Число компаний 33 44 44 32 24 20 18 16

Среднее значение 0,025 0,025 0,034 0,030 0,035 0,058 0,065 0,108

Минимум 0,001 0,000 0,000 0,000 0,000 0,010 0,000 0,001

Максимум 0,094 0,102 0,294 0,169 0,143 0,292 0,353 0,683

Размах вариации 0,093 0,102 0,294 0,169 0,143 0,282 0,353 0,682

Коэффициент вариации 0,866 1,031 1,732 1,169 1,177 1,196 1,636 1,943

Медиана 0,020 0,016 0,019 0,018 0,021 0,028 0,019 0,016

25 % квартиль 0,009 0,008 0,006 0,009 0,012 0,016 0,011 0,007

75 % квартиль 0,033 0,034 0,032 0,032 0,033 0,077 0,060 0,058

Мода (по гистограмме) 0,009 0,009 0,024 0,014 0,012 0,038 0,035 0,069

На основе проведенного анализа можно сделать следующие выводы. Между суммой нераспределенной прибыли и капитализацией (стоимостью) представленных компаний в 2000—2008 гг. наблюдалась в основном прямая тесная линейная взаимосвязь, за исключением 2005 и 2007—2008 гг., когда отмечена заметная нелинейная взаимосвязь. С вероятностью 0,95 можно утверждать, что у публичных компаний РФ в 2006 г. по сравнению с 2000 г. теснота взаимосвязи суммы нераспределенной прибыли и стоимости компании уменьшилась. В отдельные годы периода 2001—2007 гг. абсолютные приросты суммы нераспределенной прибыли и капитализации (стоимости) компании связаны прямой умеренной взаимосвязью, в 2008 г. наблюдается обратная взаимосвязь.

Между стоимостью собственного капитала и капитализацией (стоимостью) компании, а также между их показателями динамики в отдельные годы рассматриваемого периода отмечена слабая нелинейная взаимосвязь.

В период 2001—2008 гг. ежегодно наблюдалась прямая нелинейная заметная взаимосвязь между суммой дивидендов и капитализацией (стоимостью) компании.

Никаких взаимосвязей показателя CFdiv/NP с капитализацией (стоимостью) компании и их динамикой в рассматриваемый период не наблюдалось.

Слабая прямая нелинейная взаимосвязь между абсолютными приростами дивидендной доходности и капитализации (стоимости) компании отмечена только в 2008 г. Никаких других взаимосвязей дивидендной доходности и капитализации (стоимости) компании, а также их показателей динамики в рассматриваемый период не выявлено.

Дивидендная политика публичных российских компаний в целом учитывает интересы акци-

онеров, но отличается невысокой дивидендной доходностью (относительно текущих рыночных цен акций). В последние годы, кроме кризисного 2008 г., в среднем прослеживался рост дивидендных выплат на акцию. В 2008 г. наблюдалось снижение суммы дивиденда на акцию в среднем на 4 %.

В целом статистический анализ показывает, что дивидендная политика, характеризующаяся рассмотренными показателями (дивидендная доходность, соотношение потока дивидендных выплат и прибыли отчетного года), не оказывает устойчивого однозначного влияния на капитализацию и рыночную стоимость компаний. Вместе с тем выявлена заметная связь капитализации и рыночной стоимости с показателем суммы дивидендных выплат. Однако эта связь имеет разную форму и аналитическое выражение в отдельные годы, что не позволит надежно прогнозировать рыночную стоимость компаний в зависимости от показателя суммы дивидендных выплат.

Список литературы

1. Бююль А, ЦефельП. SPSS: искусство обработки информации. Анализ статистических данных и восстановление скрытых закономерностей: пер. с нем. СПб.: ДиаСофтЮП. 2001. 608 с.

2. Кулаичев А П. Методы и средства комплексного анализ данных. М.: ИНФРА-М. 2006. 512 с.

3. Лукасевич И. Я. Финансовый менеджмент: учеб. М.: Эксмо. 2007. 768 с.

4. Резник А. Д. Книга для тех, кто не любит статистику, но вынужден ею пользоваться. Непараметрическая статистика в примерах, упражнениях и рисунках. Спб.: Речь. 2008. 265 с.

5. URL: http://www.raexpert.ru/database/ companies/selection/params_group/43/.

Агентство маркетинговых коммуникаций CNews Conferences

при информационной поддержке Издательского дома «ФИНАНСЫ и КРЕДИТ»

7 декабря 2010 года проводит

круглый стол «ИТ-аудит: возможности и результаты»

По вопросам участия, а также за дополнительной информацией обращаться по телефону +7 (495) 363-11-57 либо e-mail: events@cnews.ru http://www.cnews.ru/

V_