Polityka dywidendy a struktura akcjonariatu : studium przypadku z użyciem modelu Lintnera

Urszula Wójcikowska, Rafał

Wójcikowski

Polityka dywidendy a struktura

akcjonariatu : studium przypadku z

użyciem modelu Lintnera

Studia i Prace Wydziału Nauk Ekonomicznych i Zarządzania 10, 320-326

URSZULA WÓJCIKOWSKA RAFAŁ WÓJCIKOWSKI

POLITYKA DYWIDENDY A STRUKTURA AKCJONARIATU - STUDIUM PRZYPADKU Z UŻYCIEM MODELU LINTNERA

M odel Lintnera i jego testowanie w polskich realiach

Analiza podziału dochodu spółki na część zatrzymaną oraz tą wyprowa­ dzoną na zewnątrz w kierunku akcjonariuszy jest dla niej jednym z ważniej­ szych problemów decyzyjnych firmy. W literaturze mowa jest w tym miejscu o strategii, najczęściej długoterminowej w zakresie tzw. polityki dywidendy.

Pierwsze badania w tym zakresie przedłożył John Lintner [6], który wyka­ zał zależność wypłacanej dywidendy zależy m.in. od wcześniejszych wypłat. Metodologia przeprowadzonego badania została szerzej opisana w pracy Pie­ trzak, Wójcikowski [11]. Wspomniano także, że Lintner wyselekcjonował 15 czynników, które wpływają na podejmowane decyzje.1 w zakresie dywidendy, które następnie poddano analizie. Jednym z nich był czynnik nazwany przez autora „udziałem w ogóle głosów poszczególnych grup akcjonariuszy.

W niniejszym referacie szczególna uwaga zostanie zwrócona właśnie na ten czynnik, podjęta zostanie próba konstrukcji zmiennych, które zobrazują badany problem i a ich analiza odpowie na pytanie, czy struktura akcjonariatu wpływa długookresowo na prowadzoną politykę dywidendy.

Pierwotnie Lintner [6] sformułował następujący model:

DDit = a , + c,(D*t - D ,(t-1)) + u ^ (1) gdzie: 1 A n a l i z o w a n e w i e l k o ś c i d o t y c z y ł y m . i n . w y d a t k ó w i n w e s t y c y j n y c h , s t ó p w y p ł a t y d y w i d e n d y , z a d ł u ż e n i a , w i e l k o ś c i f i r m y , w s k a ź n i k a C / Z , p ł y n n o ś c i , z m i e n n o ś c i w y n i k u f i n a n s o w e g o , k a p i t a ­ l i z a c j i r y n k o w e j , w y p ł a t y d y w i d e n d y a k c j a m i , c z ę s t o ś c i d o k o n y w a n y c h s p l i t ó w o r a z w i e l k o ś c i i u d z i a ł u w g ł o s a c h p o s z c z e g ó l n y c h g r u p a k c j o n a r i u s z y .

U R S Z U L A W Ó J C I K O W S K A , R A F A Ł W Ó J C I K O W S K I

Po l i t y k a d y w i d e n d y a s t r u k t u r a ... 321

D *t = ^ (2)

D* - dywidenda, jaką firma wypłaciłaby w okresie t , gdyby wartość wypłaty była ustalana wyłącznie na podstawie docelowej stopy wypłaty ( r ) .

r - docelowa stopa wypłaty dywidendy,

P t - zysk netto w roku t,

A D it - zmiana wypłacanej dywidendy,

D t, D t _ 1 - dywidendy wypłacone odpowiednio w roku t i t - 1,

c i - część różnicy, miedzy docelowym poziomem dywidendy a

rzeczywistą wypłatą w poprzednim roku. Sierpińska [13 s. 102] nazywa ten współczynnik stopą zmiany dywidendy, a Paliwoda [8 s. 76] współczynnikiem korygującym.

Inna postać modelu, po przekształceniach:

D t = a . + b .p1t + d iD i(t-1) + u ^ (3)

gdzie: b i = c ir i a d i = (1 - c ) i jest nazywane współczynnikiem bezpieczeństwa. Pierwszą próbę testu modelu Lintnera [6] na polskim rynku kapitałowym podjęła Paliwoda [13, s. 118-23]. Autorka przetestowała dwa modele:

DPSt = a: + b:EPSt (4)

DPSt = a2 + b2EPSt + c2DPSt-i. (5)

Jedną z kolejnych prób dla były specyfikacje Pietrzak, Wójcikowski [11]. Przeprowadzono badania dla sześciu następuj ących modeli:

Dit = ai + biPit (M1)

Dit = ai + biEBITit (M2)

Dit = ai + biCFit (M3)

Dit = ai + biPit + diDi(t-1) (M4)

Dit = ai + biEBITit + diDi(t-t) (M5)

Dit = ai + biCFit + diDi(t-1) (M6)

Specyfikacja modeli, nawiązywała do samego modelu Lintnera [6] oraz te­ zy Famy [4] o wyższości zysku netto nad innymi miarami efektywności w za­ kresie zmian wypłacanej dywidendy.

