авторефераты диссертаций БЕСПЛАТНАЯ БИБЛИОТЕКА РОССИИ

КОНФЕРЕНЦИИ, КНИГИ, ПОСОБИЯ, НАУЧНЫЕ ИЗДАНИЯ

<< ГЛАВНАЯ
АГРОИНЖЕНЕРИЯ
АСТРОНОМИЯ
БЕЗОПАСНОСТЬ
БИОЛОГИЯ
ЗЕМЛЯ
ИНФОРМАТИКА
ИСКУССТВОВЕДЕНИЕ
ИСТОРИЯ
КУЛЬТУРОЛОГИЯ
МАШИНОСТРОЕНИЕ
МЕДИЦИНА
МЕТАЛЛУРГИЯ
МЕХАНИКА
ПЕДАГОГИКА
ПОЛИТИКА
ПРИБОРОСТРОЕНИЕ
ПРОДОВОЛЬСТВИЕ
ПСИХОЛОГИЯ
РАДИОТЕХНИКА
СЕЛЬСКОЕ ХОЗЯЙСТВО
СОЦИОЛОГИЯ
СТРОИТЕЛЬСТВО
ТЕХНИЧЕСКИЕ НАУКИ
ТРАНСПОРТ
ФАРМАЦЕВТИКА
ФИЗИКА
ФИЗИОЛОГИЯ
ФИЛОЛОГИЯ
ФИЛОСОФИЯ
ХИМИЯ
ЭКОНОМИКА
ЭЛЕКТРОТЕХНИКА
ЭНЕРГЕТИКА
ЮРИСПРУДЕНЦИЯ
ЯЗЫКОЗНАНИЕ
РАЗНОЕ
КОНТАКТЫ


Pages:     | 1 || 3 |

«МОСКОВСКИЙ ОБЩЕСТВЕННЫЙ НАУЧНЫЙ ФОНД АССОЦИАЦИЯ ИССЛЕДОВАТЕЛЕЙ ЭКОНОМИКИ ОБЩЕСТВЕННОГО СЕКТОРА А.А. Муравьев, И.В. Березинец, Ю.Б. Ильина Акционеры, ...»

-- [ Страница 2 ] --

По мнению авторов работы (Ecchia et al. 2009), корпоративное зако нодательство и трудовое законодательство в определенной мере могут 3. Аналитический обзор исследований… выступать как субституты, то есть даже в условиях низкой законодатель ной защиты прав занятых, но при высоком уровне корпоративного зако нодательства, направленного на защиту интересов миноритарных акцио неров, работники могут оказаться в выгодном положении. Интересы соб ственников и работников могут быть сбалансированы, что может обу словливать создание «коалиций» между этими двумя группами стейкхол деров против менеджеров. Изменения в уровне защиты прав миноритар ных акционеров могут повлиять на поведение менеджеров в отношении работников. И наоборот: изменения в уровне защиты труда способны ока зывать существенное влияние на степень экспроприации миноритарных акционеров. Однако в то время как усиление защиты прав занятых одно значно улучшает положение работников, характер его влияния на права инвесторов не очевиден.

Изменения в структуре собственности и степени ее концентрации также связаны с ростом или снижением степени экспроприации работни ков только в случае существования частных издержек экспроприации за нятых. При отсутствии таковых степень экспроприации работников не будет зависеть от доли собственников в капитале компании. Эффект та ков, что поскольку с ростом доли собственности крупнейших акционеров у менеджеров существует больше финансовых стимулов к эксплуатации работников, то существование издержек будет служить для них сдержи вающим фактором.

Что касается проблем экспроприации акционеров, то с ростом концен трации собственности степень эксплуатации миноритарных акционеров все гда будет уменьшаться. Интуитивное объяснение заключается в том, что сумма выгод, которые могут быть получены контролирующим собственни ком (менеджером) от экспроприации, уменьшается вместе с долей владения миноритарных акционеров, и выгоды могут не покрывать издержек.

Блэйр и Стаут в (Blair and Stout 2006) показывают, что изоляция ме неджеров от акционеров, характерная для публичных компаний, является эффективной, так как защищает работников и других стейкхолдеров от экспроприации (holdup). В целом, как показывают исследования, осуще ствление компаниями публичного размещения акций снижает возможно сти для интервенции со стороны акционеров, что предоставляет менедже рам и (или) работникам возможность извлекать частные выгоды в случае, если компания успешно функционирует (Burkart et al. 1997). Такие аргу менты менее подходят для систем с высокой концентрацией собственно Акционеры, менеджеры и наёмные работники сти, в которых используются иные механизмы для защиты стейкхолдеров от экспроприации – законы о кодетерминации и занятости (Fauver and Fuerst 2006).

Целый ряд исследований посвящен проблемам создания коалиций менеджеров и работников в противодействии крупным акционерам. Пага но и Вольпин в работе (Pagano and Volpin 2005a), о развитии теории стейкхолдеров утверждают, что если менеджеры обладают небольшой долей в капитале фирмы, то возможны альянсы между менеджерами и работниками, защищающие менеджеров от враждебных поглощений. В своей работе (Pagano and Volpin 2005b) авторы показали, что менеджмент может вступать в сговор с работниками с целью противодействия попыт кам поглощения путем увеличения их заработной платы (рост расходов на заработную плату – в той мере, в какой он необратим вследствие фикса ции положений трудовых контрактов – превращает компанию в непривле кательный объект для поглощения). Гипотеза о сговоре находит поддерж ку в работах Рауха (Rauch 2006), Кима и Вимета (Kim and Ouimet 2008), анализирующих программы участия работников в капитале фирм (ESOP).

Интересно отметить, что часть частных выгод контроля, доступных менеджерам, напрямую связана с политикой занятости. В частности, Лан дье, Нэр и Вульф (Landier, Nair, and Wulf 2009) показали, что американ ские фирмы менее охотно идут на сокращение персонала в подразделени ях, сосредоточенных вблизи штаб-квартир. Одним из объяснений этого явления может служить то, что менеджеры извлекают личные выгоды от взаимодействия с работниками и местными сообществами, находящимися в непосредственной близости от штаб-квартир компаний. К аналогичным выводам пришли Кронквист и др. в (Cronqvist et al. 2009), обнаружив на шведских данных, что менеджеры, обладающие большими правами кон троля, склонны платить своим работникам более высокие зарплаты, одна ко финансовые стимулы в виде прав на денежный поток ослабляют эту зависимость. Окопавшиеся на своих постах менеджеры платят более вы сокие зарплаты работникам, находящимся на близких к ним ступенях кор поративной иерархии, работающим вблизи корпоративных штаб-квартир и тесно связанным с ориентированными на конфликт профсоюзами. Эти результаты могут быть интерпретированы в том свете, что окопавшиеся менеджеры извлекают частные выгоды от улучшения социальных отноше ний со своими работниками, а также за счет меньших усилий, затрачивае мых на переговоры с профсоюзами по поводу зарплат и уровня занятости.

4. Методология 4. МЕТОДОЛОГИЯ 4.1. Вопросы измерения Важнейшей методологической проблемой настоящего исследования является вопрос об измерении остроты корпоративных конфликтов ме жду акционерами и менеджерами. В данном исследовании с целью изме рения масштаба корпоративных конфликтов мы используем концепцию частных выгод контроля. Такой подход базируется на работах ведущих зарубежных экономистов – специалистов по корпоративному управлению, активно использующих эту концепцию в теоретических и эмпирических исследованиях. В частности, согласно Дайку и Зингалесу (Dyck and Zingales 2004), «частные выгоды контроля» являются одним из краеуголь ных камней современной литературы по корпоративным финансам. В слу чае, когда удается адекватно измерить величину частных выгод контроля, появляется возможность судить о масштабе корпоративного конфликта внутри фирмы.

До последнего времени частные выгоды контроля редко фигурирова ли в эмпирических исследованиях по корпоративному управлению имен но из-за серьезных проблем измерения. Действительно, на данный момент известны только два способа измерения/аппроксимации этой величины.

Один из способов (так называемый метод «цены права голоса») основан на сопоставлении цен голосующих и неголосующих акций в компаниях, выпустивших два типа акций (Zingales 1994, 1995)11. Другой способ бази руется на сопоставлении цены акций в трансакциях, влекущих смену соб ственников контрольных пакетов акций, и цены акций на фондовом рынке после раскрытия информации о планируемой крупной сделке (Barclay and Holderness 1989). В обоих случаях при попытке сопоставить частные выгоды контроля с другими характеристиками фирмы исследователь сталкивается с про блемой селективности при формировании выборки (sample selection). Дей Как правило, речь идет о разности между ценами голосующих и неголосую щих акций, отнесенной к цене неголосующих акций.

Об измерении частных выгод контроля в России см. Willer (1997), Goetzmann et al. (2003) Муравьев (2004) и Muravyev (2009a).

Акционеры, менеджеры и наёмные работники ствительно, продажи крупных пакетов акций происходят далеко не каж дый день, охватывают далеко не все компании и в целом не носят случай ного характера. Вероятность перехода крупного пакета акций компании в другие руки может быть связана с результатами ее деятельности в про шлом (равно как и ожидаемыми результатами деятельности в будущем). С другой стороны, несмотря на то, что цену права голоса можно отслежи вать по результатам ежедневных торгов голосующими и неголосующими акциями (речь, разумеется, идет о публично торгуемых компаниях), ком пании с двумя типами акций, как правило, немногочисленны и, что еще важнее, не репрезентативны в отношении всей совокупности торгуемых компаний13. Эта проблема объясняет немногочисленность исследований, использующих теоретически строгую концепцию «частных выгод контро ля» в эмпирическом анализе.

