Zmiany tempa wzrostu gospodarczego a decyzje o wypłatach dywidend przez spółki publiczne

Mieczysław Kowerski

Zmiany tempa wzrostu

gospodarczego a decyzje o wypłatach

dywidend przez spółki publiczne

Annales Universitatis Mariae Curie-Skłodowska. Sectio H, Oeconomia 46/1,

115-124

A N N A L E S

U N I V E R S I TA T IS M A R I A E C U R I E - S K Ł O D O W S K A L U B L I N - P O L O N I A

V O L . X L V I, 1 S E C T IO H 2 0 1 2 Wyższa Szkoła Zarządzania i Adm inistracji w Zamościu

M IE C Z Y S Ł A W K O W E R S K I

Zmiany tempa wzrostu gospodarczego a decyzje

o wypłatach dywidend przez spółki publiczne

The changes o f GDP grow th rate and th e dividend decisions o f firm s quoted on stock exchange

W prowadzenie

W dotychczasowych badaniach czynników determinujących decyzje dywidendowe spółek publicznych znacznie większą rangę nadawano zmiennym mikroekonomicznym opisującym sytuację ekonomiczno-finansową firm y niż czynnikom makroekonomicz­ nym 1. Ale spółki nie funkcjonują „w próżni”. N a ich działalność i decyzje znaczący w pływ m a koniunktura gospodarcza, określone rozw iązania prawne, a zwłaszcza podatkowe funkcjonujące w danych kraju, a nawet koniunktura światowa2.

Dlatego celem pracy jest próba określenia w pływ u zm ian tem pa wzrostu gospo­ darczego na decyzje o w ypłatach dywidend w latach 1996-2009 przez spółki krajowe notowane na Giełdzie Papierów Wartościowych w Warszawie.

1 M. K ow erski, M o d e le d ecyzji d yw id e n d o w ych na ro zw in ię ty c h ry n k a c h , [w:] R y n e k

fin a n s o w y w erze za w irow ań, red. P. K arpuś, J. W ęcław ski, U M CS, L ublin 2009, s. 6 6 3-673.

2 Do nielicznych w yjątków n ależy praca; M. Jacob, Taxation, D iv id en d s a n d Sh a re R epurchases: Ta­

k in g E v id e n c e G lobal, 2010, http://ssrn.com /abstract=1532674, w której pokazano p o zy ty w n y w p ły w tem p a

w z ro stu PK B n a decyzje dyw idendow e. R ów nież po p rzed n ie b a d a n ia au to ra p o k azały istotny w p ły w sy tu ­ acji m akroekonom icznej m ierzonej tem p em w z ro stu PK B n a decyzje dyw idendow e sp ó łek notow anych na GPW w W arszaw ie: M. K ow erski, M ikro - i m a kro eko n o m iczn e c zyn n iki kszta łto w a n ia decyzji o w ypłatach

d y w id e n d p r z e z spółki n otow ane na G iełd zie P a p ieró w W artościow ych w W arszawie, Prace N aukow e AE,

n r 1136, W rocław 2006, s. 216-227 oraz idem , W pływ czyn n ikó w m a kro eko n o m iczn ych na decyzje d yw id e n ­

dow e sp ó łe k notow anych na G iełd zie P a p ieró w W artościow ych w W arszawie, Prace N aukow e U E , n r 56,

1. M etoda b adania wpływu tem pa w zrostu gospodarczego na decyzje o w ypłatach dywidend przez spółki publiczne

Do zbadania w pływ u zm ian tem pa wzrostu gospodarczego na decyzje spółek publicznych o wypłatach dywidend zastosowano przekrojowo-czasowe modele logitowe.