Model Lintnera a struktura akcjonariatu

Podczas weryfikacji modelu Lintnera [6] na polskim rynku kapitałowym zauważono, że uzyskiwane specyfikacje modeli były wrażliwe na przyj ętą pró­

bę spółek wybranych do badania. Pojawił się problem heteroskedastyczności składnika losowego, za każdym razem konieczna była odpowiednia korekta estymacji Pietrzak, Wójcikowski [11]. W toku dalszych badań wydzielono trzy następujące podgrupy spółek:

- Grupa spółek o dość mocno rozdrobnionym akcjonariacie bez wyraźne­ go wskazania inwestora strategicznego;

- Grupa spółek o dominującym akcjonariacie Skarbu Państwa lub akcjonariacie powiązanym ze Skarbem Państwa;

- Grupa spółek o dominującym akcjonariacie prywatnym bądź korpora­ cyjnym.

Postanowiono dokonać weryfikacji testu modelu dla tak zdefiniowanych podgrup. W wyniku badań przeprowadzonych okazało się, że model Lintnera [6] lepiej opisuje podmioty z grupy A, słabiej z grupy C, natomiast nie widać wyraźnego potwierdzenia zależności w grupie B.

Próba testowa to dane o wypłatach dywidendy, zyskach i przepływach pie­ niężnych spółek notowanych na GPW w Warszawie w latach 2001-2005. Bada­ niami objęto wszystkie spółki notowane na GPW. Do oszacowania modeli uży­ to danych o spółkach, które w tym okresie płaciły dywidendy przynajmniej w dwóch kolejno po sobie następuj ących latach. Banki zostały usunięte z próby ze względu na nieporównywalność danych. Do szacowania parametrów modeli użyto ok. 150 obserwacji. Parametry modeli oraz wartości statystyk podano w trzech tabelach na końcu pracy. Dane do badania pochodziły z rocznych rapor­ tów jednostkowych publikowanych przez spółki notowane na GPW. Przedsta­ wione model spełniają całość spektrum założeń Gaussa-Markova dla liniowych modeli ekonometrycznych.

Wnioski końcowe

Po przeprowadzeniu badań udało się nakreślić następujące wnioski:

1. Badane modele charakteryzują najlepsze wyniki, zarówno pod wzglę­ dem istotności, jak i dopasowania, uzyskano dla specyfikacji M1 i M4. Jest to zbieżne z wynikami, jakie osiągnął w swoich badaniach Lintner oraz Pietrzak, Wójcikowski [11].

2. Porównuj ąc specyfikacje modele dla grupy A, B oraz C, okazuje się, że grupa A ma lepsze statystyki. Może to świadczyć o rosnącej świadomo­ ści menedżerów co do istotności problemu dywidendy i większej dbało­

U R S Z U L A W Ó J C I K O W S K A , R A F A Ł W Ó J C I K O W S K I

Po l i t y k a d y w i d e n d y a s t r u k t u r a ... 323

ści o politykę gdy akcjonariat jest rozdrobniony i nie ma wyraźnego inwestora strategicznego.

3. Grupa B czyli wyniki badań nad spółkami związanymi ze Skarbem Państwa, wskazują na brak długofalowej polityki dywidendy. Dywi­ denda jest tutaj instrumentem polityki budżetowej, zależnej od wielko­ ści deficytu budżetowego oraz możliwości organizacji przychodów z prywatyzacji. Ponadto polityka w tych spółkach jest niespójna, nazna­ czona okresami o charakterze wyborczym.

4. Grupa C charakteryzuje się spójną polityką dywidendową, jednak jest ona często elementem większej całości jaką jest polityka grupy kapita­ łowej czy holdingu korporacyjnego, do którego należy podmiot.