Благодаря особенностям становления корпоративного сектора России проблема, связанная с измерением частных выгод контроля, не так акту альна при анализе данных по российским компаниям. Это в первую оче редь относится к возможности измерения частных выгод контроля с по мощью метода цены права голоса. Действительно, российский корпора тивный сектор включает значительное число компаний с двумя типами акций, подавляющее большинство которых было создано не вследствие желания их основателей сохранить контроль при одновременном привле чении внешнего финансирования (что типично для развитых фондовых рынков), но вследствие особенностей российской приватизации. Таким образом, компании с двумя типами акций в России, по существу, возникли экзогенно (или почти экзогенно)14. Иными словами, проблема селективно сти при формировании выборки неактуальна или, по крайней мере, пред Основная причина выпуска акций с дифференцированными правами голоса заключается в том, что они позволяют основателям фирмы или контролирующим акционерам привлечь средства путем размещения обыкновенных акций, не под вергая опасности контроль над компанией (Becht et al. 2002). Поэтому разумно предположить, что вероятность выпуска таких акций увеличивается с ростом ча стных выгод контроля.

Значительную роль играла капиталоемкость производства. Работники и ме неджеры капиталоемких предприятий зачастую не имели возможности выкупить 51% акций своих предприятий по второму варианту льгот и в результате соглаша лись на первый вариант, предусматривавший выпуск не только обыкновенных, но также и привилегированных акций.

4. Методология ставляет собой намного меньшую проблему в сравнении с развитыми фондовыми рынками. В результате, исследователь российского фондового рынка имеет возможность получить прокси-переменную для частных вы год контроля для большой и не подверженной проблеме селективности выборки фирм (см. Muravyev 2009b).

В настоящем исследовании мы аппроксимируем частные выгоды кон троля (меру остроты корпоративного конфликта) с помощью переменной, рассчитываемой как отношение разности между ценами голосующих (обыкновенных) и неголосующих (привилегированных) акций к цене не голосующей (привилегированной) акции:

PCSh PPSh VP (1) PPSh Данные предыдущих исследований по России указывают на сущест вование значительных частных выгод контроля в российских корпораци ях, намного превышающих частные выгоды в таких странах, как США, Италия или Швеция (см., Goetzmann et al. 2003;

Muravyev 2009а).

В качестве переменных, описывающих политику фирм в сфере заня тости, мы используем стандартный набор показателей, включающий уро вень и динамику заработной платы работников и расходов на социальные нужды, задержки выплаты заработной платы, а также динамику численно сти занятых. Поскольку эти показатели вполне традиционны, здесь мы не останавливаемся подробно на вопросах их измерения и интерпретации.

4.2. Эконометрический анализ Очевидно, что можно было бы оценить силу связи между показате лем, характеризующим остроту корпоративных конфликтов, и показате лями, отражающими политику фирм в сфере занятости, используя корре ляционный или простейший регрессионный анализ. Иными словами, све сти изучение взаимосвязи между корпоративным управлением и полити кой фирм в сфере занятости к анализу взаимосвязи между переменными mitlabor и itequity, которые характеризуют корпоративное управление и поли тику фирм в сфере занятости. Такой метод был бы применим, если бы оба фактора, а именно, острота корпоративных конфликтов и политика фирм в сфере занятости, были бы непосредственно наблюдаемы и измеряемы.

Акционеры, менеджеры и наёмные работники Однако это не так. На практике мы располагаем информацией о величине заработной платы и о величине премии по голосующим акциям и именно в ней, с нашей точки зрения, трудно отделимой частью, в силу большой зашумленности, как раз содержится информация, отражающую практику корпоративного управления и политику фирм в сфере занятости.

Поэтому вполне закономерно, что первая часть эмпирического иссле дования была направлена на «выделение» необходимой для построения основной модели исследования информации. Для этого нам пришлось сначала построить две вспомогательные эконометрические модели, а уже потом, используя результаты их оценивания, перейти к эконометрической модели, при помощи которой мы смогли сделать определенные предпо ложения и выводы о взаимосвязи корпоративного управления и политики фирм в сфере занятости.

Таким образом, эконометрический анализ исследования, направлен ного на выявление взаимосвязи корпоративного управления и политики фирм в сфере занятости, состоял из двух этапов:

1) построение регрессионных моделей первого уровня (которые ус ловно названы нами «трудовой» и «финансовой» регрессиями), описы вающих поведение фирм на рынке труда и цену права голоса соответст венно;

2) построение регрессионных моделей второго уровня (базовых), по зволяющих провести анализ того, как корпоративное управление в компа ниях с двумя типами акций связано с политикой этих компаний в сфере занятости.

К моделям первого уровня мы отнесли следующие две модели.

Модель вида (2) («трудовая регрессия») описывает поведение фирмы на рынке труда Laborit= 0+ Zit + иit, i=1,…,n;

t=1,…,N. (2) Зависимая переменная модели (2) Laborit это переменная, отражаю щая политику компании в сфере занятости. В частности, в качестве такой переменной может выступать такая характеристика фирм, как уровень заработной платы, или уровень социальных расходов на одного работни ка, или задолженность по заработной плате. В уравнении (2) 0 – скаляр ная величина, = ( 1, 2,..., k ) – вектор неизвестных параметров, под лежащие оцениванию. Вектор Zit= z1it, z 2it,..., z kit – это вектор незави 4. Методология симых переменных, потенциально влияющих на политику фирм в сфере занятости. Эти переменные отражают специфичные для данной фирмы, отрасли или региона факторы, которые наблюдаемы и измеряемы. В дан ном исследовании, в уравнении, описывающем поведение фирм на рынке труда, были использованы такие факторы: средний уровень заработной платы, величина просроченной задолженности по заработной плате отно сительно годового фонда оплаты труда, уровень безработицы в регионе. С точки зрения экономической теории, вполне обоснованным выглядит предположение о том, что политика фирмы в области заработной платы зависит от среднего уровня оплаты труда или уровня безработицы в ре гионе (очевидно, что фирмы в Карачаево-Черкесии не будут платить мос ковские зарплаты своим сотрудникам).

Переменная иit в модели «трудовой регрессии» предполагается слу чайной и представимой в виде:

иit =mitlabor + еit, Именно в ней, с нашей точки зрения, содержится переменная mitlabor, которая характеризует политику (действия) менеджмента или контроли рующего собственника по отношению к работникам.

Модель первого уровня вида (3) («финансовая регрессия») описывает поведение компании на рынке капитала:

VPit = 0 + Xit + vit, i=1,…,n;

t=1,…,N. (3) Переменная VPit – цена права голоса (премия по голосующим акциям компаний, косвенно характеризующая величину частных выгод контроля) является зависимой переменной. В уравнении (3) использованы следую щие обозначения: 0 – скалярная величина, = (1, 2,..., l ) – вектор оцениваемых параметров, вектор Xit= x1it, x2it,..., xlit – вектор независи мых переменных, потенциально влияющих на цену права голоса. В каче стве таких переменных при моделировании нами были использованы: по казатели ликвидности акций, различия в уровне дивидендов по обыкно венным и привилегированным акциям (см. также Приложение 4, где крат ко описана теоретическая модель цены права голоса Луиджи Зингалеса (Zingales 1995), апробированная на российских данных А. Муравьевым – Muravyev 2009a).

Акционеры, менеджеры и наёмные работники Переменная vit является случайной и по предположению состоит из двух аддитивных величин:

vit= itequity + it.

Причем, с нашей точки зрения, переменная itequity характеризует по литику фирмы в области корпоративного управления.

По предположению, переменные иit и vit некоррелированы с регрессо рами в уравнении (2) и (3) соответственно.

Как уже отмечалось в начале этого раздела, изучение взаимосвязи между корпоративным управлением и политикой фирм в сфере занятости должно быть направлено на анализ связи меду величинами mitlabor и itequity, которые могут быть извлечены из уравнений (2) и (3). Однако отсутствие возможности наблюдения и измерения этих величин вынуждает нас при бегнуть к анализу величин иit =mitlabor + еit и vit= itequity + it.. Очевидно, что в силу наличия в каждой из указанных величин аддитивных случайных компонент еit, и it (шумов)., при корреляционном и регрессионном анализе взаимосвязи величин иit и vit можно установить лишь нижнюю границу тесноты связи между интересующими нас переменными mitlabor и itequity (оценки тесноты и силы связи будут непременно смещены к нулю из-за шума, создаваемого величинами еit, и it).15 Помимо этого, сами величины иit и vit также не наблюдаемы. Именно поэтому в данном исследовании для анализа взаимосвязи между величинами иit и vit мы рассмотрели экономет рическую модель второго уровня для остатков регрессионных моделей (2) и (3), то есть для величин, которые мы обозначили, как resid_Laborit и resid_VPit.

Где resid _Laborit= Laborit – 0 Z it, (4) resid_VPit= VPit – 0 X it.

(5) В выражениях (4) и (5) через 0,, 0, обозначены оценки параметров моделей (2) и (3) соответственно.

Эта тенденция к смещению оценок к нулю вследствие ошибок измерения регрессоров (downward bias due to measurement error in regressors) – хорошо из вестный результат из базовых курсов эконометрики.

