Исследование влияния реформы дивидендного налогообложения на структуру капитала фирм, Анализ результатов тестирования гипотез - Влияние персонального налогообложения на выбор структуры капитала на примере фирм Китая

В данной главе приводятся результаты тестирования разработанной в предыдущей главе модели и делаются выводы о проверке сформулированных гипотез. Кроме того, здесь представлено обсуждение полученных результатов с точки зрения их устойчивости и надежности выбранных прокси-переменных.

Анализ результатов тестирования гипотез

Для тестирования выдвинутых гипотез были оценены модели (11) и (12) с помощью пакета программ STATA-13, при этом использовалось три разных эконометрических метода:

    - Метод наименьших квадратов с фиксированными эффектами (далее - МНК ФЭ), - Обобщенный метод моментов Ареллано-Бонда (далее - ОММ АБ), - Обобщенный метод моментов Бланделла-Бонда (далее - ОММ ББ).

В случае применения ОММ АБ и ОММ ББ проводились тесты на адекватность инструментов: тест Саргана и тест Ареллано-Бонда на отсутствие автокорреляции.

Результаты оценивания модели (11) для тестирования Гипотез 1.1, 2.1 и 3.1 приведены в Таблице 3.

Таблица 3. Результаты тестирования модели (11)

Переменная

Ожидаемый знак

Коэффициента

Коэффициент

МНК ФЭ

ОММ AБ

ОММ ББ
    0,392*** (0,022)
    0,482*** (0,079)
    0,734*** (0,042)
    -0,824*** (0,166)
    -0,326*** (0,122)
    -0,697*** (0,229)

-

Гипотеза 1.1
    -2,130*** (0,384)
    -1,989* (1,198)
    -1,477** (0,659)

+

Гипотеза 2.1
    27,514** (13,506)
    20,014** (10,030)
    21,435* (12,801)

-

Гипотеза 3.1
    -17,271*** (5,006)
    -7,258 (9,823)
    -8,695* (5,081)
    1,459*** (0,442)
    0,346** (0,170)
    0,832** (0,388)
    12,439*** (2,245)
    5,092** (2,780)
    4,995* (2,776)
    -11,27** (5,477)
    -2,853*** (0,627)
    -3,765* (1,842)
    -1,491* (0,859)
    -2,152* (1,246)
    -1,681 (0,836)
    -0,184 (-1,558)
    0,534 (1,704)
    0,278 (1,939)
    2,263*** (0,730)
    3,581*** (0,767)
    4,029*** (0,677)

0,341

Тест Ареллано-Бонда на AR(1)/AR(2),

P-значение
    0,000/ 0,369
    0,000/ 0,431

Тест Саргана, P-значение

0,012

0,227

Примечание: буква С в индексе при переменной указывает на то, что переменная центрирована. В скобках указано значение стандартной ошибки. ***, ** и * означает значимость коэффициентов на 1%, 5% и 10% соответственно.

Коэффициенты перед основными объясняющими переменными модели (11), оцененные с помощью МНК ФЭ, оказались значимы и имеют ожидаемые знаки. Однако в силу оговоренных выше недостатков данного эконометрического метода, нельзя полностью полагаться на эти результаты. Коэффициенты, оцененные с помощью обобщенного метода моментов оказались менее значимыми, однако все равно имеют знаки, не противоречащие нашим предположениям. На 10%-ном уровне значимости незначимым оказался лишь коэффициент перед переменной при использовании ОММ АБ, хотя результаты тестирования с применением этого метода могут быть ненадежными, так как тест Саргана показывает пограничный результат (гипотеза о валидности инструментов не отвергается лишь на 1%-ном уровне значимости).

Что касается остальных переменных, стоит отметить, что коэффициент перед авторегрессионным членом во всех случаях значим и лежит в промежутке от 0 до 1. Самая высокая скорость приспособления к целевому уровню рычага получилась в случае применения МНК ФЭ (скорость приспособления ), хотя этот результат не должен казаться странным, так как есть мнение, что при оценивании динамической модели с помощью МНК ФЭ скорость приспособления может быть завышена (Lemmon et al., 2008).

Переменная во всех случаях значима и имеет отрицательный коэффициент, что говорит о том, что в среднем китайские фирмы снизили уровень финансового рычага после 2005 года. Коэффициенты перед традиционными для исследований структуры капитала контрольными переменными, такими как размер фирмы, доля материальных активов и доходность активов, оказались значимыми и не имеют аномальные знаки. Коэффициент перед переменной логарифма продаж больше нуля, то есть более крупные фирмы предпочитают оперировать с более высоким уровнем финансового рычага. Причиной этому может быть, например, более низкая волатильность их активов или более широкий доступ к рынку заимствований (Flannery and Rangan, 2006). Положительную зависимость между долей материальных активов и уровнем долга можно интерпретировать следующим образом: чем выше доля материальных активов, тем больше ликвидационная стоимость фирмы, и как следствие, тем ниже издержки привлечения долгового финансирования (Almeida and Campello, 2007). Отрицательная взаимосвязь между доходностью активов и соотношением заемного и собственного капиталов может быть объяснена "механически": более высокая нераспределенная прибыль автоматически занижает уровень финансового рычага (Flannery and Rangan, 2006).

Коэффициент перед переменной, характеризующей долю акций фирмы в руках индивидуальных инвесторов и инвестиционных фондов, оказался значимым при использовании всех трех эконометрических методов. Этот результат свидетельствует о том, что коэффициенты перед основными объясняющими факторами модели могут быть проинтерпретированы как результат эффекта реформы дивидендного налогообложения на уровень долга, а не влияния доли акций в руках индивидуальных инвесторов как таковой.