W roku t spółka i może podjąć decyzję (7 ) o wypłacie bądź niew ypłacaniu dy­ widendy, na którą w pływ m ają czynniki mikroekonomiczne: sytuacja ekonomiczno­ -finansowa spółki w roku t - 1 (X 1) oraz sytuacja gospodarcza m ierzona tempem w zrostu gospodarczego w roku t - 1 (Z 1), co możemy zapisać:

y = f ( Xt _ u, Z t _j, s u ) (1)

Zm ienna 7 przyjmuje wartość 1, jeżeli spółka i podjęła decyzję o wypłacie dy­ widendy w roku t oraz w artość 0 w przeciwnym w ypadku. M ożna więc powiedzieć, że obserwowana zm ienna zero-jedynkowa reprezentuje nieobserwowalną zm ienną u k ry tą (latent variable), którą jest skłonność spółki do płacenia dywidend3. Bardzo dobrym sposobem opisu takiej sytuacji jest liniowy model logitowy decyzji dyw i­ dendowych postaci:

P \ k

Logityit = ln = a 0 + £ j _Uj + ß z, + sit (2)

1 _ Pit j=1

gdzie:

p t - prawdopodobieństwo w ypłaty dywidendy przez spółkę i w roku t, k - liczba zmiennych mikroekonomicznych.

Do szacow ania param etrów strukturalnych logitowego modelu przekrojowo- -czasowego zastosowano metodę największej wiarygodności.

Istotność poszczególnych param etrów oceniano za pom ocą statystyki t - Studenta natom iast ocenę istotności całego zestawu param etrów przeprowadzono za pom ocą test ilorazu wiarygodności4. Do oszacowania w artości standardowych błędów ocen poszczególnych param etrów zastosowano metodę bootstrap z 600 replikacjam i5.

Do oceny dopasowania modelu do danych empirycznych przyjęto współczynnik determ inacji McFaddena tzw. pseudo R 2, który jest unorm owany na przedział od 0 do 1, przy czym im w yższą wartość osiąga, tym dopasowanie jest lepsze. Dodat­ kowo dopasowanie modelu oceniano za pom ocą zliczeniowego R 2 (count R 2), który jest łącznym procentem trafnych w skazań zer i jedynek 6 oraz ilorazu szans (IS), który jest stosunkiem iloczynu liczb poprawnie zaklasyfikowanych przypadków do

3 G. S. M addala, E k o n o m etria , PW N , W arszaw a 2006, s. 371.

4 M . G ru sz c z y ń sk i, M o d e le i p ro g n o z y zm ie n n y c h ja k o ś c io w y c h w fin a n s a c h i , SGH, W arszaw a 2002, s. 64.

5 B. E fron, B o o tstra p M ethods: A n o th e r L o o k a t th e Ja c k k n ife , „A n n ales o f S tatistics”, vol. 7, n r 1, Ja n u ary 1979, s. 1-26.

ZM IA N Y TEMPA W ZROSTU GOSPODARCZEGO A DECYZJE O WYPŁATACH DYWIDEND.. ₁₁₇

iloczynu liczb przypadków zaklasyfikowanych niepoprawnie. W artość IS w iększa od jedynki oznacza, że klasyfikacja na podstawie modelu jest lepsza od tej, jakiej m ożna oczekiwać przy całkowicie przypadkowej klasyfikacji7.

Model logitowy to liniowy model logitu względem zm iennych objaśniających. Stąd też poszczególne parametry, będąc pochodnymi logitów względem odpowiednich zmiennych objaśniających, są mało użyteczne w interpretowaniu zm ian badanego zjawiska. Dlatego też dużo pow szechniejsza w zastosow aniach je st interpretacja zw iązana bezpośrednio z teoretycznym , obliczonym na podstaw ie oszacowanego modelu, poziomem prawdopodobieństwa, że Y = 18.

N a GPW w Warszawie liczba spółek płacących dywidendy jest znacznie mniejsza niż spółek niepłacących dywidend, tzw. próba niezbilansowana. Dlatego do szacowa­ nia prawdopodobieństw w ypłat dywidend zastosowano metodę optym alną, w której graniczna wartość logitu um ożliwiająca dyskrym inację wynosi:

gdzie: p * to udział jedynek w badanej populacji.

Jeżeli do obliczenia prawdopodobieństwa wypłaty dywidendy zastosujemy formułę:

p = exp(L o g itY - L ogitY 0) = exp(x

f

' 1 + exp(LogitY - L ogitY 0 ) 1 + exp(x

f

to powrócimy do rozkładu logistycznego prawdopodobieństwa, przy czym wartością rozgraniczającą spółki płacące i niepłacące dywidend będzie w artość p * = 0,5 (jak w próbie zbilansowanej)9.

