Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Politica de dividend în context socio-cultural
Yaseen Hanaan Facultatea Finante Asigurări Bănci si Burse de Valori, anul II, Program de masterat CEFIN
Coordonatorul lucrării
Prof.univ.dr. Dragotă Victor
Rezumat. Acest studiu analizează impactul factorilor socio-culturali asupra politicii de
dividend în cazul tărilor în curs de dezvoltare - anul 2010. Utilizând o regresie liniară
multiplă am subliniat faptul că există o influenta semnificativă a coruptiei si în acelasi timp a
procentului de actiuni detinut de angajatii companiei, asupra ratei de distribuire a
dividentului la nivelul companiilor internatioanele. În paralel am luat în considerare factori
clasici testati în literatura de specialitate. Rezultatele studiului confirmă faptul că factorii
socio-culturali au un impact semnificativ asupra deciziei de distribuire a dividendelor si par
că explică mai bine decât anumiti factori consacrati politica de dividend.
Cuvinte-cheie: politica de dividend, factori socio-culturali, indicele de percepere a
coruptiei.
Clasificare JEL: G35, Z12
Clasificare REL: 5D, 10I, 11D
Introducere
Politica de dividend este un subiect dezbătut în zilele noastre punând cercetătorilor
întrebarea: ce determină companiile să distribuie dividend. Se remarcă teoria cu privire la
această problematică initiată de Miller si Modigliani1 în 1961 conform căreia politica de
dividend nu afectează valoarea actiunilor si nici randamentele investitorilor, demonstrând că
aceasta este influentată în totalitate de oportunitătile si de câstigurile viitoare ale companiei.
Acest lucru a dat nastere multor controverse si de aceea specialistii sunt interesati să
determine care sunt factorii care influentează decizia de distribuire a dividendelor.
Numeroase studii în domeniu au raportat anumiti factori care influentează politica de
dividend. Problema este că putine dintre acestea au studiat impactul unor factori socio-
culturali în paralel cu factorii clasici, pe un esantion suficient de mare de companii din mai
multe tări si mai ales în tările în curs de dezvoltare (clasificare conform Băncii Mondiale). În
plus, dintre acestea, nu foarte multe sunt studii recente. O astfel de analiză poate fi de interes
larg deoarece vine în încercarea de a identifica noi factori ce stau la baza distribuirii
dividendelor.
În această lucrare ne concentrăm pe analiza factorilor care au determinat deciziile cu
privire la distribuirea de dividend în anul 2010 la nivel global, luând în considerare companii
1 Miller, M., Modigliani, F. (1961). Dividend Policy, Grow and the Valuation of Shares, The Journal of Business, 4, 411-
433.
Yaseen Hanaan
Politica de dividend în context socio-cultural
listate din tările în curs de dezvoltare. Am identificat noi factori, care nu au fost luati în
considerare în literatura de specialitate ca fiind factori explicativi ai politicii de dividend. De
asemenea, studiul se concentreză pe aspecte cu privire la aplicarea metodologiei necesare
astfel încât să fie asigurată o robustete cât mai mai ridicată a estimatorilor obtinuti, care să
sustină concluziile finale ale studiului.
Semnele de întrebare puse de-a lungul vremii în vederea enuntării unor argumente
rationale cu privire la practicile companiilor din punctul de vedere al dividendelor, nasc
permanente preocupări legate de această problematică. Această lucrare îsi propune să
găsească noi argumente viabile care să sustină răspunsuri la aceste întrebări. În ultima
perioadă, cercetătorii găsesc răspunsuri diferite, care nu oferă de fiecare dată explicatii clare
asupra modului în care se distribuie dividendele sau unele afirmatii sunt ilogice din punct de
vedere economic. De exemplu, de ce se distribuie dividend în situatia în care impozitarea
acestuia este mai mare decât impozitarea câstigului obtinut din tranzactionarea actiunilor?
Miller si Scholes2 în 1982 demonstrează empiric faptul că modificările dividendelor pe
termen scurt nu se datorează modificărilor impozitelor pe dividende, chiar dacă sunt mai mari
decât câştigurile din capitalul investit pe termen lung.
Pe de altă parte, Poterba si Summers3 în 1985 au precizat că impozitarea reprezintă un
dezavantaj în ceea ce priveste decizia de a distribui dividend. Încă se mai păstrează valabilă
afirmatita lui Stiglitz din 1981 si anume că nu există o explicatie satisfăcătoare a paradoxului
dividendelor. De aceea, datorită părerilor controversate, s-a născut un mare interes din partea
cercetătorilor, astfel au fost enuntate diverse teorii cu privire la politica de dividend.
Ceea ce este interesant în această lucrare este faptul că am evidentiat că rata de
distribuire a dividendelor la nivel international în anul 2010 a fost influentată de coruptia din
fiecare tară din anul respectiv si de procentul de actiuni detinut de angajatii firmei respective.
În acelasi timp, am identificat anumite influente ale factorilor determinati de literatura de
specialitate ca fiind explicativi pentru politica de dividend. De exemplu, gradul de îndatorare
al unei companii într-un an influentează în sens negativ rata de distribuire a dividendelor din
anul respectiv. Totodată, o rentabilitate financiară mai mare conduce la o rata de distribuire a
dividendelor mai mare. De asemenea, în literatura de specilitate s-a demosntrat că mărimea
dividendelor este influentată negativ de coeficientul beta. Acesta este si rezultatul analizei
asupra companiilor din tările în curs de dezvoltare în anul 2010.
Studiul ar putea fi util investitorilor, care doresc să plaseze resurse financiare în companii
din diferite tări, managerilor de portofoliu, actionarilor, cercetătorilor si mediului academic.