Tabela 1. Oszacowania MNK parametrów modeli M1-M6 dla spółek z grupy „A”

Współczynniki przy zmiennych objaśniających

at Pt EBITt CFt Dt-i Model _{(t) (t) (t) (t) (t)} R2 M1 422,9_1,25 0,59_18,1 81 % M2 1 472,7_1,39 0,46_14,4 66% M3 3373,6 — — 0,26 — 51% 1,99 10,8 M4 -329,0 0,42 0,50 80% -1,11 12,9 4,2 M5 -314,6_-0,6 — 0,38_7,3 — 0,71_7,2 69% M6 124,8_0,81 0,14_4,90 0,86_5,11 54%

Źródło: Opracowanie własne na podstawie danych finansowych publikowanych przez spółki notowane na GPW w latach 2001-2005. Obliczenia w programie GRETL

Wnioski ekonomiczne z przeprowadzonych badań wskazuj ą na wzrost roli kultury korporacyjnej w spółkach giełdowych. Wynika z nich, że najszybciej postępuje ona w spółkach o akcjonariacie prywatnym i rozdrobnionym (korpo­ racyjnym). Natomiast w spółkach Skarbu Państwa jeszcze daleka droga do po­ ziomu Zachodu. Być może weryfikowalność innych teorii finansowych na pol­ skim rynku kapitałowym także jest obarczona swoistym błędem wynikaj ącym ze struktury akcjonariatu.

Model Lintnera [6] potwierdził wiec swoją prawdziwość na polskim rynku kapitałowym także przy podziale badanych spółek na grupy o zróżnicowanej strukturze akcjonariatu. W kolejnym badaniu autorzy planuj ą potwierdzić te fakty próbą weryfikacji jakości predykcji uzyskiwanej dzięki zastosowaniu

tychże modeli. Będzie to możliwe po dokonaniu w spółkach podziału zysku za rok 2006.

Tabela 2. Oszacowania MNK parametrów modeli M1-M6 dla spółek z grupy „B”

Współczynniki przy zmiennych objaśniających

at Pt EBITt CFt Dt-i Model (t) (t) (t) (t) (t) R2 M1 660,1 0,47 _ _ _ 71 % 0,60 4,9 M2 1 406,0_0,84 0,69_4,93 60% M3 1 876,9 _ _ 0,55 _ 45% 1,21 2,2 M4 -742,0 0,47 _ _ 0,55 69% -0,63 3,62 1,82 M5 -282,1_-0,68 0,47_3,43 0,81_3,47 63% M6 162,3_0,44 0,057_2,90 0,36_2,72 51%

Źródło: Opracowanie własne na podstawie danych finansowych publikowanych przez spółki notowane na GPW w latach 2001-2005. Obliczenia w programie GRETL Tabela 3. Oszacowane MNK parametrów modeli M1-M6 dla spółek z grupy „C”

Współczynniki przy zmiennych objaśniających

at Pt EBITt CFt Dt-i Model _{(t) (t) (t) (t) (t)} R2 M1 640,9 0,51 _ _ _ 52 % 0,73 11,5 M2 1 721,4_1,24 0,42_13,6 45% M3 2 022,9_1,31 _ _ 0,32_10,1 _ 40% M4 -606,1_-0,84 0,39_10,0 0,43_3,86 50% M5 -214,6 _ 0,10 _ 1,23 48% -0,45 6,4 5,7 M6 46,1_0,64 0,17_5,49 0,96_6,1 41%

Źródło: Opracowanie własne na podstawie danych finansowych publikowanych przez spółki notowane na GPW w latach 2001-2005. Obliczenia w programie GRETL

Ma to istotne znaczenie dla inwestorów próbujących na jego podstawie przewidywać wysokość przyszłych dywidend oraz dla wyceny wartości spółki w modelach dochodowych, oparty są na wielkościach przyszłych dywidend. Literatura

1. Benartzi S., Michaely R., Thaler R.: D o c h a n g e s i n d i v i d e n d s s i g n a l t h e f u t u r e o r

U R S Z U L A W Ó J C I K O W S K A , R A F A Ł W Ó J C I K O W S K I

Po l i t y k a d y w i d e n d y a s t r u k t u r a ... 325

2. Bond M., Mougoue M.: C o r p o r a t e d i v i d e n d p o l i c y a n d t h e p a r t i a l a d j u s t m e n t

m o d e l , Journal of Economics and Business Volume 43, Issue 2 , May 1991, s. 165­

178.