Коэффициент перед эффективной налоговой ставкой является незначимым во всех трех случаях. Более того, при использовании МНК ЭФ, этот коэффициент принимает отрицательное значение, в то время как оценка обобщенным методом моментов дает положительный результат. Несмотря на это, коэффициент перед перекрестным членом

Значим и имеет ожидаемый знак. Отсюда можно сделать вывод, что ставка корпоративного налога на прибыль оказывает влияние на уровень финансового рычага только в контексте персонального налогообложения. Исключение из списка переменных перекрестного члена не меняет результатов - в нашей модели эффективная ставка налога на прибыль сама по себе не является значимым детерминантом структуры капитала компаний Китая Стоит сказать, что аналогичный результат был получен в недавней работе, посвященной анализу детерминантов структуры капитала китайских фирм (Chang et al., 2014)., авторы которой пришли к выводу, что эффективная ставка налога на прибыль не оказывает значимого влияния на уровень бухгалтерского рычага. (см. Приложение 2).

Наконец, коэффициент перед переменной, обозначающей долю дивидендных выплат в чистой прибыли, больше нуля и значим во всех трех случаях. Такой зависимости можно найти логичное объяснение: дивидендные выплаты снижают объем собственного капитала компании и механически увеличивают уровень финансового рычага.

Стоит сказать, что логичной реакцией фирм на реформу 2005 года, в ходе которой снизилась ставка налога на дивиденды, должно было быть повышение дивидендных выплат. Ван и Го (Wang and Guo, 2011) подтвердили это предположение эмпирически, показав, что фирмы с большой долей акций, находящихся в руках индивидуальных инвесторов и инвестиционных фондов, увеличили долю дивидендных выплат. Как следствие, должно было произойти механическое увеличение уровня финансового рычага этих фирм. Однако отрицательные знаки коэффициентов перед перекрестными членами и свидетельствуют о том, что для этих компаний снижение относительного преимущества долгового финансирования вследствие реформы пересилило эффект механического воздействия увеличения выплат. Это еще раз подтверждает влияние реформы дивидендного налогообложения на структуру капитала фирм Китая.

Таким образом, после оценивания модели (11) тремя разными эконометрическими методами, мы не можем отвергнуть Гипотезы 1.1, 2.1 и 3.1.

Для тестирования других трех гипотез, а именно - Гипотез 1.2, 2.2 и 3.2, была оценена модель (12), результаты представлены в Таблице 4.

Таблица 4. Результаты тестирования модели (12)

Переменная

Ожидаемый знак

Коэффициента

Коэффициент

МНК ФЭ

ОММ АБ

ОММ ББ
    0,396*** (0,022)
    0,472*** (0,080)
    0,791*** (0,043)
    -0,621*** (0,159)
    -0,237*** (0,081)
    -0,921*** (0,298)

-

Гипотеза 1.2
    -1,842** (0,892)
    -0,547*** (0,213)
    -0,341** (0,184)

+

Гипотеза 2.2
    16,205** (7,876)
    22,375** (12,524)
    17,713*** (5,383)

-

Гипотеза 3.2
    -21,124* (12,481)
    -24,784 (16,794)
    -13,403 (9,722)
    1,58*** (0,424)
    0,472* (0,271)
    0,791* (0,440)
    13,27*** (2,288)
    4,065** (1,775)
    2,250* (1,201)
    -11,329** (5,694)
    -5,142*** (1,232)
    -3,682*** (0,863)
    -1,664** (0,844)
    -3,957*** (1,517)
    -2,124** (1,050)
    -0,669 (1,569)
    0,457 (1,636)
    -0,012 (0,095)
    2,200*** (0,709)
    3,34*** (0,790)
    4,812*** (0,850)

0,296

Тест Ареллано-Бонда на AR(1)/AR(2),

P-значение
    0,000/ 0,396
    0,000/ 0,467

Тест Саргана, P-значение

0,107

0,135

Примечание: буква С в индексе при переменной указывает на то, что переменная центрирована. В скобках указано значение стандартной ошибки. ***, ** и * означает значимость коэффициентов на 1%, 5% и 10% соответственно.

Коэффициенты перед основными объясняющими факторами уравнения (12) имеют не противоречащие нашим предположениям знаки, однако значимыми во всех трех случаях являются коэффициенты только перед двумя переменными: и. Коэффициент перед перекрестным членом значим только при оценивании с помощью МНК ФЭ.

Что касается других переменных, их коэффициенты схожи с полученными при оценивании уравнения (11) (см. Таблицу 3). Во всех трех случаях коэффициент перед авторегрессионным членом лежит в промежутке от 0 до 1, переменная значима и отрицательна, а коэффициенты перед традиционными детерминантами структуры капитала (размер компании, доля материальных активов и доходность капитала) значимы и имеют знаки, аналогичные полученным при тестировании модели (11).

Эффективная налоговая ставка снова незначима и при разных методах оценивания имеет разные знаки. Коэффициент перед переменной так же, как и при оценивании модели (11) получился во всех трех случаях значимым и положительным, то же самое можно сказать и о переменной.

В целом, после тестирования модели (12) у нас нет оснований для отвержения Гипотез 1.2 и 2.2, хотя остаются сомнения по поводу Гипотезы 3.2.

Похожие статьи




Исследование влияния реформы дивидендного налогообложения на структуру капитала фирм, Анализ результатов тестирования гипотез - Влияние персонального налогообложения на выбор структуры капитала на примере фирм Китая

Предыдущая | Следующая