Acest studiu este structurat după cum urmează. În următorul capitol sunt prezentate
studii care au testat diferite influente ale unor factori asupra deciziilor luate în companii
asupra ratei de distribuire a dividendelor si asupra performantei companiilor pe ansamblu. În
capitolul 3 sunt prezentate ipotezele ce au stat la baza alegerii anumitor indicatori care
urmează a fi testati si este prezentat de asemnea si modelul econometric utilizat. De
asemenea, în acest capitol au fost prezentate testele care urmează a fi aplicate si metoda
utilizată. Apoi am prezentat rezultatele studiului si respectiv ale testelor. În final am subliniat
principalele concluzii si directii viitoare ale studiului.
2 Miller, M., Scholes, M., (1982). Dividends and Taxes: Some Empirical Evidence, The Journal of Political Economy, 90,
1118-1141. 3 Poterba, J., Summers, L. (1985). The economic Effects of Dividend Taxation, NBER Working Papers 1353, National
Bureau of Economic Research.
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
1.Literatura de specialitate relevantă
1.1. Gradul de îndatorare
În viziunea lui Agrawal si Jayaraman4 (1994), la nivelul companiilor îndatorate se practică
rate de distribuire a dividendelor mai mici decât în acele companii neîndatorate. Putem spune că
actionarii acceptă dividende mai mici si pentru faptul că activitatea companiilor îndatorate este
monitorizată de către experti si astfel, managerii nu vor mai putea actiona în interes propriu. În
acest sens, gradul de îndatorare ridicat poate servi la reducerea conflictului de interese între
actionari si manageri. Vom testa si în studiul nostru relatia dintre nivelul îndatorării si rata de
distribuire a dividendelor.
1.2. Rentabilitatea financiară
Un alt factor care s-a dovedit de-a lungul vremii ca fiind unul semnificativ este nivelul de
concentrare al conducerii. Acest aspect poate avea diferite influente asupra performantei
companiilor si prin urmare, asupra ratei de distribuire a dividendelor.
În opinia lui Hanousek5 (2007), există efecte semnificative ale diferitelor tipuri de conducere
si ale modificărilor acestora asupra performantei întreprinderilor. Acest studiu este realizat luând
în considerare companii din Cehia, în perioada 1996-1999, după numeroasele privatizări ce au
avut loc începând cu 1990. Au fost considerate trei clase de investitori în functie de procentul
actiunilor detinut de acestia si de oportunitătile lor de a influenta deciziile în cadrul companiilor.
Sistemul de drept oferă drepturi importante actionarilor majoritari care detin mai mult de 50%
din actiuni, apoi actionarilor cu mai mult de 33% din actiuni, dar mai putin de 50%, si mai putin
celei de a treia clase, a actionarilor minoritari care detin mai putin de 10% din actiuni. În ceea ce
priveste cresterea vânzărilor si profitabilitatea companiilor, ei au demonstrat că un nivel mare de
concentrare a conducerii în companiile străine influentează pozitiv performanta acestora si mai
mult decât orice altă formă de conducere si totodată, acestea distribuie dividende mai mari.
În acest studiu se subliniază si ideea că o crestere a detinerilor străine într-o companie
conduc la o crestere a performantei pe baza cresterii vânzărilor, si de asemenea, detinerile de
către stat au efecte pozitive asupra performantei întreprinderilor (ROA si ROE). Aceste
performante, au efecte pozitive asupra ratei de distribuire a dividendelor. De aceea, consider
interesant de studiat factori care tin de concentrarea actioanriatului, faptul că actiunile sunt
detinute de actioanari străini, actionari nationali, actionari majoritari sau minoritari, de cătra
angajatii acesteia sau de către stat. Voi lua în considerare aceste aspecte în studiul econometric al
acestui studiu.
4 Agrawal, A., Jayaraman, N. (1994). The dividend policies of All-Equity Firms: A Direct Test of the Free Cash Flow Theory.
Managerial Decision Economics, 15, 139-148. 5 Hanousek, J., Kočenda, E., Svejnar, J. (2007). Origin and concentration. The Economics of Transition, 15, 1-31.
Yaseen Hanaan
Politica de dividend în context socio-cultural
1.3.Coeficientul Beta
Roseff6 (1982) încercând să explice politica de dividend la nivelul a 100 de companii
demonstrează că rata de distribuire a dividedelor este influentată negativ de coeficientul beta al
companiei. El explică această relatie prin prisma gradului de îndatorare. Astfel, un grad mare de
îndatorare este reflectat într-un coeficient beta mai mare si cu cât companiile sunt mai îndatorate
cu atât ele vor distribui dividende mai mici.
O altă explicatie a acestui fenomen poate fi aceea că o companie ale cărei actiuni sunt mai
volatile este mai predispusă să apeleze la surse externe de finantare, astfel să crească gradul de
îndatorare. Luând în considerare influenta levierului asupra ratei de distribuire a dividendelor
analizată anterior, o crestere a acestuia poate duce la o scădere a mărimii dividendelor distribuite
din profitul net al companiei. Putem deduce de aici că un coeficient beta mare poate conduce la o
rată mică de distribuire a dividendelor. Am testat această influentă si la nivelul companiilor
analizate în acest studiu.
1.4. Indicele de Coruptie Conform literaturii de specialitate, coruptia poate fi una dintre cele mai mari
disfunctionalităti în ceea ce priveste luarea deciziilor la nivel global, dar si la nivelul companiei.
Coruptia poate influenta în sens negativ distribuirea de dividende. După cum afirmă si Mauro7
(1995), cu cât coruptia este mai mare într-un anumit stat cu atât cresterea economică este mai
mică, acest lucru fiind determinat de o alocare neadecvată a fondurilor de care dispune tara
respectivă. Totodată, el a demonstrat că o crestere a nivelului coruptiei creste semnificativ rata
investitiilor calculată ca raport între investitii totale si PIB. El a realizat acest studiu la nivelul a
68 de tări, utilizând indicele de coruptie pe o scală de la 1 la 10. Tările mai sărace tind să fie mai
corupte. Acest lucru poate influenta politica de dividend în sens pozitiv sau negativ.