3. Dewenter K., Warther V.: D i v i d e n d s , a s y m m e t r i c i n f o r m a t i o n , a n d a g e n c y c o n ­ f l i c t s : e v i d e n c e f r o m a c o m p a r i s o n o f t h e d i v i d e n d p o l i c i e s o f J a p a n e s e a n d U .S .

f i r m s , Journal of Finance, Vol. 53, Issue 3, s. 879-904.

4. Fama E., Babiak H.: D i v i d e n d p o l i c y : A n e m p i r i c a l a n a l y s i s , Journal of the Ameri­ can Statistical Association 63(324)/1968, s. 1132-61.

5. Goergen M., Rooneborg L., Correia da Silva L.: D i v i d e n d p o l i c y o f G e r m a n f i r m s . A d y n a m i c p a n e l d a t a a n a l y s i s o f p a r t i a l a d j u s t m e n t m o d e l s , ECGI, July 2004. 6. Lintner J., D i s t r i b u t i o n o f i n c o m e s o f c o r p o r a t i o n s a m o n g d i v i d e n d s , r e t a i n e d e a r n ­

i n g s a n d t a x e s . American Economic Review, 46/1956, s. 97-113.

7. McDonald J., Jacquillant B., Nussenbaum M., D i v i d e n d , i n v e s t m e n t a n d f i n a n c i n g d e c i s i o n s : E m p i r i c a l e v i d e n c e o n F r e n c h f i r m s , Journal of Financial and Quantita­ tive Analysis 10/1975, s. 741-755.

8. Paliwoda G., P r z e g l ą d m a t e m a t y c z n y c h m o d e l i u s t a l a n i a p o z i o m u w y p ł a t d y w i d e n ­

d y , Zeszyty Naukowe AE w Krakowie, Kraków 1997.

9. Paliwoda G., P r ó b a m o d e l o w e g o u j ę c i a p o l i t y k i d y w i d e n d w s p ó ł k a c h k a p i t a ł o ­

w y c h , dysertacja doktorska, AE w Krakowie, Kraków 1999, s. 118-123.

10. Pandey I., C o r p o r a t e d i v i d e n d p o l i c y a n d b e h a v i o u r : T h e M a l a y s i a n e v i d e n c e , Asian Academy of Management Journal 8(1)/2003, s.17-32.

11. Pietrzak T., Wójcikowski R., M o d e l L i n t n e r a n a p o l s k i m r y n k u k a p i t a ł o w y m , Inwe­ stycje Finansowe i Ubezpieczenia - tendencje światowe a rynek polski, Wydawnic­ two AE Wrocław, 2006,

12. Shevlin T., A u s t r a l i a n c o r p o r a t e d i v i d e n d p o l i c y : E m p i r i c a l a n a l y s i s , Accounting and Finance, Vol.1 No. 22 May 1982, s. 1-22.

13. Sierpińska M., P o l i t y k a d y w i d e n d y w s p ó ł k a c h k a p i t a ł o w y c h , PWN, Warszawa - Kraków 1999.

STRESZCZENIE

Model Lintnera z powodzeniem przechodził kolejne weryfikacje empiryczne. Jego słuszność została potwierdzona na wielu rynkach świata, zarówno dojrzałych, jak i wschodzących. Prezentowany artykuł jest próbą weryfikacji modelu na polskim rynku kapitałowym w tym uwzględniając różnorodność podmiotów ze względu na strukturę

akcjonariatu. Uzyskane wyniki potwierdzają prawdziwość modelu oraz pozwalają stwierdzić, że spośród badanych wielkości zysk netto oraz struktura akcjonariatu najle­ piej objaśnia zmiany wypłacanych dywidend. Pozytywna weryfikacja empiryczna mo­ delu ma istotne znaczenie dla inwestorów próbujących na jego podstawie antycypować wysokość przyszłych dywidend.

DIVIDEND AND STRUCTURE OF SHAREHOLDERS - THE LIN TN ER’S M ODELING

SUMMARY

The Lintner’s model, has been successfully tested on numerous world markets, both developed and emerging ones. The article is an attempt to verify the model on the Polish market and structure of the shareholders. The estimations confirm the model holds and earnings and structure of shareholders best explain the dividend changes. Positive empirical model verification is significant not only for investors applaying it to anticipate future dividends, but also for equity valuation in DCF models based on future dividends. T r a n s l a t e d b y R . W ó j c i k o w s k i D r U r s z u l a W ó j c i k o w s k a Uniwersytet Łódzki urszula.wojcikowska@interia.pl D r R a f a ł W ó j c i k o w s k i Politechnika Łódzka rafal.wojcikowski@interia.pl