4. Методология Базовая модель второго уровня имеет вид:

resid_Laborit=0+1resid_VPit+2resid_VPit*Controlit+3 Controlit + zit.. (6) В этой модели первая величина – resid_Laborit – выступает в качестве зависимой переменной, а вторая – resid_VPit – в качестве независимой пе ременной. В уравнении (6) через к, к=0,…,3 обозначены неизвестные параметры, через zit случайная составляющая, относительно которой предполагаются выполнения предпосылок классической регрессионной модели.

В базовой модели (6) через Controlit обозначена переменная, при по мощи которой мы анализируем вопрос о том, влияет ли структура контро ля в фирме на взаимосвязь между корпоративным управлением и полити кой фирм в сфере занятости. Такая постановка проблемы интересна как с исследовательской, так и с практической точек зрения. Ряд работ, прежде всего на американских данных, указывает на то, что менеджеры исполь зуют работников в качестве средства противодействия враждебным по глощениям (например, путем заключения контрактов, предусматриваю щих выплату более высоких по сравнению с требованиями рынка зарплат, что делает фирму непривлекательной для потенциальных инвесторов рейдеров). Иными словами, прослеживается негативная взаимосвязь меж ду экспроприацией работников и акционеров. Учитывая то обстоятельст во, что структура собственности в американских корпорациях сильно раз мыта, остается открытым вопрос о том, будет ли подобного рода связь прослеживаться при более концентрированной структуре капитала. Ана лиз данных по российскому фондовому рынку, где представлены компа нии как с относительно размытой (меньшинство), так и с концентриро ванной структурой собственности (большинство), позволит дать ответ на этот вопрос.

Следует отметить, что отсутствие статистически значимой корреля ции остатков resid_Laborit и resid_VPit нельзя рассматривать как отсутст вие связи между показателями корпоративного управления и политикой фирм в сфере занятости (и в этом – основное ограничение используемого нами подхода). В то же время наличие значимой корреляции между ними можно рассматривать как свидетельство взаимосвязи между политикой фирм на рынке труда и в области корпоративного управления, поскольку в этом случае имеются все основания утверждать, что если бы объектом Акционеры, менеджеры и наёмные работники анализа были величины mitlabor и itequity, а не resid_Laborit и resid_VPit,, то оценка тесноты связи была бы только выше.

В качестве примера базовой модели (6) приведем одну из рассмот ренных в работе спецификаций такой модели.

resid_lnWage it =0 +1 resid _VPit +2 resid_VPit Controlit+3 Controlit + zit (7) В уравнении (7) через resid_lnWageit обозначены остатки модели «трудовой» регрессии для случая, когда в качестве регресанда нами ис пользовался логарифм средней заработной платы на одного работника. В качестве переменной Controlit мы использовали бинарную переменную, которая принимает значение равное 1 в случае наличия в компании кон тролирующего собственника ( 50%+ 1акция) и равняется 0 при отсутствии в компании такого акционера.

5. Данные и выборка 5. ДАННЫЕ И ВЫБОРКА Информационную базу исследования составил массив данных по тор гуемым российским компаниям, акционерный капитал которых сформи рован с помощью двух типов акций – обыкновенных (голосующих) и при вилегированных (неголосующих). В частности, в выборку включены все компании с двумя типами акций, обращавшихся на фондовом рынке (РТС) в период с 1997 по 2006 гг.16 Полный список компаний приведен в Приложении 5, где также показано, в какие годы оба типа акций котиро вались на рынке. Выбор РТС (а не ММВБ или другой торговой площадки) обусловлен более широким охватом российских компаний этой биржей, где уже с конца 1990-х годов торговалось более сотни компаний с двумя типами акций. Всего же, как видно из Приложения 5, за период с 1997 по 2006 гг. в системе РТС торговалось 248 таких компаний, что дает потенциальных наблюдений в рассматриваемом массиве данных (число компаний, умноженное на число лет). Этого вполне достаточно для при менения сложных методов статистического и эконометрического анализа и достоверного статистического вывода.

Данные о торгах в системе РТС дополнены информацией о финансо вом положении компаний из баз данных СПАРК и СКРИН (www.skrin.ru и http://spark.interfax.ru/). Доступ к этим базам обеспечивается наличием соответствующих ресурсов в Высшей школе менеджмента СПбГУ, где работают авторы проекта. Ввиду неполноты данных по многим компани Например, в 2001 г. в систему РТС было включено более 150 компаний с двумя типами акций. В то же время, в любой из кварталов 2001 г. число компаний, с обыкновенными и привилегированными акциями которых совершались сделки, не превышало половины этого числа. На развивающемся фондовом рынке России листинг на бирже далеко не всегда означал активную торговлю акциями. В ходе исследования авторы предполагают подробно остановиться на методологических проблемах, связанных с низкой ликвидностью акций, способной существенным образом сказаться на уровне цен (см. Amihud and Mendelson 1991).

Акционеры, менеджеры и наёмные работники ям, а также ввиду удаления резко выделяющихся наблюдений17 в анализи руемом массиве данных осталось 672 наблюдения.

Выборка компаний, на которой проводилось исследование, характе ризуется следующим образом. На рис. 1–3 показано распределение на блюдений (компаний) по отраслям, по федеральным округам и во време ни. Как нетрудно заметить, в выборке доминируют предприятия телеком муникационной отрасли, электроэнергетики и нефтедобывающей и неф теперерабатывающей промышленности. Вошедшие в выборку предпри ятия расположены во всех федеральных округах. При этом наиболее вы соки доли Центрального и Поволжского округов. Наибольшее число на блюдений приходится на 1998, 2000 и 2001 годы.

Телекоммуникации Электроэнергетика Легкая пром.

Нефтяная и Машиностроение газовая пром.

Химическая пром.

Металлургия Рис. 1. Распределение наблюдений по отраслям В частности, удалены все наблюдения, попавшие в первый и последний пер сентили распределения таких переменных, как премия по голосующим акциям, величина заработной платы работников, величина отчислений на социальные ну жды в расчете на одного работника, рост заработной платы и величина просрочен ной задолженности по зарплате в процентах к фонду оплаты труда.

5. Данные и выборка Южный Северо-Западный Поволжский Уральский Центральный Сибирский Общефедеральные Дальневосточный предприятия* * Холдинговые компании, основные производственные единицы которых расположены в разных федеральных округах.

Рис. 2. Распределение наблюдений по федеральным округам 2001 2000 Рис. 3. Распределение наблюдений во времени Акционеры, менеджеры и наёмные работники На рис. 4 представлена динамика премии по голосующим акциям за 1997–2006 гг. Как нетрудно заметить, наиболее высокие значения премии наблюдались в 1999 и 2000 гг. Это согласуется с данными более ранних исследований, посвященных как анализу премии, так и анализу корпора тивных конфликтов, достигших своего пика в конце 1990-х годов (см., напр., Dyck, Volchkova and Zingales 2008).

2. 2. 1. 1. 0. 0. 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 Рис. 4. Динамика премии по голосующим акциям, 1997– Рис. 5 характеризует среднюю годовую заработную плату работников на вошедших в выборку фирмах в ценах 2000 г. Представленные данные о заработной плате хорошо согласуются с общероссийской тенденцией – падение реальной зарплаты в 1998–1999 гг. вследствие кризиса 1998 г. и последующий рост по мере выхода экономики на траекторию устойчивого роста.

Средние годовые отчисления на социальные нужды в вошедших в выборку фирмах (в ценах 2000 г.) представлены на рис. 6 и в целом харак теризуются той же динамикой, что и заработная плата, а именно, сниже нием в период кризиса и восстановлением в последующие годы. Интерес но, что в отличие от размера заработной платы величина отчислений на 5. Данные и выборка социальные нужды в конце рассматриваемого периода оказалась ниже, чем в докризисный 1997 г. Это наблюдение также хорошо вписывается в общую тенденцию сокращения российскими предприятиями расходов на содержание социальных объектов.

1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 Рис. 5. Средняя годовая заработная плата работников вошедших в выборку фирм (в ценах 2000 г.) На рис. 7 показано изменение годовой реальной заработной платы по сравнению с предшествующим годом, а на рис. 8 представлена среднего довая задолженность по заработной плате в % к фонду оплаты труда в среднем по вошедшим в выборку фирмам.

В целом, данные по вошедшим в выборку компаниям согласуются с общей тенденцией эволюции российского рынка труда.

Перейдем к описанию переменных, которые были использованы при эконометрическом моделировании первого уровня, то есть при анализе «трудовой» и «финансовой» регрессий. В приведенных ниже таблицах 1 и 2 перечислены переменные, которые были использованы в регрессионных моделях (2) и (3).

Акционеры, менеджеры и наёмные работники 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 Рис. 6. Средние годовые отчисления на социальные нужды в вошедших в выборку фирмах (в ценах 2000 г.) 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 - - - - - Рис. 7. Изменение годовой реальной заработной платы по сравнению с предшествующим годом, в процентах 5. Данные и выборка 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 Рис. 8. Среднегодовая задолженность по заработной плате в процентах к фонду оплаты труда Таблица 1. Описание основных переменных, используемых в модели (2) («Трудовая «регрессия») Зависимые переменные Ln(Wage) Логарифм годовой заработной платы в расчете на одного ра ботника.

Ln(Social) Логарифм годовых отчислений на соц. нужды в расчете на од ного работника.