În viziunea lui Du8 (2008), un nivel ridicat al coruptiei conduce la o concentrare mare a
conducerii în companii si la o dependentă mai mare de credite bancare. Sub influenta unui
guvern corupt, managerii pot avea avantajul de a plăti mită pentru a estompa diferenta dintre
cheltuielile legale si cele ilegale care se fac în interesul acestora. Din cauza fricii de mită,
guvernul poate complota cu managerii companiilor pentru a acoperi atât mita cât si capitalul
expropriat. Guvernul poate actiona, de exemplu, prin modificarea în sensul scăderii drepturilor
actionarilor în ceea ce priveste luarea deciziilor în companie si ar putea păstra relaxate
standardele contabile pentru a lăsa companiile să realizeze profituri mai mari.
În cele ce urmează voi prezenta modelul econometric utilizat pentru a determina influente
ale diferitilor factori asupra mărimii ratei de distribuire a dividendelor.
6 Roseff, M. (1982). Growth, Beta and Agency Costs as determinants of Dividend Payout Ratios. The Journal of Financial
Research, 3, 249-259. 7 Mauro, P. (1995). Corruption and Growth. Quarterly Journal of Economics 1 10, 681-712. 8 Du, J. (2008). Corruption and Corporate Finance Patterns: An International Perspective. Pacific Economic Review, 13, 183-
208.
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
2.Teoria economică si modelul econometric
În ultimul timp, s-a studiat destul de mult problema structurii actionariatului, si cum
influentează aceasta performantele companiei si deciziile luate în cadrul acestora. Nu am
identificat până acum niciun studiu care să analizeze impactul detinerilor de actiuni de către
angajatii companiei asupra politicii de devindend. De aceea, am ales să analizez acest aspect.
Intuiesc faptul că într-o companie în care angajatii detin un număr mai mare de actiuni mărimea
dividendului să fie mai mică. Acestia, vor beneficia de pe urma reinvestirii profiturilor în viitor si
posibil să accepte să nu li se ofere dividend în schimbul unei măriri de salariu la un moment dat
datorită performantelor companiei. Conform literaturii de specialitate studiate si împreună cu
intuitile economice voi testa următoarele ipoteze la nivelul companiilor ce se află în curs de
dezvoltare:
Ipoteza 1: Există o relatie negativă între gradul de îndatorare si rata de distribuire a
dividendelor la nivelul companiilor.
Ipoteza 2: În tările unde nivelul coruptiei este mai mare rata de distribuire a dividendelor
este mai mică.
Ipoteza 3: Rata de distribuire a dividendelor este influentată negativ de coeficientul beta.
Ipoteza 4: Există o relatie pozitivă între rentabilitatea financiră si rata de distriburie a
dividendelor.
Ipoteza 5: În companiile în care actionarii detin un procent mai mare de actiuni rata de
distribuire a dividendelor este mai mică.
Am intuit faptul că aceste ipoteze vor fi adevărate având în vedere faptul că analizez
companii din tările în curs de dezvoltare, care au început, o dată cu anul 2010 să îsi desfăsoare
activitatea într-un trend ascendent, într-un mediu care îsi revine după perioada crizei financiare.
Factorii anterior analizati si argumentati au fost folositi în încercarea de a explica, printr-un
studiu empiric robust, decizia de distribuire a dividendelor. Astfel, în cele ce urmează voi
prezenta, în primul rând, metodologia si baza de date folosită pentru a determina în ce măsură
variabilele alese influentează rata de distribuire a dividendelor în tările dezvoltate selectate si
apoi, voi evidentia principalele rezultate ale modelului.
Pentru a estima o ecuatie liniară de regresie, un OLS, am folosit R programming. Am
analizat influenta pe care au avut-o gradul de îndatorare al companiei, coeficientul beta,
rentabilitatea financiară, detinerile angajatilor si coruptia asupra deciziei de distribuire de
dividende pentru tările în curs de dezvoltare (conform clasificării Băncii Mondiale) în anul 2010. (1)
sau (2)
Y este vector de forma (3450 x 1, în cazul prezentului studiu)
X este matrice de forma (3450 x 5, în cazul prezentului studiu)
β este vector de forma (5 x 1, în cazul prezentului studiu)
ε este vectorul reziduurilor de forma (3450 x 1, în cazul prezentului studiu)
unde, variabila dependentă PAYOUT_RATIOk este raportul dintre dividendele plătite si
profitul net al companiei, iar variabilele independente sunt cele enumerate mai sus.
Pe viitor, este interesant de testat în ce măsură rezultatele la nivelul anului 2010 se
extrapolează si utilizând un model cu date panel la nivelul unei perioade mai lungi de timp.
Yaseen Hanaan
Politica de dividend în context socio-cultural
Pentru a calcula estimatori eficienti, consistenti si nedeplasati pentru factorii introdusi în
regresie si pentru ca toti indicatorii estimati să fie cât mai robusti am testat ipotezele ce trebuie
respectate.
Liniaritate
Această regresie liniară a fost estimată cu ajutorul metodei Ordinary Least Squares (OLS).