Doboru zmiennych objaśniających dokonano za pomocą metody regresji krokowej, wybierając model o w szystkich param etrach istotnych na poziomie istotności 0,05 i koincydentnych o najwyższej wartości w spółczynnika pseudo R 2, w skład którego weszła zm ienna opisująca tempo wzrostu PKB.

Jeżeli skoncentrujem y się na jednej ze zm iennych objaśniających (np. tem po w zrostu PKB), natom iast co do pozostałych zmiennych objaśniających założymy, że przyjm ą ustalone wartości (np. wszystkie pozostałe zm ienne pozostaną na poziomie mediany), to otrzymamy funkcję prawdopodobieństwa wypłaty dywidendy względem tej wyróżnionej zmiennej objaśniającej, która jest funkcją logistyczną10.

7 Ibidem , s. 83.

8 Ibidem , s. 59.

9 M. K ow erski, A sse ssm e n t o f the E co n o m ic C o n d itio n o f Sm all E n te rp rises w ith L o g it M icro -M a c ro

M odels. T he C a se o f the L u b e lsk ie Voivodship, IEEE C atalog N um ber: 08EX 19995C, L ibrary o f Congres:

10 A nalizę p rzeb ieg u zm ien n o ści tej fu n k cji zaprezentow ano w pracy: M. K ow erski, A sse ssm e n t...

(3)

2. Dane i zm ienne objaśniające

B adaniam i objęto spółki krajow e notowane n a GPW w W arszawie w latach 1995-2009. Brano pod uwagę tylko spółki, których akcje notowane były na giełdzie przez cały rok poprzedzający rok decyzji dywidendowej. Ze względu na odmienny sposób prow adzenia sprawozdań finansow ych wykluczono narodowe fundusze in­ westycyjne. Usunięto też spółki o ujemnych wartościach kapitałów własnych oraz nieprowadzące w danym roku działalności operacyjnej.

Uzyskano w ten sposób roczne zbiory danych przekrojowych dla 14 lat. Po ich połączeniu otrzym ano zbiór danych przekrojowo-czasowych, który składa się łącznie z 2263 obserwacji (spółek - lat).

W raz z rozwojem giełdy w zrastała liczba spółek przyjętych do badania. W 1996 roku do badania przyjęto 44 spółki, natom iast w 2009 roku ju ż 293 spółki.

Zastosow ana m etoda doboru spółek do m odeli przekrojowo-czasowych może powodować obciążenie otrzymanej próby11 spółkam i o nieco lepszej sytuacji eko­ nomiczno-finansowej, gdyż usuwane są spółki o ujemnych kapitałach własnych oraz o bardzo krótkim okresie notowań akcji na giełdzie.

W badaniu przyjęto założenie, iż n a decyzje dywidendowe spółek publicznych wpływ mają czynniki mikroekonomiczne związane z sytuacją ekonomiczno-finansową poszczególnych spółek oraz tem po w zrostu produktu krajowego brutto.

Wybierając zmienne, kierowano się przede wszystkim wynikami dotychczasowych badań przeprowadzonych zwłaszcza na rozwiniętych rynkach kapitałowych12. Łącz­ nie rozpatrzono 55 potencjalnych mikroekonom icznych zmiennych objaśniających, opisujących sytuację ekonomiczno-finansową i rynkow ą badanych spółek13.

3. W yniki estym acji modeli decyzji dywidendowych spółek notowanych na Giełdzie Papierów W artościowych w W arszawie

względem tem pa w zrostu gospodarczego

W w yniku zastosow ania m etody regresji krokowej najlepszym modelem opi­ sującym podejmowane na GPW w W arszawie w latach 1996-2009 przez krajowe spółki publiczne decyzje dywidendowe okazał się model, w skład którego weszły następujące m ikroekonom iczne zm ienne objaśniające:

11 J. J. H eckm an, T he com m on stru ctu re o f sta tistica l m odels o f truncation, sam ple selection a n d a lim ited

d ep en d en t variables a n d a sim ple estim a to r f o r su ch mode, „A nnales o f Econom ic and Social M e asurem ent”

1976, vol. 5, n r 4, s. 120-137. 12 M. K ow erski, M odele...