Dwage Рост реальной заработной платы по отношению к предшест вующему году.

Arrears Отношение задолженности по заработной плате к величине фонда оплаты труда.

Независимые переменные Monopsony Бинарная переменная для фирм монопсонистов.

ILO_unemploym Уровень безработицы.

Reg_wage Средняя годовая заработная плата в регионе, тыс. руб.

Reg_arrears Просроченная задолженность по зарплате в регионе, % ФОТ.

Ln(Sales) Логарифм выручки от реализации продукции, товаров, услуг.

Акционеры, менеджеры и наёмные работники Таблица 2. Описание основных переменных модели (3) («Финансовая регрессия») Зависимые переменные Ln(VP) Логарифм премии по голосующим акциям Независимые переменные Shapley Величина Шепли.

Control Бинарная переменная, равная 1, если в компании есть акцио нер, владеющий пакетом (50% + 1) акция и равная 0, если нет такого акционера.

Cont_sh Бинарная переменная, равная 1, если в компании есть акцио нер, владеющий пакетом (50% + 1) акция, или, если такового нет, разница в величине пакетов двух крупнейших акционеров больше 20%. Переменная равна 0, если это не так.

Downer Разница в количестве голосов двух крупнейших собственников Downer_1 Бинарная переменная, равная 1, если значение переменной Downer находится в первом дециле распределения, 0, если это не так.

Downer_2 Бинарная переменная, равная 1, если значение переменной Downer находится между 10 и 50 персентилями распределения, и равная 0, если это не так.

Downer_3 Бинарная переменная, равная 1, если значение переменной Downer находится между 50 и 90 персентилями распределения, и равная 0, если это не так.

Downer_4 Бинарная переменная, равная 1, если значение переменной Downer находится в последнем дециле распределения, и равная 0, если это не так.

pi_inverted Обратная величина к доле обыкновенных акций в капитале компании.

LiquidityCommon Переменная, характеризующая ликвидность обыкновенных акций.

LiquidityPreferred Переменная, характеризующая ликвидность привилегирован ных акций.

Veto_power Бинарная переменная, равная 1 для компаний, дающих право вето владельцам привилегированных акций, и равная 0, если это не так.

Ddividend Отношение разности величины дивидендов по привилегирован ным и обыкновенным акциям к цене привилегированных акций.

Dividend10 Бинарная переменная, равная 1, если устав компании предусмат ривает направление 10% чистой прибыли на выплату дивидендов по привилегированным акциям, и 0 в противном случае.

5. Данные и выборка ADR Бинарная переменная, равная 1 для компаний, выпустивших АДР, и равная 0, если это не так.

Vote Бинарная переменная, равная 1 для компаний, где привилеги рованные акции наделены правом голоса из-за невыплаты ди видендов, и равная 0, если это не так.

Lower_bound Бинарная переменная, принимающая значение 1 для компаний, где дивиденд по привилегированных акциям не может быть меньше дивидендов по обыкновенным акциям, и равная 0 в противном случае.

Остановимся более подробно на способе измерения указанных пере менных в «трудовых регрессиях». Среди переменных, входящих в «тру довые» уравнения, в качестве зависимых нами были использованы сле дующие: Wage – годовая заработная плата в расчете на одного работника, Social – годовые отчисления на социальные нужды в расчете на одного работника, Dwage – рост реальной заработной платы по отношению к предшествующему году и Arrears – среднегодовая задолженность по зара ботной плате, отнесенная к годовому фонду оплаты труда ФОТ.18 Эти пе ременные рассчитаны на основе данных бухгалтерской отчетности компа ний. В частности, уровень заработной платы рассчитан как соотношение величин «Затраты на оплату труда» (графа 3, строка 620 таблицы 6 «Рас ходы по обычным видам деятельности» Приложения к бухгалтерскому балансу (Форма № 5 по ОКУД)) и величины «Среднесписочная числен ность работников» (графа 3, строка 760 таблицы 7 «Социальные показате ли» того же приложения к балансу). В числе регрессоров, используемых в «трудовых» уравнениях, мы использовали бинарную переменную Monopsony, которая равнялась 1, если в фирме были заняты по меньшей мере 5% жителей населенного пункта (что интерпретируется нами, как наличие у фирмы монопольной власти на локальном рынке труда), и равнялась 0 в противном случае. Пе В качестве зависимой переменной в трудовых регрессиях мы также брали рост численности занятых в году t по сравнению с годом t-1, но ввиду отсутствия интересных и статистически значимых выводов исключили из окончательного текста работы результаты, полученные для этого показателя.

Наименования и номера строк и таблиц приведены для отчетности 2002 г. и могут не сопадать с наименованиями и номерами строк и таблиц для отчетности других периодов.

Акционеры, менеджеры и наёмные работники ременная ILO_unemploym характеризовала уровень безработицы в регио нах РФ, где были зарегистрированы и вели основную деятельность во шедшие в выборку компании, рассчитанный по методологии Междуна родной организации труда (МОТ). Регрессор Reg_wage – это средняя го довая заработная плата в регионе, тыс. руб. Через Reg_arrears обозначена переменная, характеризующая просроченную задолженность по зарплате в регионе, в процентах к фонду оплаты труда. Также мы использовали в модели «трудовой» регрессии следующие переменные: Sales – выручку от реализации продукции, товаров, услуг;

Profitability – рентабельность акти вов компании, вычисленную как отношение чистой прибыли к величине активов, Leverage – леверидж, измеренный как отношение долгосрочной задолженности фирмы к стоимости ее активов, а также Capital_intensity – капиталоемкость фирмы, измеряемую как отношение стоимости основных средств к численности занятых. Эти переменные рассчитаны по данным отчетности компаний и/или данным Росстата об экономическом положе нии регионов РФ. Все финансовые переменные (заработная плата, объем продаж) дефлированы с использованием индекса потребительских цен, рассчитанного либо по схеме декабрь к декабрю предыдущего года (для запасовых величин типа задолженности по зарплате на 31 декабря каждо го года), либо в среднем за год (для потоковых величин типа выручки от реализации за год).

В «финансовой» регрессии были использованы следующие перемен ные. Зависимая переменная VP рассчитывалась как отношение разности между ценами голосующих (обыкновенных) и неголосующих (привилеги рованных) акций к цене неголосующей (привилегированной) акции и ха рактеризует размер частных выгод контроля в фирмах. При расчете пере менной VP мы пользовались усредненными ценами обыкновенных и при вилегированных акций за 4 календарных месяца, с мая по август каждого года20. Такое усреднение позволяет сгладить случайные выбросы в дина мике цен акций и, кроме того, увеличивает число наблюдений, которое может оказаться недостаточным, если за расчетные цены акций принять цены реально осуществленных сделок за какую-то одну или несколько При усреднении во времени мы пользовались не ценами реальных сделок с акциями компаний, а расчетными ценами, представляющими собой, для каждой акции, средние цены спроса и предложения за каждый торговый день.

5. Данные и выборка торговых сессий. Малое число сделок и в целом низкая ликвидность рос сийских акций привели бы к потере значительного числа наблюдений.

Переменные Shapley, Control, Cont_sh, Downer, Downer_1-Downer_ характеризуют структуру контроля в фирмах. В частности, переменная Shapley представляет собой значение величины Шапли (см. Milnor and Shapley 1978), указывающей на то, сколь значимы могут быть голоса ми норитарных акционеров для установления контроля над фирмой (создания коалиции акционеров, обладающей более чем половиной голосов). Вели чина Шапли равна нулю при наличии в фирме акционера, обладающего более чем половиной голосов, сравнительно невелика при наличии одного крупного акционера и множества мелких, которые практически не могут создать ему серьезную оппозицию, и достигает больших значений при наличии двух крупных акционеров с сопоставимыми пакетами и множест ва мелких собственников, способных повлиять на исход борьбы за кон троль21. Помимо величины Шапли, мы рассматриваем также фиктивную переменную Control, указывающую на наличие в фирме контролирующе го (более 50% голосов) собственника, бинарную переменную Cont_sh, принимающую значение 1 при наличии в фирме контролирующего (более 50% голосов) собственника, или, если такого собственника нет, но разни ца в числе голосов крупнейшего и второго крупнейшего акционеров пре вышает 20%.

Переменные Downer, Downer_1-Downer_4 характеризуют разницу в размере пакетов крупнейшего и второго крупнейшего акционеров. Пере менная Downer измеряет эту разницу непосредственно, бинарная пере менная Downer_1 равна 1, если величина Downer находится в первом де циле распределения, и равна нулю в противном случае. Бинарная пере менная Downer_2 равна 1, если значение переменной Downer заключено между 10 и 50 персентилями распределения, и равна нулю, если это не так.

Переменная Downer_3 равна 1, если значение переменной Downer попада ет в промежуток между 50 и 90 персентилями распределения, и равна ну лю в противном случае. Соответственно, переменная Downer_4 равна 1, Мы рассчитали значение величины Шапли с помощью находящегося в сво бодном доступе (через сеть Интернет) программного обеспечения, созданного исследователями Университета Варвика, Деннисом Личем и Робертом Личем.

Ресурс доступен по ссылке: http://www.warwick.ac.uk/~ecaae.

Акционеры, менеджеры и наёмные работники Таблица 3. Дескриптивная статистика основных переменных, используемых в регрессионном анализе Переменная Среднее Ст. Откл. Мин. Макс.