Am utilizat testul Ramsey9 Reset pentru a vedea dacă regresia este corect specificată. Acest test
ne spune doar dacă există probleme de specificatie, nu ne arată si care ar putea fi acestea. Ar
putea fi faptul că ecuatia nu este una liniară sau că există probleme în ceea ce priveste
heteroskedasticitatea sau autocorelarea erorilor. Prima suspiciune, în literatura de specialitate
este aceea că functia nu este liniară si că ar trebui încercată o altă functie (logaritmică,
exponentială, semi-logaritmică etc.). Un avantaj al acestui test este acela că este usor de aplicat
în e-views, dar si în alte programe precum Matlab, R, Gauss. Acesta ne poate ajuta să observăm
dacă modelul este corect specificat, dar un dezavantaj ar fi faptul că nu ne indică si care ar putea
fi probleme si ce modificări sunt necesare pentru a avea o alternativă mai bună a modelului.
Testul Ramsey este unul asimptotic si se foloseste în large sample. El are două etape prin
care testează. Prima, cea prin care se estimează regresia propriu-zisă si cea de-a doua în care se
introduc drept variabile explicative variabila dependentă la puteri superioare (la pătrat, la a 3-a
etc.). Dacă se dovedeste valoarea coeficientilor acestor termeni inclusi este apropiat de 0, atunci
putem spune că modelul este corect specificat, si nu avem dubii în ceea ce priveste liniaritatea.
iiiiiiii YYXXXXY
...****** 3
6
2
54143322110 (3)
Trebuie mentionat faptul că pentru includerea pătratului variabilei dependente drept
variabilă explicativă, e-views raporteaza statistica F si statistica T, dar acestea nu sunt distribuite
în concordantă cu F respectiv t.
Voi testa ipoteza de liniaritate si cu ajutorul testului F care are drept ipoteză nulă faptul că
modelul nu este valid. O valoare a lui F statistic mai mare decât cea a lui F tabelar este
justificativă pentru respingerea ipotezei nule.
Lipsa multi-coliniaritătii
Am verificat să nu existe multicoliniaritate între regresori cu ajutorul matricei de corelatie.
Am observat în literatura de specialiatet că pragul maxim al corelatiei între doi regresori pentru
ca acestia să poată fi acceptati într-o regresie este de 30%. Acest aspect l-am ultizat si eu în
alegerea variabilelor independente din model.
Distributia erorilor
Am analizat distributia erorilor modelului. Am verificat dacă acestea sunt homoskedastice,
dacă au varianta constantă. Am utilizat testul de Heteroskedasticitate Breusch-Pagan-Godfrey si
testul White.
Testul de Heteroskedasticitate Breusch-Pagan-Godfrey are ca ipoteză nulă faptul că erorile
sunt homoskedastice. Este un test mai puternic decât testul White. Dacă Dacă valoarea lui P-
9 Ramsey, J. B. (1969). “Tests for Specification Errors in Classical Linear Least Squares Regression Analysis,” Journal of the
Royal Statistical Society, series B, vol. 31, pp. 350–371
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
value este mai mare de 10% acceptăm ipoteza de homoskedasticitate a erorilor. Testul White are
drept ipoteză nulă faptul că reziduurile sunt homoskedastice. Acest test se bazează pe o regresie
auxiliară. Dacă valoarea lui P-value este mai mare de 10% acceptăm ipoteza de
homoskedasticitate a erorilor.
Mă astept ca erorile să fie heteroskedastice, având în vedere faptul că nu am analizat o serie
de timp, ci o serie de date cross-sectionale. În literatura de specialitate, se acceptă în modele de
analiza a datelor financiare ale companiilor ca erorile să fie heteroskedastice. Eu voi elimina
heteroskedasticitatea pentru a avea rezultate mai robuste.
Am verificat dacă erorile sunt autocorelate si normal distribuite. Autocorelarea erorilor
am verificat-o cu ajutorul corelogramei si cu ajutorul Breusch-Godfrey Serial Correlation LM
Test. Acest test are drept ipoteză nulă faptul că nu există autocorelatie între erori până la lag - ul
specificat. Dacă probabilitatea acestui test este mai mare decât pragul de semnificatie nu putem
respinge ipoteza nulă. În cazul corelogramei, dacă probabilitatea asociată lui Q-statistic este mai
mare decât 5% sau 10%, atunci putem spune că erorile sunt neautocorelate. Între cele două
metode de a testa neautocorelarea erorilor, având în vedere si natura datelor statistice alese în
model, voi alege să folosesc drept concluziv testul Breusch-Godfrey.
În orice caz, voi folosi pentru corectarea heteroskedasticitătii si autocorelătii testul HAC
Newey-West. În literatura de specialitate este folosită această corectie pentru large sample, si s-a
demonstrat că nu are rezultate bune atunci când avem esantioane mici în care este prezentă o
puternică autocorelare a erorilor (Newey si West10
(1987) si Andrews11
(1991)). În cazul
aplicării acestei corectii dacă nu există autocorelare, este similară cu abordarea testului White.
În cazul în care aceste două ipoteze nu se respectă estimatorul clasic pentru estimarea
matricei de variantă-covariantă (estimatorul V- OLS) nu mai este un estimator consistent pentru
adevărata valoare a matricei de variantă-covariantă a estimatorului OLS. Drept urmare, erorile
standard asociate parametrilor nu sunt corecte. Ceea ce implică si faptul că testul t nu mai este
valid nici măcar în large sample.
Pentru a rezolva această problemă există două abordări în cărtile de econometrie
(Gujarati12
). Se păstrează estimatorul OLS însă se modifică modalitatea de determinare a unui
estimator pentru matricea de variantă- covariantă a lui β estimat OLS (Robust Standard Errors)
sau se înlocuieste estimatorul OLS cu estimatorul β estimat GLS care cunoaste matricea de
variantă covariantă a erorilor si se va tine cont de ea în calculul estimatorilor.