13 Szczegółow y opis ro zp atry w an y ch zm ien n y ch objaśniających, zob. M. K ow erski, E k o n o m iczn e u w a ­

ru n k o w a n ia d ecyzji o w y p ła ta ch d y w id e n d p r z e z sp ó łk i p u b liczn e , W ydaw nictw o K onsorcjum A kadem ickie,

ZM IA N Y TEMPA W ZROSTU GOSPODARCZEGO A DECYZJE O WYPŁATACH DYWIDEND.. ₁₁₉

Yt1 - Decyzja o w ypłacie dywidendy w roku t-1, która jest m iarą zjawiska lepkości (sztywności) dywidend.

X4t-1 - W spółczynnik zm ienności cen akcji w roku poprzedzającym rok decyzji dywidendowej obliczany jako iloraz różnicy maksym alnej ceny w ciągu roku i jej ceny w końcu tego roku do ceny m aksym alnej, który jest m iarą ryzyka inwestowania w daną spółkę.

X i2bt-1 - Logarytm naturalny w artości aktywów ogółem w cenach stałych w roku poprzedzającym rok decyzji dywidendowej, będący m iarą wielkości spółki. X 16t-1 - W skaźnik kapitału zakładowego do kapitału własnego w końcu roku p o ­ przedzającego rok decyzji dywidendowej, będący m iarą dojrzałości spółki. X 29at-1 - W skaźnik w artości rynkowej do w artości kapitałów własnych w roku

poprzedzającym rok decyzji dywidendowej, będący m iarą możliwości inwestycyjnych spółki.

X 31t - zm ienna przyjm ująca wartość 1, jeżeli spółka należy do sektora banko­ wego, i wartość 0 w przeciwnej sytuacji w roku podejm owania decyzji dywidendowej.

Zaskoczeniem może być brak często występującej w tego typu modelach zm ien­ nej opisującej rentowność spółki, ale okazała się ona silnie skorelowana z tempem w zrostu PKB, obniżając jego istotność. Dlatego ze względu na problem badawczy zrezygnowano ze zmiennej opisującej rentowność.

W latach 1996-2009 chętniej decyzje o wypłacie dywidend podejmowały spółki, które to uczyniły w poprzednim roku oraz które w poprzednim roku były większe, dojrzalsze, miały mniejsze możliwości inwestycyjne i były mniej ryzykowne. Chętniej w ypłacały dywidendy banki niż spółki z pozostałych sektorów. D odatnia i istotna statystycznie wartość param etru przy zmiennej Z t oznacza, że spółki chętniej płaciły dywidendy w okresach korzystniejszej koniunktury gospodarczej mierzonej tempem w zrostu PKB.

W spółczynnik determinacji pseudo R 2 w yniósł 0,3515. Stosunkowo niska jego wartość jest typow a dla modeli opartych na dużych zbiorach m ikrodanych14. Łączny odsetek trafnych wskazań, czyli zliczeniowy R 2 w yniósł 82,59%.

Jednoprocentowa zm iana wartości PKB wywołuje niewielki wzrost prawdopo­ dobieństwa w ypłat dywidend. Jeżeli założymy, że w artości m ikroekonom icznych zmiennych objaśniających pozostaną na poziomie średnich arytm etycznych z okresu badania, to jednoprocentow y w zrost dynam iki PKB w roku poprzedzającym rok decyzji dywidendowej w cenach stałych powodował w zrost prawdopodobieństwa w ypłaty dywidendy w roku bieżącym o 0,023.

Obliczenia relacji param etrów przy zmiennych mikroekonom icznych do oszaco­ wanej wartości param etru ß wskazują na to, iż jednostkow y w zrost w artości zm ien­ nych mikroekonomicznych powodował znacznie większą reakcję prawdopodobieństw w ypłat dywidend niż jednostkow y w zrost PKB.