VP 1.254 0.921 0.029 4. Shapley 0.036 0.115 0 0. Control 0.890 0.313 0 Cont_sh 0.903 0.296 0 Downer 41.069 17.002 0 95. Downer_1 0.101 0.302 0 Downer_2 0.400 0.490 0 Downer_3 0.399 0.490 0 Downer_4 0.100 0.300 0 pi_inverted 1.282 0.085 1.003 1. LiquidityCommon 0.649 0.272 0.015 0. LiquidityPreferred 0.550 0.299 0.010 0. Veto_power 0.561 0.495 0 Ddividend 0.029 0.042 0 0. Dividend10% 0.903 0.296 0 ADR 0.198 0.399 0 Vote 0.138 0.346 0 Lower_bound 0.982 0.133 0 Wage 57.594 29.247 19.118 173. Social 18.215 6.964 7.098 43. Dwage 5.098 19.324 -52.843 60. Arrears 6.354 4.185 0 24. Monopsony 0.043 0.203 0 ILO_unemploym 9.679 3.817 0.800 25. Reg_wage 36.422 19.220 12.298 129. Reg_arrears 303.839 377.364 0.183 2181. Sales 7504.032 17275.51 0.003 214370. Profitability 0.065 0.073 -0.052 0. Leverage 0.312 0.184 0.043 0. Capital_intensity 914.910 1767.449 53.486 12095. Число наблюдений равно 672.

5. Данные и выборка если значение переменной Downer оказывается в последнем дециле рас пределения. Анализ данных показал, что для торгуемых на российском фондовом рынке компаний характерна концентрированная структура соб ственности. Контролирующие собственники характерны почти для 90% наблюдений выборки.

Переменная pi_inverted является обратной к доле обыкновенных ак ций в капитале компании величиной, а переменные LiquidityCommon и LiquidityPreferred характеризуют ликвидность двух типов акций и рассчи таны по данным цен покупки и продажи следующим образом:

Pask Pbid LiquidityCommon ( Pask Pbid ) / где Pask и Pbid есть лучшие цены продажи и покупки в системе РТС, соответственно. Эти три переменные являются важными элементами мо дели цены права голоса, кратко рассмотренной ранее. Как видно из Таб лицы 3, где приведена описательная статистика основных переменных, используемых в регрессионном анализе, для обыкновенных акций россий ских компаний характерна заметно большая ликвидность, чем для приви легированных.

Помимо указанных переменных, в регрессионном анализе (точнее, в «финансовом» уравнении) мы используем переменные Veto_power, Ddividend, Dividend10%, ADR, Vote, Lower_bound, которые, как свидетель ствуют предыдущие исследования (в том числе на российских данных), являются важными детерминантами премии по голосующим акциям (или цены права голоса).

Акционеры, менеджеры и наёмные работники 6. РЕЗУЛЬТАТЫ РЕГРЕССИОННОГО АНАЛИЗА В таблице 4 показаны результаты оценивания «финансовых» регрес сий, описывающих поведение фирм на рынке капитала и соответствую щих общей эконометрической модели (3). В столбцах А, В, С и D приве дены различные спецификации общей эконометрической модели (3), от личающиеся переменными, характеризующими (аппроксимирующими) вероятность борьбы за контроль в фирмах (фактор Ф в модели Зингалеса).

Все модели статистически значимы;

значимы также коэффициенты при многих регрессорах. Более того, оценки параметров перед статистически значимыми переменными, как правило, имеют ожидаемые знаки.

В частности, премия по голосующим акциям ниже в компаниях, имеющих контролирующего собственника (см. Модель В, коэффициент при переменной Control). Как и ожидалось, рост ликвидности привилеги рованных акций связан со снижением премии, а рост ликвидности обык новенных акций – с ростом премии. Используя результаты оценивания, приведенные в таблице 4, мы находим остатки resid_VP (формула 5), ко торые используем в дальнейшем анализе, интерпретируя их как меру ча стных выгод контроля (экспроприации акционеров менеджерами или кон тролирующими собственниками).

В таблице 5 показаны результаты оценивания параметров «трудовых»

регрессий, описывающих поведение фирм на рынке труда и соответст вующих общей эконометрической модели (2). Как и в случае с «финансо выми» регрессиями, рассмотрены четыре модели. Эти модели отличаются зависимыми переменными, каждая из которых, тем не менее, отражает один из аспектов поведения фирм на рынке труда – логарифм средний заработной платы, величину просроченной задолженности и т.п. Все мо дели статистически значимы. Большинство значимых коэффициентов лег ко интерпретируемы. В частности, оценка коэффициента перед перемен ной Log(Reg_wage) – логарифм средней заработной платы в регионе, где расположена фирма – положительна и статистически значима, что можно рассматривать как свидетельство влияния условий локальных рынков труда на политику фирм в сфере занятости. Равным образом, просрочен ная задолженность по заработной плате в вошедших в выборку компаниях положительно и значимо связана со средним уровнем просроченной за долженности по оплате труда в регионе.

6. Результаты регрессионного анализа Таблица 4. «Финансовые» регрессии, описывающие поведение фирм на рынке капитала A B C D Ln(VP) Ln(VP) Ln(VP) Ln(VP) Shapley 0.882*** (0.308) Control -0.490*** (0.102) Downer -0.008*** (0.002) Cont_sh -0.448*** (0.100) pi_inverted 0.428 0.621 0.364 0. (0.520) (0.501) (0.440) (0.513) LiquidityCommon 0.877*** 0.854*** 0.876*** 0.873*** (0.208) (0.202) (0.204) (0.206) LiquidityPreferred -0.993*** -0.948*** -0.945*** -0.942*** (0.199) (0.188) (0.188) (0.189) Veto_power -0.020 -0.018 -0.008 0. (0.094) (0.093) (0.092) (0.093) Ddividend -3.396*** -3.560*** -3.496*** -3.616*** (0.967) (0.973) (0.955) (0.985) Dividend10 -0.229** -0.222** -0.225** -0.265** (0.102) (0.101) (0.103) (0.107) ADR 0.013 -0.014 -0.009 -0. (0.086) (0.086) (0.080) (0.085) Vote 0.082 0.081 0.102 0. (0.082) (0.080) (0.083) (0.080) Lower_bound 0.385 0.326 0.320 0. (0.254) (0.240) (0.252) (0.254) Timedummies YES YES YES YES Sectoraldummies YES YES YES YES Reg.dummies YES YES YES YES Intercept -0.059 0.465 0.332 0. (0.331) (0.321) (0.367) (0.336) R2.48.49.48. Prob 0.000 0.000 0.000 0. N 672 672 672 Примечание. Зависимая переменная во всех уравнениях представляет собой логарифм пре мии по голосующим акциям (VP). Модели A, B, C и D отличаются регрессорами. Оценивание параметров уравнений регрессии проведено с помощью МНК. Кластер-робастные стандарт ные ошибки оценки параметров приведены в скобках (cluster robust опция в программе Stata).

Знаками *, **, *** отмечены 10, 5, and 1% уровни значимости, соответственно. С целью эко номии места в таблице не показаны оценки параметров при отраслевых, региональных и временных фиктивных переменных.

Акционеры, менеджеры и наёмные работники Таблица 5. «Трудовые» регрессии, описывающие поведение фирм на рынке труда A B C E ln(Wage) ln(Social) Dwage Arrears Monopsony -0.120 -0.179** -0.017 0. (0.105) (0.087) (0.035) (0.009) ILO_unemploym 0.005 -0.001 -0.021 0. (0.055) (0.048) (0.015) (0.006) Log(Reg_wage) 0.701*** 0.629*** -0.036* -0. (0.072) (0.066) (0.019) (0.007) Reg_arrears 0.002 0.003 -0.001 0.004*** (0.006) (0.006) (0.003) (0.001) Log(Sales) 0.013 0.016 0.007 0.003* (0.015) (0.014) (0.005) (0.002) Power utilities -0.165*** -0.129* -0.008 0. (0.061) (0.066) (0.016) (0.007) Metallurgy -0.630*** -0.433*** 0.055*** 0. (0.061) (0.063) (0.018) (0.007) Chemical -0.144 -0.118 0.060 -0.013* (0.207) (0.176) (0.047) (0.007) Machine building -0.464*** -0.356*** 0.015 0. (0.091) (0.095) (0.031) (0.019) Light -0.518** -0.474*** 0.081*** 0. (0.212) (0.168) (0.029) (0.014) Transp.&communic. -0.336*** -0.292*** -0.011 -0.034*** (0.060) (0.065) (0.016) (0.007) Timedummies YES YES YES YES Reg. dummies YES YES YES YES Intercept 1.925*** 0.939*** -0.166* 0. (0.328) (0.325) (0.098) (0.043) R2.76.64.44. Prob 0.000 0.000 0.000 0. N 672 672 672 Примечание. Зависимые переменные характеризуют: уровень заработной платы работников (А), уровень отчислений на соц. нужды (В), рост реальной зарплаты (С) и величину задолженности по зарплате по отношению к ФОТ (D). Оценивание параметров уравнений регрессии проведено с помощью МНК. Кластер-робастные стандартные ошибки оценки параметров приведены в скобках (cluster robust опция в программе Stata). Знаками *, **, *** отмечены 10, 5, and 1% уровни значимости, соответственно. С целью экономии места в таблице не показаны оценки парамет ров при региональных фиктивных переменных.