Din cauza faptului că matricea de variantă-covariantă a erorilor este necunoscută, de cele
mai multe ori în literatura de specialitate se adoptă prima variantă, si anume, păstrarea
estimatorului OLS si se va estima o altă matrice de variantă-covariantă a erorilor – V, diferită de
In. Această modalitate de rezolvare a problemei inconsistentei testului t se bazează pe faptul că
reziduurile estimate prin OLS sunt în continuare un estimator consistent pentru reziduurile reale
ale modelului. Drept urmare, aceste reziduuri pot fi folosite pentru a estima forma reală a matricei V (var-
cov). În situatia în care reziduurile sunt neautocorelate se foloseste estimatorul White care
converge în probabilitate către matricea reală V. Dacă reziduurile sunt corelate, în literatură se
foloseste estimatorul Newey-West care de asemenea va converge în probabilitateă către V.
10 Newey,W.K., West, K.(1987). ”A Simple, Positive Semi-Definite, Heteroskedasticity and Autocorrelation Consistent
Covariance Matrix”, Econometrica, 55, 703-708 11 Andrews, D. W. K. (1991). ”Heteroskedasticity and Autocorrelation Consistent Covariance Matrix Estimation”,
Econometrica, 59, 817-858 12 Gujarati (2004). ”Basic Econometrics”. Fourth Edition, The McGraw−Hill Companies
Yaseen Hanaan
Politica de dividend în context socio-cultural
Testul de semnificatie aplicat prin utilizarea Robust Standard Errors este valid pentru că am
rezolvat problemele de heteroskedasticitate si de autocorelare initiale.
Voi utiliza această abordare si pentru estimarea modelului referitor la influenta gradului de
îndatorare, coeficientului beta, indicele de coruptie, rentabilitatea financiară si detinerile
angajatilor asupra ratei de distribuire a dividendelor. Nu voi folosi metoda de esimare
Generalized Least Squares) GLS si nici cazurile particulare ale acesteia Weighted Least Squares
(WLS) sau 2 Stages Least Squares (2SLS) pentru că nu cunosc matrciea V. În cazul WLS
matricea V este diagonală si este diferită de matricea identitate. Chiar si asa, faptul că aceasta nu
este cunoscută, nu îmi permite să folosesc această metodă de estimare. Feasable GLS se poate
aplica daca matricea de var-cov nu este cunoscută si depinde de un număr mic de paramentrii.
3.Setul de date
În această lucrare am utilizat date cu privire la companiile selectate în esantion preluate din
baza de date EMIS. Am selectat comapniile din tările în curs de dezvoltare si am ales să fac acest
studiu luând în considerare primul an de redresare a economiei după criza financiară, anul 2010,
si tototdată pentru a putea construi un OLS care ne permite să testăm mai detaliat robustetea
modelului si pentru a vedea dacă există vreo influentă la nivelul unui singur an, la nivel
international, a unor factori mai putin luati în considerare în literatura de specialitate (indicele de
percepe a corputiei si detinerile angajatilor în companie) si a unor factori consacrati (coeficientul
beta, gradul de indatorare, rentabiliatatea financiară). Am exclus institutiile bancare si cele de
investitii din cauza lipsei de date în ceea ce priveste rata de distribuire a dividendelor, activele
totale si profitul brut al acestora. De asemenea, consider ca astfel se va ajunge la rezultate mai
robuste având în vedere structurile financiare si modurile de raportare diferite ale acestora fată de
alte companii.
Prezenta unui număr mare de tări în curs de dezvoltare (52) în esantion creează posibilitatea
de variatie a factorului socio-cultural – indicele de percepere a coruptiei. Pe de altă parte, noi nu
stim dacă există o variabilitate mare a indicatorilor pe o anumita tară. De exemplu, dacă luam o
companie drept reprezentativă pentru o economie, dar deciziile ei sunt afectate de factori bruianti
ar putea să nu ne ajute la generalizarea impactului. De aceea, un număr mare de companii ne
ajută să ajungem la rezultate semnificative si relevante. Am ales în esanition un număr de 3 450
de companii. În excel se pot găsi informatii referitoare la câte companii sunt din fiecare tară.
Indicele de percepere a coruptiei pentru anul 2010 a fost preluat din baza de date a
Organizatiei Internationale împotriva coruptiei (Tansparency International13). Acest indice ia în
considerare părerea analistilor, oamenilor de afaceri si expertilor pe ansamblul fiecărei tări
solicitând păreri din cel putin 12 institutii din fiecare tară. El măsoară frecventa si mărimea mitei
care se acordă institutiilor publice si politice. Cu cât indicele este mai mare, cu atât tara este mai
putin coruptă.
Am utilizat drept variabilă dependentă raportul dintre dividendele plătite si profitul net al
companiei pentru a putea fi comparabile companii de diferite dimensiuni si pentru că acest
indicator reflectă politica de dividend la nivelul companiei.
13 http://www.transparency.org
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
4.Rezultate empirice
În acest capitol voi evidentia principalele rezultate ale testelor aplicate si ale modelului
estimat.
Nu am inclus în regresie variabile explicative care au un coeficient de corelatie mai mare
decât 0.3 pentru a evita probleme de multicoliniaritate. Am dorit să vad dacă nivelul de trai al
populatiei din tara respectivă, afectează într-o anumită măsura rata de distribuire a dividendelor.
Am ales ca un proxi pentru nivelul de trai al populatiei indicatorul macroeconomic PIB/capita
din anul 2010. Din cauza faptului că acesta este puternic corelat cu indicele de coruptie, l-am
eliminat din model. Prezint în tabelul următor matricea de corelatie între varibilele explicative,
pentru a observa că nu există probleme de multicoliniaritate între variabilele introduse în model.