T abela 1. N ajlepszy m odel opisujący zależność p o m ięd zy d ecyzjam i o w y p łatach dyw idend w roku

t a sy tu a cją ekon o m iczn o -fin an so w ą sp ó łek i tem p em w z ro stu PK B

W yszczególnienie P aram etr Poziom istotności

Stała -0,693 0,002 Y_t-1 2,540 <0,001 X_4t-1 -0,022 <0,001 X_12bt-1 0,182 <0,001 X 16t-1 -1,907 <0,001 X_29at-1 -0,113 <0,001 X_31t 0,659 0,036 Z_1t-1 0,100 0,008

W sp ó łczy n n ik d eterm in acji pseudo R 2 0,3515 Z liczeniow y (count) R 2 (%) 82,59

Iloraz szans 18,96

Uwaga: W szystkie standardowe błędy ocen parametrów szacowano metodą bootstrap przy 600 replikacjach Źródło: Obliczenia własne w programie STATA.

Decydujące znaczenie dla wartości prawdopodobieństw w ypłat dywidend w roku bieżącym m a to, czy spółka płaciła, czy też nie płaciła dywidendy w roku poprzed­ nim , co potw ierdza hipotezę o lepkości polityki dywidend spółek notowanych na GPW w Warszawie.

Jeżeli wartości zmiennych objaśniających przyjmiemy na poziomie średnich aryt­ metycznych, to najwyższymi prawdopodobieństwami wypłat dywidend charakteryzują się banki, które rok wcześniej wypłaciły dywidendy (0,778), nieco mniejszymi pozostałe spółki, które rok wcześniej wypłaciły dywidendy (0,644). Prawdopodobieństwo wypłaty dywidendy przez bank, który rok wcześniej nie płacił dywidendy, wynosi 0,216, nato­ miast przez spółkę niebędącą bankiem, która rok wcześniej nie płaciła dywidend - 0,125. Dla wybranych grup spółek obliczono także wartości punktów przegięcia tem pa w zrostu PKB przy założeniu, że wartości mikroekonom icznych zmiennych objaś­ niających są odpowiednio niekorzystne, przeciętne lub korzystne z punktu widzenia decyzji dywidendowych15. Przy założeniu takich samych wartości m ikroekonom icz­

15 Spółki o niekorzystnej sy tu acji to spółki osiągające w arto ści zm iennych m ikroekonom icznych n a p o ­ ziom ie dolnego k w a rty la w p rz y p a d k u zm iennych stym ulant (o dodatnich w arto ściac h param etrów ) i górnego k w a rty la w p rz y p a d k u zm iennych d esty m u lan t (o ujem nych w arto ściac h param etrów ). Spółki o przeciętnej

ZM IA N Y TEMPA W ZROSTU GOSPODARCZEGO A DECYZJE O WYPŁATACH DYWIDEND.. ₁₂₁

nych zmiennych objaśniających punkty przegięcia dla spółek płacących dywidendy w poprzednim roku przyjmują znacznie mniejsze wartości niż dla spółek niepłacących dywidend. Oznacza to, że spółki płacące dywidendy w poprzednim roku wchodzą w fazę ham owania w ypłat dywidend przy znacznie niższym tempie w zrostu gospo­ darczego niż spółki, które nie płaciły dywidend rok wcześniej. Przy tych samych w artościach m ikroekonom icznych zm iennych objaśniających najwcześniej w fazę ham owania wchodzą banki, które w ypłaciły dywidendy rok wcześniej.

T ablica 2. W artości p u n k tó w p rzeg ięcia te m p a w z ro stu PK B dla w ybranych g rup spółek

W yszczególnienie

W artości p u n k tó w przeg ięcia p rzy założeniu, że w a rtości m ikroekonom icznych zm iennych

objaśniających są

niekorzystne p rzeciętne k orzystne

Spółki niebędące bankam i,

k tó re nie p ła c iły dyw idend w p o p rzed n im roku 26,5 14,5 6,0 Banki, które nie p łaciły dyw idend w p o p rzed n im roku 19,9 8,0 -0,6

Spółki niebędące bankam i,

k tó re p ła c iły dyw idendy w p o p rzed n im roku 1,2 -10,8 -19,3

Banki, które p łaciły dyw idendy w p o p rzed n im roku -5,4 -17,4 -25,9

Źródło: Obliczenia własne.