6. Результаты регрессионного анализа Таблица 6. Результаты регрессионного анализа, политика фирм в сфере занятости аппроксимирована средней заработной платой в расчете на одного работника A B C D E resid _VP 0.004 0.086** 0.097** 0. (0.018) (0.043) (0.046) (0.044) resid _VP *Control -0.089* (0.047) Control 0. (0.041) resid _VP*Cont_sh -0.100** (0.050) Cont_sh 0. (0.044) resid _VP * Downer -0. (0.001) Downer 0.002* (0.001) resid _VP * Downer_1 0. (0.053) resid _VP * Downer_2 0. (0.030) resid _VP* Downer_3 0. (0.022) resid _VP *Downer_4 -0. (0.063) Intercept -0.000 -0.042 -0.060 -0.068* -0. (0.014) (0.039) (0.041) (0.036) (0.014) Test resid _VP * F=0. Downer_1= resid _VP *Downer_4 Prob=0. R2.00011.0072.01.018. Prob.818.115.021.173. N 672 672 672 672 Примечание. Зависимыми переменными выступают остатки регрессионной моде ли А (Таблица 5) (необъясненная часть заработной платы). Основной регрессор (resid _VP) – остатки модели А (Таблица 4) (необъясненная часть премии по голо сующим акциям). В спецификациях В, С, D, E в качестве регрессоров использова ны произведения (resid _VP) и переменных, характеризующих структуру контроля в фирмах. Оценивание параметров уравнений регрессии проведено с помощью МНК. Кластер-робастные стандартные ошибки оценки параметров приведены в скобках (cluster robust опция в программе Stata). Знаками *, **, *** отмечены 10, 5, and 1% уровни значимости, соответственно.

Акционеры, менеджеры и наёмные работники Таблица 7. Результаты регрессионного анализа, политика фирм в сфере занятости аппроксимирована отчислениями на социальные нужды в расчете на одного работника A B C D E resid _VP 0.009 0.070 0.084** 0.073* (0.017) (0.043) (0.041) (0.039) resid _VP *Control -0. (0.047) Control 0. (0.041) resid _VP*Cont_sh -0.081* (0.045) Cont_sh 0. (0.045) resid _VP * Downer -0. (0.001) Downer 0. (0.001) resid _VP * Downer_1 0. (0.047) resid _VP * Downer_2 0. (0.028) resid _VP* Downer_3 0. (0.023) resid _VP *Downer_4 -0. (0.056) Intercept 0.000 -0.030 -0.050 -0.056 -0. (0.014) (0.038) (0.043) (0.035) (0.014) Test resid _VP * F=1. Downer_1= resid _VP *Downer_4 Prob=0. R2.00058.0047.0081.017. Prob.587.385.095.148. N 672 672 672 672 Примечание. Зависимыми переменными выступают остатки регрессионной моде ли В (Таблица 5) (необъясненная часть отчислений на социальные нужды). Основ ной регрессор – остатки resid _VP модели А (Таблица 4) (необъясненная часть премии по голосующим акциям). В спецификациях В, С, D, E в качестве регрессо ров использованы произведения resid _VP и переменных, характеризующих струк туру контроля в фирмах. Оценивание параметров уравнений регрессии проведено с помощью МНК. Кластер-робастные стандартные ошибки оценки параметров приведены в скобках (cluster robust опция в программе Stata). Знаками *, **, *** отмечены 10, 5, and 1% уровни значимости, соответственно.

6. Результаты регрессионного анализа Таблица 8. Результаты регрессионного анализа, политика фирм в сфере занятости аппроксимирована ростом реальной заработной платы в расчете на одного работника A B C D E resid _VP 1.250 3.773 3.044 2. (1.004) (5.007) (5.038) (2.707) resid _VP *Control -2. (5.079) Control 2. (2.265) resid _VP*Cont_sh -1. (5.090) Cont_sh 2. (2.506) resid _VP * Downer -0. (0.055) Downer 0. (0.033) resid _VP * Downer_1 1. (4.237) resid _VP * Downer_2 1. (1.489) resid _VP* Downer_3 0. (1.763) resid _VP *Downer_4 2. (1.978) Intercept -0.000 -2.072 -2.475 -0.243 0. (0.419) (2.191) (2.440) (1.470) (0.422) Test resid _VP * F=0. Downer_1= resid _VP *Downer_4 Prob=0. R2.0025.0055.0056.0028. Prob.2151429.5503606.4982426.6760003. N 672 672 672 672 Примечание. Зависимыми переменными выступают остатки регрессионной моде ли С (Таблица 5) (необъясненная часть роста реальной заработной платы). Основ ной регрессор resid _VP – остатки модели А (Таблица 4) (необъясненная часть премии по голосующим акциям). В спецификациях В, С, D, E в качестве регрессо ров использованы произведения resid _VP и переменных, характеризующих струк туру контроля в фирмах. Оценивание параметров уравнений регрессии проведено с помощью МНК. Кластер-робастные стандартные ошибки оценки параметров приведены в скобках (cluster robust опция в программе Stata). Знаками *, **, *** отмечены 10, 5, and 1% уровни значимости, соответственно.

Акционеры, менеджеры и наёмные работники Таблица 9. Результаты регрессионного анализа, политика фирм в сфере занятости аппроксимирована величиной задолженности по оп лате труда по отношению к фонду заработной платы A B C D E resid _VP -0.


350 -2.029*** -2.313*** -1.607** (0.275) (0.724) (0.659) (0.710) resid _VP *Control 1.845** (0.770) Control -0. (0.753) resid _VP*Cont_sh 2.141*** (0.704) Cont_sh -0. (0.805) resid _VP * Downer 0.029* (0.015) Downer -0. (0.015) resid _VP * Downer_1 -2.078*** (0.751) resid _VP * Downer_2 -0. (0.491) resid _VP* Downer_3 -0. (0.438) resid _VP *Downer_4 0. (0.579) Intercept 0.000 0.367 0.536 0.387 0. (0.203) (0.750) (0.806) (0.660) (0.204) Test resid _VP * Downer_1= F=6. resid _VP *Downer_4 Prob=0. R2.0039.014.017.016. Prob.204.0456.007.125. N 672 672 672 672 Примечание. Зависимыми переменными выступают остатки регрессионной моде ли D (Таблица 5) (необъясненная часть задолженности по заработной плате). Ос новной регрессор resid _VP – остатки модели А (Таблица 4) (необъясненная часть премии по голосующим акциям). В спецификациях В, С, D, E в качестве регрессо ров использованы произведения resid _VP и переменных, характеризующих струк туру контроля в фирмах. Оценка параметров уравнений регрессии проведена с помощью МНК. Кластер-робастные стандартные ошибки оценки параметров при ведены в скобках (cluster robust опция в программе Stata). Знаками *, **, *** отме чены 10, 5, and 1% уровни значимости, соответственно.

6. Результаты регрессионного анализа Используя информацию по оцениванию параметров, представленную в таблице 5, мы вычисляем остатки resid _lnWage (формула 4), которые используем в дальнейшем анализе, интерпретируя их как политику ме неджмента на рынке труда.

Результаты регрессионного анализа для базовой регрессионной моде ли приведены в таблицах 6–9. Каждая таблица соответствует одному из четырех показателей поведения фирм на рынке труда – размеру заработ ной платы, величине просроченной задолженности и т.д. В столбце А ка ждой таблицы показаны результаты оценивания простейшей модели, при помощи которой мы предприняли попытку установления связи между поведением фирм на рынке труда, с одной стороны, и на рынке капитала, с другой, при помощи простейшей парной регрессии. Эта связь оказыва ется статистически незначимой вне зависимости от используемого показа теля, отражающего политику фирм в сфере занятости.

В столбце В каждой таблицы показаны результаты оценки парамет ров более сложной модели, в которой предполагается, что связь между поведением фирм на рынке труда, с одной стороны, и на рынке капитала – с другой, может зависеть от структуры контроля в фирме. Для того, чтобы учесть влияние структуры контроля, мы включаем в модель фиктивную переменную Control, принимающую значение 1, если в компании имеется контролирующий собственник (более 50% голосующих акций), и прини мающую значение ноль в противном случае, а также произведение этой фиктивной переменной и переменной, описывающей политику фирм по отношению к акционерам resid _VP, то есть resid_VP* Control. Результа ты анализа связи между политикой фирм в сфере занятости и политикой по отношению к акционерам заметно меняются. Оказывается, что в фир мах, где отсутствует мажоритарный контроль, экспроприация (минори тарных) акционеров (больший размер частных выгод контроля) сопряжена с более высоким уровнем оплаты труда (см. таблицу 6, столбец В). В то же время в компаниях, где наличествует контролирующий собственник, такая связь не прослеживается. Более того, сумма коэффициентов при пе ременных resid_VP и resid _VP* Control в этом случае отрицательная. Ес ли бы эта сумма двух коэффициентов значимо отличалась от нуля, мы могли бы говорить о кардинальной смене тенденции в фирмах, где есть контролирующий собственник. Иными словами, выходило бы, что в фир мах с мажоритарным контролем экспроприация акционеров и работников идут рука об руку. Поскольку сумма коэффициентов незначимо отличает Акционеры, менеджеры и наёмные работники ся от нуля, мы можем лишь сказать, что в фирмах с мажоритарным кон тролем не прослеживается статистически значимой связи между поведе нием фирм на рынке труда, с одной стороны, и на рынке капитала – с дру гой.22 Помимо уровня заработной платы, подобного рода зависимость прослеживается и для величины просроченной задолженности по заработ ной плате (см. таблицу 9, столбец В). В компаниях, где нет контролирую щего собственника, прослеживается отрицательная корреляция между остатками двух регрессионных моделей первого уровня. Иными словами, рост частных выгод контроля (увеличение премии по голосующим акци ям) связан со снижением просроченной задолженности по заработной плате. В тех же компаниях, где имеется мажоритарный собственник, такая связь не прослеживается (сумма коэффициентов при переменных resid _VP и resid _VP* Control остается отрицательной, однако статистически значимо не отличается от нуля).