Tabel 1 – Corelatiile dintre variabilele incluse în model
Corelatie BETA INDICELE RETURN GR_INDA EMPLOY
BETA 1
INDICELE_CORUPTIEI 0.28 1.00
RETURN_ON_EQUITY -0.08 -0.02 1.00
GR_INDATORARE 0.14 0.08 -0.01 1.00
EMPLOYEE_HELD -0.03 -0.07 0.00 -0.03 1.00
Sursa: Calcule proprii
Unde, beta este coeficientul de volatilitate al actiunilor companiei în anul 2010, indicele_coruptiei
este specific fiecărei tări în care îsi desfăsoară activitatea companie pentru anul 2010, Return_on_equity
este rentabilitatea financiară a companiei la finalul anului 2010, gr_ îndatorare este gradul de îndatorare
calculat ca datorii total raportate la active totale si employee_held este procentul de actiuni detinut de
angajatii companiei în anul 2010.
În primă fază am realizat un OLS simplu si am ajuns la următoarele rezultate. Pentru a prezenta doar
acele rezultate care au un grad semnificativ de relevantă, aceste rezultate nu vor fi cele care vor sta la baza
concluziilor studiului. Doresc să elimin eventualele probleme de heteroskedasticitate si autocorelare a
erorilor.
Tabel 2 – Rezultate prelimiare
Variabila dependentă: PAYOUT_RATIO
Variabila Coeficient Eroarea
Standard t-Statistic Prob.
C 51.17905 2.256827 22.67743 0.0000
BETA -18.10337 1.619815 -11.1762 0.0000
INDICELE_CORUPTIEI -1.736364 0.340386 -5.10116 0.0000
RETURN_ON_EQUITY 0.296298 0.024751 11.97101 0.0000
EMPLOYEE_HELD -0.108676 0.033535 -3.24068 0.0012
GR_INDATORARE -3.103428 1.320223 -2.35068 0.0188
R-squared 0.152141
Adjusted R-squared 0.150224
F-statistic 79.38465
Prob(F-statistic) 0
Sursa: Calcule proprii
Yaseen Hanaan
Politica de dividend în context socio-cultural
Apoi am testat heteroskedasticitatea si autocorelarea. Conform tuturor testelor de
heteroskedasticitate realizate (White, Glejner si Breusch-Pagan-Godfrey) respingem ipoteza
conform căreia erorile sunt homoskedastice.
Doresc să mentionez faptul că problemele de heteroskedasticitate a erorilor în ceea ce
priveste realizarea de modele utilizând date referitoare la informatiile financiare ale companiilor
într-un singur an (cross-sectional) nu prezintă o importantă semnificativă cum se regăseste în
analiza serilor de timp. În literatura de specialitate nu se specifică această problemă sau faptul că
aceasta s-a ajustat într-un anumit fel. Pentru a avea rezultate mai robuste, am eliminat această
heteroskedasticitate.
În ceea ce priveste autocorelarea erorilor, conform corelogramei Q- statistic nu putem
respinge ipoteza conform căreia erorile sunt neautocorelate – valorile pentru p-value fiind foarte
mici (mai mici decât 0.05). Totodată, conform histogramei putem spune ca erorile nu sunt
normal distribuite, dar putem să presupunem că au o distributie leptokuritica, întrucât avem o
valoare a skewness-ului apropiată de 0 si un kurtosis mai mare decât 3.
Tabel 3 - Statistica descriptivă a reziduurilor modelului
Media -0.429806
Mediana -4.137343
Maximul 119.4112
Minimul -178.5294
Deviatia Standard 27.22686
Kurtosis 7.358785
Jarque-Bera Test 1615.479
Probabilitatea asociată 0.0000000 Sursa: Calcule proprii
Am eliminat Heteroskedasticitatea si eventualele probleme în ceea ce priveste
autocorrelarea reziduurilor cu ajutorul HAC (heteroskedasticity autocorrelation consistent)
Newey - West, înmultind varianta erorilor cu 1/ROE (am testat să vad care se potriveste si se
mare ca cea mai bună estimare a matricei de variantă-covariantă a fost aceasta). Am observat că
după această corectie valoarea lui R squarte ajustat a crescut de la 15% la 18% si valoarea
coeficientilor s-a modificat, dar semnul a rămas acelasi.
În urma aplicării Ramsey test putem spune că nu există probleme de liniaritate în model,
întrucât valoarea coeficientului lui PAYOUT_RATIO2
este foarte aproape de 0. Acesta nu este 0
deoarece există probleme în ceea ce priveste homoskedasticitatea si autocorelarea erorilor. În
urma aplicării testului Ramsey Rest test, am observant că modelul este correct specificat, întrucât
se acceptă ipoteza nulă conform căreia modelul este correct specificat.
Am incercat să vad dacă modelul este de forma unuia logarithmic, semi - logaritmic,
reciproc, sau orice combinatie. Refăcând testul asupra acestora ne arată că modelul nu este corect
specificat.
Modelul este unul corect specificat având în vedere inferenta pe baza testului F conform
căreia faloarea lui F statistic de 94.847 mai mare decât valoarea lui F tabelar (2.10) având în
vedere numărul de grade de libertate si valoarea prugul de semnificatie de 0.05. Astfel resping
ipoteza nulă conform căruia modelul nu este valid. De aceea, putem concluziona faptul că în anul
2010, rata de distribuire a dividendelor în tările în curs de dezvoltare a fost influentată în
proportie de 18% de volatilitatea actiunilor companiei comparativ cu piata de capital, de
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
rentabilitatea financiară, de gradul de îndatorare, de indicele de coruptie si de detinerile de
actiuni de către angajatii companiei.
Am testat totodată si stabilitatea modelului cu ajutoru testului Quandt-Andrews unknown
breakpoint test care se aplică în cazul modelelor în care erorile nu sunt homoskedastice si
prezintă autocorelare. Acest test include testul Wald, testul de likelihood ratio si lagrange
multiple. Toate acestea ne indică faptul că se respectă ipoteza nulă conform căreia nu există
puncte de întrerupere probabilitătile asociate fiind mai mari decât 10%.