W latach 1995-2008 tempo w zrostu PKB przyjm owało w artości od 1,2% do 7,0%. Przy tym zakresie zm ian tem pa w zrostu PKB tylko nieliczne spółki m iały możliwość przejścia z fazy przyspieszania w fazę ham owania lub odwrotnie. Dla przykładu spółki niebędące bankami, które wypłaciły dywidendy w roku poprzednim, a charakteryzowały się niekorzystnymi wartościami mikroekonomicznymi zmiennych objaśniających, przechodziły z fazy przyspieszania w fazę ham owania przy dynamice PKB w roku poprzednim na poziomie 1,2%. Z kolei spółki niebędące bankam i, które nie w ypłaciły dywidend w roku poprzednim , a charakteryzow ały się korzystnym i w artościam i zmiennych mikroekonom icznych, przechodziły z fazy przyspieszania w fazę ham owania przy dynamice PKB w roku poprzednim na poziomie 6,0%.

Prawdopodobieństwo w ypłaty dywidendy w bieżącym roku przez spółkę nie- będącą bankiem , która w poprzednim roku nie w ypłaciła dywidendy, a wartości

sy tu a cji to spółki o w a rtościach zm ien n y ch m ikroekonom icznych n a poziom ie m ediany. Spółki o k orzyst­ nej sy tu acji to sp ó łk i osiągające w a rtości zm iennych m ikroekonom icznych n a poziom ie górnego k w arty la w p rz y p a d k u zm ien n y ch sty m u lan t (o dodatnich w a rtościach param etrów ) i dolnego k w a rty la w p rzy p ad k u zm ien n y ch d esty m u lan t (o ujem nych w a rtościach param etrów ).

m ikroekonom icznych zm iennych objaśniających były niekorzystne w przypadku gdyby w poprzednim roku tem po wzrostu PKB wyniosło 1°%, wynosi 0,072. N ato­ m iast prawdopodobieństwo w ypłaty dywidendy przez tę sam ą spółkę w przypadku gdyby w poprzednim roku tempo w zrostu PKB wyniosło 7% - wynosi 0,124. Jeżeli jednak wartości zmiennych mikroekonomicznych byłyby korzystne, to przy wzroście tem pa PKB z 1°% do 7% prawdopodobieństwo, że taka spółka w ypłaci dywidendę, w zrasta z 0,377 do 0,524. W przypadku spółki niebędącej bankiem o niekorzystnych wartościach zmiennych mikroekonomicznych, która płaciła dywidendę w poprzed­ nim roku, prawdopodobieństwo w ypłaty dywidendy przy wzroście PKB z 1% do 7% w zrasta z 0,496 do 0,642. Ale jeżeli jest to spółka o korzystnych wartościach zm iennych m ikroekonomicznych, to prawdopodobieństwo w ypłaty dywidendy przy wzroście PKB z 1% do 7% w zrasta z 0,885 do 0,933.

Tablica 3. P rz y ro sty praw dopodobieństw w y p łat dyw idend przez w ybrane g ru p y spółek w w y n ik u zm ian tem p a w z ro stu PK B z m in im aln eg o n a m aksym alne

W yszczególnienie

P rz y ro sty praw dopodobieństw w y p ła t dyw idend p rzy założeniu, że w a rtości m ik ro ek o n o m icz­

nych zm iennych objaśn iających są

niekorzystne p rz e c iętne n iekorzystne Spółki n iebędące bankam i,

k tó re nie p ła c iły dyw idend w p o p rzed n im roku 0,052 0,115 0,148

Banki, które nie p łaciły dyw idend w p o p rzed n im ro k u 0,084 0,143 0,142

Spółki n iebędące bankam i,

k tó re p łaciły dyw idendy w p o p rzed n im roku 0,146 0,091 0,049 Banki, które p łaciły dyw idendy w p o p rzed n im roku 0,121 0,057 0,028

Źródło: Obliczenia własne.

Najwyższymi prawdopodobieństwami wypłat dywidend w bieżącym roku charak­ teryzują się banki, które płaciły dywidendy rok wcześniej: jeżeli wartości zmiennych mikroekonom icznych są korzystne, to przy wzroście PKB z 1% do 7% prawdopodo­ bieństwo w ypłaty dywidendy w zrasta z 0,937 do 0,964.