В столбце С каждой таблицы мы рассматриваем другую модифика цию модели, где вместо переменной Control использована переменная Control_sh. Результаты оценивания модели С очень близки к результатам оценивания модели В (см., например, таблицу 6). Вновь обнаружена нега тивная корреляция между экспроприацией акционеров и работников, но только в компаниях без мажоритарных владельцев. Иными словами, фир мы без мажоритарных владельцев, в которых менеджмент получает зна чительные частные выгоды от обладания контролем, выплачивают работ никам более высокое вознаграждение.

В спецификации D с целью описания структуры контроля мы исполь зуем переменную D_owner, указывающую на разницу в размере пакетов акций двух крупнейших собственников. Предполагается, что если эта раз ница велика, второму крупнейшему акционеру будет сложно оказывать влияние на политику фирмы, а вероятность перехода контроля над фир мой из рук в руки будет незначительной. Интересные результаты для этой переменной получены в моделях, приведенных в таблице 9 (то есть для величины задолженности по оплате труда). Интерпретация коэффициен тов в этих моделях в целом мало отличается от интерпретации ранее по Здесь уместно вновь сделать оговорку (см. также параграф 4.2) о том, что отсутствие статистически значимой корреляции остатков в настоящем исследова нии нельзя интерпретировать как отсутствие связи между показателями корпора тивного управления и политикой фирм в сфере занятости.

6. Результаты регрессионного анализа лученных результатов. Структура контроля, как и ранее, имеет решающее значение.

Наконец, в спецификации Е с целью описания структуры контроля над фирмами мы рассмотрели фиктивные переменные, характеризующие распределение переменной D_owner, в частности, попадание ее значений в первый и последний децили распределения, а также между 10 и 50, а так же 50 и 90 персентилями. Для переменной, характеризующей величину задолженности по заработной плате (см. таблицу 9), получены значимые результаты, которые в целом сходны с ранее установленными зависимо стями. В частности, оказывается, что рост частных выгод контроля (уве личение премии по голосующим акциям) связан со снижением просро ченной задолженности по заработной плате, но только в компаниях, отно сящихся к первому децилю распределения переменной D_owner. Иными словами, эта связь прослеживается в компаниях, где два крупнейших соб ственника обладают примерно равными пакетами акций, и, следовательно, отсутствует мажоритарный контроль. В компаниях, относящихся к по следнему децилю распределения переменной D_owner, то есть в тех, где крупнейший акционер обладает максимальной властью, связь между ча стными выгодами контроля и просроченной задолженностью по заработ ной плате становится положительной, однако не является статистически значимой. Если бы эта связь была значима, у нас были бы основания го ворить о том, что контролирующие собственники экспроприируют одно временно как миноритарных акционеров, так и работников компаний.

Мы также провели анализ устойчивости полученных эконометриче ских выводов к изменениям спецификации моделей, в частности, к моди фикации списка регрессоров, включая дополнительные переменные, ха рактеризующие рентабельность активов, леверидж и логарифм капитало емкости компаний. Результаты анализа показаны в Приложении 6 (табли цы 6.1–6.4) и в целом мало отличаются от результатов, приведенных в таблицах 6–9 основного текста работы. Как и прежде, обнаружена нега тивная корреляция между экспроприацией акционеров и работников, но только в компаниях, где отсутствуют акционеры, владеющие контроль ными пакетами акций.

Акционеры, менеджеры и наёмные работники 7. ОСНОВНЫЕ ВЫВОДЫ ИССЛЕДОВАНИЯ Проведенный в настоящей работе эмпирический анализ связи между корпоративным управлением и политикой фирм в сфере занятости, опи рающийся на современные статистические и эконометрические методы, подтверждает базовую гипотезу исследования о том, что корпоративное управление связано с политикой фирм в сфере занятости и вознагражде ния работников.

В частности, результаты регрессионного анализа данных за 1997– 2006 гг. по российским компаниях с двумя типами акций показывают, что работники компаний с серьезными проблемами в корпоративном управ лении могут быть в относительно более благоприятном положении, чем работники прочих фирм, с менее выраженным конфликтом между (мино ритарными) акционерами и менеджерами (контролирующими собствен никами). Это можно интерпретировать в том свете, что менеджеры, пы тающиеся извлекать частные выгоды контроля и экспроприировать ак ционеров, вынуждены прибегать к более щедрой политике в области заня тости и заработной платы. Важно отметить, что эта связь отчетливо про слеживается только в компаниях с относительно размытой структурой контроля, то есть там, где менеджмент располагает относительной свобо дой действий и не связан жесткими обязательствами перед крупными ак ционерами. Напротив, в фирмах, имеющих мажоритарного акционера, четкая связь между извлечением частных выгод контроля и политикой в сфере занятости не прослеживается. Полученные нами результаты в целом хорошо согласуются с результатами ряда работ, проведенных в последние годы на американских и шведских данных. Например, наши выводы близ ки к результатам исследований Бертрана и Мюллэнатана (Bertrand and Mullainathan 1999, 2003), Атанасова и Кима (Atanassov and Kim 2009), а также Кронквиста и др. (Cronqvist et al. 2009).


Несложно увидеть возможности использования результатов исследо вания для выработки экономической политики, в частности, при разработ ке и совершенствовании регулирования корпоративного управления (и в первую очередь, защиты акционеров) и трудовых отношений между ра ботниками и работодателями. В частности, при анализе возможных эф фектов государственной политики в одной из этих сфер (усиление законо 7. Основные выводы исследования дательной защиты акционеров или более жесткое регулирование трудо вых отношений) следует принимать во внимание возможные последствия в другой сфере. В частности, ужесточение трудового законодательства может способствовать формированию альянсов между работниками и не эффективными менеджерами, что негативно повлияет на эффективность корпоративного сектора в целом.

Акционеры, менеджеры и наёмные работники ПРИЛОЖЕНИЕ 1.

ПОЛИТИКО-ЭКОНОМИЧЕСКИЙ И ПРАВОВОЙ АСПЕКТЫ ЗАЩИТЫ ИНТЕРЕСОВ РАБОТНИКОВ И ИНВЕСТОРОВ Широко известно, что бльшая часть академических работ на стыке права и корпоративного управления посвящена юридической защите прав инвесторов. Однако существуют и другие важные группы стейкхолдеров, например, работники, юридическая защита которых значительно варьиру ется в разных странах (Atanassov 2006;

Botero et al. 2004), что, как показы вают результаты исследований, оказывает значительное влияние на про изводительность, занятость, инвестиции и пр. До последнего времени во прос о том, каким образом разница в уровне защиты прав инвесторов и работников влияет на взаимоотношения стейкхолдеров в компании, был исследован явно недостаточно, хотя сама концепция стейкхолдеров широ ко освещена в исследованиях (см., напр., Tirole 2001).

Важной теоретической базой для исследований в области корпора тивного управления и политики занятости служат теории защиты прав занятых и детерминации форм корпоративного управления, которые раз деляются на две большие группы: юридические (La-Porta et al. 1998, 1999, 2006) и политические (Roe 2000;

Pagano and Volpin 2005b). Первая группа связывает межстрановые различия в регулировании труда и корпораций с национальными юридическими традициями. Экономики, базирующиеся на британском праве, имеют наиболее слабое регулирование. Страны, опирающиеся на традицию римского права, – самую высокую степень регулирования. Скандинавские и германские юридические традиции за нимают промежуточное место. Рассматривая трудовое законодательство, многие исследователи приходят к выводам о более высоком уровне защи ты прав работников в странах с гражданским правом, нежели в странах общего права.

В то же время страны с британским правом характеризуются наи большей степенью защиты прав акционеров и распыления корпоративной собственности, что не является характерным для стран французской юри дической традиции. Более того, компании с распыленной собственностью более характерны для стран с общим правом, а компании, контролируе Приложения мые семьями и государством, являются более типичными для стран кон тинентального права. В целом, как показывают исследования (La Porta et al. 1998;

Roe 2003;

Belloc and Pagano 2009), страны с высоким уровнем защиты прав акционеров обычно характеризуются низкой степенью защи ты интересов работников.

Интересно, что страны, характеризующиеся высоким уровнем защи ты прав занятых, имеют тенденцию к высокой степени концентрации соб ственности (Roe 2003). Для стран ОЭСР существует отрицательная корре ляция между уровнем защиты прав работников и степенью распыленности собственности в корпорациях. В работе (Belloc and Pagano 2009) пред ставлено исследование о взаимосвязи индекса защиты прав занятых и ин декса распыленности собственности в странах ОЭСР. Франция, Греция, Италия, Португалия и Испания характеризуются высоким уровнем защи ты прав занятых и сильной концентрацией собственности. В США имеет место высокий уровень распыленности капитала в компаниях и в то же время самая низкая степень защиты прав работников.