Variatia ratei de distribuire a dividendelor în tările în curs de dezvoltare în anul 2010 este
explicată în proportie de 18,73% (R2- ajustat) de factorii explicativi din model. Având în vedere
faptul că anul 2010 este unul în care economia începe să urmărească o traiectorie ascendentă,
după efectele crizei financiareputem spune că acest raport de determinare este unul satisfăcător.
Este interesant, într-un studiu ulterior, de testat în ce măsură gradul de îndatorare si rentabilitatea
financiară din anul 2009 (introducând un lag si folosind un model panel care permite să
introducem în acelasi timp si date corss-sectionale si serii de timp) a influentat rata de distrubuire
a dividendelor acordate în 2010 si adaptând în acelsi timp testele ce se pot aplica regresiei de tip
OLS si datelor de tip panel, pentru a ne asigura că analiza este realizată luând în considerare date
robuste si pentru a avea rezulte semnificative din punct de vedere statistic. Astfel, ne putem
asigura ca interpretările de natură economică sunt cât mai bine fundamentate pentru a putea fi
generalizate.
În ceea ce priveste semnificatia parametrilor, putem observa că acestia sunt semnificativi cu
un nivel de încredere de 95%. În toate situatiile valoarea în modul a lui t- statistic este mai mare
dacât valoarea sa critică. Pentru o probabilitate de 95% si un număr semnificativ de grade de
libertate (n-k > mai mare decât 30) valoarea acestui indicator este de 1.645. În tabelul de mai jos
doresc să sintetizez calculul intervalelor de încredere cu un nivel de încredere de 95%. Putem
observa faptul că semnul coeficientilor cu o probabilitate de 95% nu se modifică în nicio situatie,
valoarea minimă si maximă având acelasi semn cu valoarea coeficientului estimat cu ajutoul
OLS.
Variabilă dependentă: PAYOUT_RATIO
Variabila Coeficient Eroare
Standard t-Statistic Prob.
C 60.55386 4.032483 15.01652 0.0000
BETA -21.14527 2.722802 -7.766 0.0000
INDICELE_CORUP
TIEI -2.018243 0.592737 -3.40495 0.0007
RETURN_ON_EQU
ITY 0.170709 0.039925 4.275709 0.0000
EMPLOYEE_HELD -0.106806 0.051141 -2.08848 0.0369
GR_INDATORARE -4.135087 1.981685 -2.08665 0.037
Weighted Statistics
R-squared 0.189298 Mean dependent var 28.79659
Adjusted R-squared 0.187303 S.D. dependent var 36.1401
Unweighted Statistics
R-squared 0.126564 Mean dependent var 28.41931
Adjusted R-squared 0.124413 S.D. dependent var 28.05307
Yaseen Hanaan
Politica de dividend în context socio-cultural
Tabel 4 – Intervale de încredere pentru coeficietii estimati
95%
Variabila Coef. Min Max
C 60.55 51.87 69.24
BETA -21.15 -26.77 -15.52
INDICELE_CORUPTIEI -2.02 -3.32 -0.71
RETURN_ON_EQUITY 0.17 0.09 0.25
EMPLOYEE_HELD -0.11 -0.21 0.00
GR_INDATORARE -4.14 -8.03 -0.24 Sursa: Calcule proprii
Conform acestui model, rata de distrubuire a dividendelor în anul 2010 a fost influentată
semnificativ în sens invers de volatilitatea actiunilor companiei indicată de valoarea
coeficientului beta. Acest rezultat este în concordantă cu ipoteza specificată în capitolul 2 si
demonstrată de literatura de specialitate. Astfel, o crestere a volatilitătii cu 1 punct procentual,
scade rata de dsitribuire a dividendului cu 21 de puncte procentuale. Putem argumenta aici faptul
că în situatia în care actiunile companiei sunt volatile, detinătorii acestora de bazează mai mult
pe speculatie si nu doresc detinerea acestora pe termen scurt pentru a beneficia de dividend.
Astfel, actionarii doresc să realizeze investitii si nu sunt neapărat preocupati să distribuie
dividend având în vedere faptul că actiunile lor sunt detinute mai mult pentru speculatii.
În acelasi timp, se identifică o relatie negativă între mărimea dividendelor si nivelul
coruptiei. Astfel, cu cât o tară este mai coruptă, cu atât companiile ce îsi desfăsoară activitatea în
acea tară distribuie dividende mai mici. Unul dintre motivele pentru care se întamplă acest lucru
poate fi faptul că actionarii în companiile din tări cu un nivel de coruptie ridicat dispun de
venituri prin activităti mai putin legale.
Rentabilitatea financiară a companiei influentează în mod pozitiv rata de distribuire a
dividendelor. O crestere a nivelului ROE cu 1 punct potcentual creste rata de distribuire a
dividendelor cu 0.17 puncte procentuale. Acest aspect este, de asemnea, în concordantă cu
literatura de specialitate si cu intuitiile. Pe de altă parte, am demostrat faptul că un grad de
îndatorare mai mare determină companiile să distribuie dividende mai mici. Acest lucru este
explicat de faptul că din cash flow-ul disponibil rămâne mai putin pentru actionari dacă va creste
obligatia fată de creditori.
Un rezultat interesant, pe care nu l-am regăsit în literatura de specialitate, este faptul că un
număr mai mare de actiuni detinute de către angajatii companiei determină o scădere a ratei de
distribuire a dividendelor. Nu este o scădere foare mare, însă 0.10 puncte procentuale
semnificative cu un nivel de încredere de 95%, pot explica faptul că angajatii nu preferă neapărat
să câstige dividend de pe urma detinerii de actiuni la compania la care sunt angajati, ci probabil
faptul că le detin, le oferă confortul si stabilitatea locului de muncă.