Zakończenie

Przeprowadzone badania pokazały, że spółki publiczne, podejmując decyzje o w y­ płatach dywidend, kierują się przede wszystkim oceną swojej sytuacji ekonomiczno- finansow ej ale także, choć w m niejszym stopniu, zw racają uwagę na koniunkturę gospodarczą w kraju. W przypadku wysokiego tem pa w zrostu PKB w roku

po-Rys. 1. Z m ian y praw dopodobieństw w y p ła t dyw idend przez w ybrane g rupy sp ó łek w zależności od te m p a w z ro stu PK B w p o p rzed n im roku p rzy założeniu, że w arto ści m ikroekonom icznych zm iennych objaśniających są odpow iednio niekorzystne, p rzeciętne lub ko rzy stn e z p u n k tu w id zen ia decyzji dyw idendow ych

Z M IA N Y T E M P A W Z R O S T U GOSPODARCZEGO A D E C Y Z JE O W Y P Ł A T A C H D Y W ID E N D .. 1 2 3

Spółki niebędące bankami, które nie płaciły Banki, które nie płaciły dywidend Spółki niebędące bankami, które płaciły Banki, które płaciły dywidendy dywidend w poprzednim roku w poprzednim roku dywidendy w poprzednim roku w poprzednim roku

przednim przyrosty prawdopodobieństw w ypłat dywidend w roku bieżącym spółek dotychczas niepłacących dywidend są wyższe niż spółek płacących dywidendy, gdy w artości zmiennych mikroekonom icznych są przeciętne lub korzystne. Potwierdza to hipotezę, że w okresach dobrej koniunktury gospodarczej wiele spółek dotych­ czas niepłacących dywidend rozpoczyna płacenie. Natom iast w okresach niskiego tem pa w zrostu PKB dyw idendy płacą przede wszystkim spółki, które to czyniły wcześniej16. Jest jednak pewien warunek: w okresach dobrej koniunktury znacznie w zrasta prawdopodobieństwo rozpoczęcia (lub powrotu do wcześniej przerwanych wypłat) spółek o co najmniej przeciętnej sytuacji ekonomiczno-finansowej. Znaczna poprawa koniunktury powoduje tylko nieznaczny wzrost prawdopodobieństw w ypłat dywidend przez spółki o gorszej niż przeciętna sytuacji ekonomiczno-finansowej, które nie płaciły dywidend w poprzednim roku. Dużo bardziej w zrastają prawdopo­ dobieństwa w ypłat dywidend w roku t przez spółki o gorszej niż przeciętna sytuacji ekonomiczno-finansowej, które płaciły dywidendy w poprzednim roku.

The changes o f GDP grow th rate and the dividend decisions o f firm s quoted on stock exchange

T h e m a jo rity o f a n a ly s e s are c o n c e n tra te d o n m ic ro e c o n o m ic d e te rm in a n ts o f th e f ir m s ’ d iv id e n d d e c is io n s (sp e c ia lly th e size, p ro fita b ility , in v e s tm e n t o p p o rtu n itie s , m a tu rity , le v e ra g e a n d ris k o f th e firm ). H o w ev er, th e s e a re n o t o n ly d e te rm in a n ts. In th e p a p e r u sin g th e d a ta o f c o m p a n ie s q u o te d in th e y e a rs 1 9 9 5 -2 0 0 9 o n W a rsa w S to c k E x c h a n g e , it w a s sh o w n th a t th e p ro b a b ility o f p a y in g d iv id e n d s in c re a s e s w ith th e in c re a se o f G D P g ro w th rate. T h e im p ro v e m e n t o f e c o n o m ic c o n d itio n s is th e p e rio d to s ta rt p a y in g d iv id e n d s b y th e f irm s w h ic h n e v e r p a id a n d by f irm s w h ic h d id n o t p a y la s t y e a r b u t did p a y in p re v io u s y e a rs. B u t e v e n th e sig n ific a n t g ro w th o f G D P ra te h a s little im p a c t o n th e g ro w th o f p ro b a b ility o f p a y in g d iv id e n d s b y th e c o m p a n ie s w ith th e w o rse th e n av e ra g e e c o n o m ic a n d fin a n c ia l c h a ra c te ristic s .

16 M. K ow erski, W pływ d o tych cza so w ych stra teg ii dyw id e n d o w ych na bieżące decyzje o w y p ła ta ch