As dori să mentionez faptul că cercetătorii doresc să maximizeze valoarea coeficientului de
determinare a modelului. Faptul că după eliminarea problemelor de heteroskedasticitate si de
autocorelare a erorilor am obtinut un coeficient de determinare mai mare mă face să îmi
stârnească curiozitatea de a realiza aceast model printr-o estimare de tip panel care imi va
permite si variabilitatea în timp a indicatorilor. Vreau sa subliniez, faptul că dacă am obtinut un
R squared mic, de 18% consider că este semnificativ având în vedere conditiile economice
actuale si o multitudine de alti factori care ar putea influenta rata de distribuire a dividendelor.
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
5.Concluzii
Problema identificării motivelor ce stau la baza deciziilor de distribuire de dividende rămân
în continuare de actualitate având în vedere faptul că nu s-au demontrat si nu s-au stabilit clar
care sunt principalii factori determinanti în acest context.
Principalele concluzii ale studiului subliniază faptul că există factori mai putin intuitivi care
au influentat companiile, care îsi desfăsoară activitatea în tările în curs de dezvoltare în anul
2010, să distribuie dividende. Aceste rezultate sunt în concordantă cu literatura de specialitate si
cu ipotezele formulate la începutul studiului. Printre factorii determinanti am identificat gradul
de îndatorare, care influentează semnificativ din punct de vedere statistic si în sens negativ rata
de distribuire a dividendelor, conform ipotezei 1. Totodată, prin intermediul regresiei liniare am
estimat influenta negativă a coruptiei si a faptului că angajatii detin un procent mai mare de
actiuni asupra mărimii dividendelor dintribuite din profitul net (conform ipotezei 2 si 5). De
asemenea, am determinat faptul că la nivelul companiilor în care coeficientul beta este mai mare,
rata de distrubuire a dividendelor este mai mică. Si în final, conform ipotezei 4, rentabilitatea
financiară mare determină actionarii să distribuie dividende mai mari.
Într-un studiu viitor, voi alege o altă modalitate de estimare a acestor coeficienti si voi
extinde baza de date pentru a obtine variabilitate si în timp a indicatorilor. Voi folosi un model
cu date panel care să poată realiza testările necesre asupra datelor (momentan softurile care detin
predefinit aceste modele nu permit acest lucru) care permite introducerea în model si a datelor
cross-sectionale si a unor serii de timp. Totodată, voi aporda metodologia modelelor liniare
ierarhice pentru a estima câte un coeficient beta pentru fiecare tară. Această abordare subliniază
faptul că există efecte indirecte asupra rate de distribuire a dividendelor. De exemplu, asa cum
am demonstrat în prezentul studiu, rata de distribuire a dividentului este influentată de indicele
de percepere a coruptiei, si totodată acest indice ar putea fi influentat de sistemul de drept din
fiecare tară într-o măsură mai mică sau mai mare. Astfel, cu ajutorul modelelor liniare/neliniare
ierarhice voi putea identifica această influentă (care într-o tară ar putea să fie semnificativă, iar în
alta mai putin semnificativă) estimând astfel câte un coeficient Beta pentru fiecare tară, luând în
considerare si anumite efecte indirecte. În plus, există argumente solide si din punct de vedere
statistic pentru a sustine această abordare, care pare să ajute la obtinerea unor rezultate mai
robuste decât aplicarea modelelor de tip OLS sau panel.
Bibliografie
Andrews, D. W. K. (1991). ”Heteroskedasticity and Autocorrelation Consistent Covariance
Matrix Estimation”, Econometrica, 59, 817-858
Agrawal, A., Jayaraman, N. (1994). The dividend policies of All-Equity Firms: A Direct Test of
the Free Cash Flow Theory. Managerial Decision Economics, 15, 139-148.
Brockman, P., Unlu, E. (2009). Dividend Policy, Creditor Rights, and the Agency Costs of Debt.
Journal of financial economics, 92, 276-299.
Brooks, C. (2008). Introductory Econometrics for Finance. Second Edition, Cambridge
University Press, 487-509.
Du, J. (2008). Corruption and Corporate Finance Patterns: An International Perspective.
Pacific Economic Review, 13, 183-208.
Gujarati (2004). ”Basic Econometrics”. Fourth Edition, The McGraw−Hill Companies
Yaseen Hanaan
Politica de dividend în context socio-cultural
Hanousek, J., Kočenda, E., Svejnar, J. (2007). Origin and concentration. The Economics of
Transition, 15, 1-31.
Mauro, P. (1995). Corruption and Growth. Quarterly Journal of Economics 1 10, 681-712.
Miller, M., Modigliani, F. (1961). Dividend Policy, Grow and the Valuation of Shares. The
Journal of Business, 4, 411-433
Miller, M., Rock, K. (1985). Dividend policy under asymmetric information, Journal of Finance,
40, 1031-1052.
Miller, M., Scholes, M., (1982). Dividends and Taxes: Some Empirical Evidence. The Journal of
Political Economy, 90, 1118-1141.
Newey,W.K., West, K.(1987). ”A Simple, Positive Semi-Definite, Heteroskedasticity and
Autocorrelation Consistent Covariance Matrix”, Econometrica, 55, 703-708
Poterba, J., Summers, L. (1985). The economic Effects of Dividend Taxation, NBER Working
Papers 1353, National Bureau of Economic Research.
Ramsey, J. B. (1969). “ Tests for Specification Errors in Classical Linear Least Squares
Regression Analysis”. Journal of the Royal Statistical Society, series B, vol. 31, pp. 350–
371
Roseff, M. (1982). Growth, Beta and Agency Costs as determinants of Dividend Payout Ratios.
The Journal of Financial Research, 3, 249-259
http://www.transparency.org
Top Related