Политические теории в области трудового права и корпоративного управления фокусируются на роли политической и институциональной среды, окружающей фирму, с точки зрения влияния на экономические показатели деятельности рынков труда и финансовых рынков. Пагано и Вольпин (Pagano and Volpin 2005a) утверждают, что пропорциональные электоральные системы ведут к более сильному уровню защиты прав за нятых и низкой степени защиты прав акционеров, чем мажоритарные сис темы. Авторы исследуют одновременно детерминанты защиты прав заня тых и акционеров на выборке из 21 страны ОЭСР и приходят к выводу, что пропорциональность системы голосования негативно связана с защи той акционеров и позитивно – с правами занятых. Роу в (Roe 2000, 2003) обращает внимание на другой аспект политической системы, который он называет «социальной демократией»: левое правительство, жесткое регу лирование защиты труда и щедрые государственные расходы.

Беллок и Пагано в (Belloc and Pagano 2009) на выборке из 16 стран ОЭСР пришли к выводу, что для стран с правительствами левой направ ленности характерны структуры собственности с высокой концентрацией, а страны с правительством правого толка демонстрируют распыленную структуру корпоративной собственности. В работе (Mueller and Philippon 2006) авторы сдвигают фокус на качество трудовых отношений и показы вают, что семейная концентрированная структура собственности является Акционеры, менеджеры и наёмные работники более типичной для стран, в которых трудовые отношения рассматри ваются как враждебные, а распыленная структура собственности преоб ладает в странах, для которых характерны кооперативные трудовые от ношения.

Как альтернативу подходу, основанному на происхождении права, предложенному в (La Porta et al. 1998, 1999), Роу в (Roe 2003) высказывает утверждение о существовании связи между политическими правами заня тых и формами корпоративного управления. Согласно его подходу, разде ление собственности и контроля, характерное для американских корпора ций, существует не по причине более качественного корпоративного зако нодательства, которое защищает миноритарных акционеров, а благодаря отсутствию «социально-демократического» политического давления, ко торое в отсутствие сильных собственников стимулирует менеджеров вступать в сговор с работниками. Политическая мощь работников услож няет агентскую проблему, которая свойственна и стандартной американ ской компании.

Таким образом, Роу (Roe 2003) разработал, пожалуй, самую извест ную версию «политической» теории корпоративного управления, обратив внимание на то, что концентрация собственности в развитых странах по ложительно связана с индексами политической «левизны» партий, нахо дящихся у власти. В странах, где на протяжении длительного периода пра вящими партиями были социал-демократические или идеологически род ственные им, преобладает концентрированная собственность, в других странах – распыленная (деконцентрированная) собственность. По мнению Капелюшникова (Капелюшников 2005), это дает основания полагать, что тенденция к концентрации собственности может быть реакцией на поли тический феномен социал-демократии (политическая система, при кото рой государство активно вмешивается в экономику, осуществляет широ комасштабные перераспределительные программы и при возникновении конфликтов между предпринимателями и профсоюзами всегда встает на сторону последних). По мнению Роу, социал-демократия создает предпо сылки для формирования тройственного союза, состоящего из государст ва, профсоюзов и менеджмента крупнейших корпораций. Выходит, что работники заинтересованы ровно в том же, в чем социал-демократические правительства – в сохранении социальной стабильности, занятости, про тиводействии увольнениям и пр. При этом работники могут быть не заин Приложения тересованы в реорганизации предприятий, поскольку это грозит потерей рабочих мест.

В условиях социал-демократии возрастают агентские издержки, свя занные с опасностью бесконтрольного поведения менеджмента, и акцио нерам становится трудно гарантировать его лояльность. Становится слож ным использовать стимулирующие схемы вознаграждения менеджеров, поскольку это противоречит эгалитарным установкам правящих социал демократических партий. Рынок корпоративного контроля рассматривает ся как угроза социальной стабильности, поэтому он ослабевает. Менедже ры в большей мере заинтересованы в обеспечении социальной ответст венности бизнеса, чем в максимизации прибыли акционеров. В таких ус ловиях при распыленной собственности акционеры становятся беззащит ными перед триумвиратом государство/профсоюзы/менеджмент, и только концентрация собственности способна создать противовес, ограничиваю щий оппортунизм менеджеров (Капелюшников 2005). В этой связи Беллок и Пагано, при исследовании взаимосвязи между формами корпоративного контроля, структурой собственности, политическими правами занятых и уровнем защиты труда, приходят к выводу о том, что когда не существует разделения собственности и контроля, работники скорее ищут защиты у доминирующих акционеров (Belloc and Pagano 2009). Однако в то время как права занятых могут предотвращать разделение собственности и кон троля, наоборот, существование могущественных крупных акционеров может вызвать в некотором роде «социально-демократическую реакцию».

Акционеры, менеджеры и наёмные работники ПРИЛОЖЕНИЕ 2.

КОРПОРАТИВНОЕ УПРАВЛЕНИЕ И МЕХАНИЗМЫ КОМПЕНСАЦИИ МЕНЕДЖЕРОВ Поскольку наша работа во многом посвящена анализу влияния раз личных факторов корпоративного управления на положение работников, то в обзоре литературы в основной части работы достаточно подробно рассмотрены вопросы вознаграждения рядовых работников.

В то же время ничего не сказано об одном из центральных вопросов корпоративного управления – вознаграждении менеджеров. С помощью систем вознагра ждения советы директоров компаний могут попытаться состыковать ин тересы акционеров и менеджеров посредством заключения стимулирую щих контрактов, которые являются одним из внутренних механизмов корпоративного управления, направленных на смягчение агентских кон фликтов. Например, это можно осуществить посредством привязки возна граждения к рыночным и бухгалтерским показателям деятельности – кур совой стоимости акций, рентабельности инвестиций, экономической до бавленной стоимости и др. В стимулирующие контракты менеджеров мо гут включаться и доля в капитале, и даже угроза увольнения в случае низ кой рентабельности компании (Дженсен и Меклинг 2004). Однако в слу чае злоупотреблений механизмы компенсации менеджеров могут служить инструментом экспроприации акционеров и работников.

Значительный рост выплат руководителям высшего звена в послед ние десятилетия XX века вызвал большой интерес у исследователей к во просам вознаграждения. В статье (Gomez-Mejia and Wiseman 1997) авторы выдвинули предположение, что интерес к проблеме вознаграждения был вызван тем, что все более отчетливо стала проявляться связь между вы платами руководителям высшего звена и результатами деятельности ком пании. Дженсен и Мерфи (Jehnsen and Murphy 1990) пришли к выводу о существовании связи между размером компенсации менеджеров и резуль тативностью деятельности. Авторы установили, что в среднем в амери канских компаниях на каждое изменение в величине благосостояния ак ционеров (ценности компании) на 1000 долл. приходится изменение вели чины вознаграждения топ-менеджера на 3 долл. Каплан в (Kaplan 1994a,b) Приложения сделал заключение, что чувствительность вознаграждения (а также воз можности увольнений) к результатам деятельности компании одинакова в США, Германии и Японии. Этот факт имеет место, несмотря на то, что средний уровень выплат топ-менеджерам в США значительно выше.

С точки зрения агентской теории, вознаграждение является инстру ментом мотивации менеджеров к принятию решений, максимизирующих благосостояние акционеров и, таким образом, одним из способов сниже ния остроты агентской проблемы. Однако, как отмечают Шлейфер и Виш ны (Shleifer and Vishny 1997), серьезная проблема заключается в том, что при заключении таких контрактов, которые включают сильные механиз мы мотивации, у менеджеров появляются большие возможности для ма нипулирования, в особенности, если эти контракты заключаются со слабо мотивированными советами директоров, а не с крупными собственника ми.

Вопросы вознаграждения часто выходят на первый план при анализе частных выгод контроля менеджеров. Когда величина частных выгод ве лика, стимулирующие контракты обходятся компании довольно дорого, но в этом случае менеджеры действительно могут быть мотивированы действовать в интересах акционеров (Shleifer and Vishny 1997).

В работе (Ozkan 2007) исследуется другая проблема, а именно – ка ким образом разнообразные механизмы КУ влияют на политику компен сации труда исполнительного менеджмента. Автор изучает эту проблему на выборке английских компаний. В компенсационный пакет включаются заработная плата, бонусы наличными, фондовые опционы, долгосрочные планы мотивации. Анализируется влияние на размер вознаграждения та ких факторов, как доля собственности институциональных инвесторов, доля менеджеров, доля крупнейших акционеров, структура совета дирек торов. Так, многочисленные примеры из практики бизнеса британских компаний показывают, что институциональные инвесторы крайне нега тивно воспринимают решения совета директоров о выплате значительных бонусов топ-менеджерам, в особенности тем, при которых компании по несли убытки или потеряли долю рынка. В данном исследовании проде монстрировано, что в компаниях с размером совета директоров больше типичного и большей долей неисполнительных (внешних) директоров компенсационные пакеты топ-менеджеров гораздо больше, чем в других компаниях, и показано, что неисполнительные директора не являются бо Акционеры, менеджеры и наёмные работники лее эффективными с точки зрения мониторинга по сравнению с исполни тельными директорами.

И все же имеется намного больше свидетельств того, что именно не исполнительные директора осуществляют более эффективный контроль над деятельностью менеджеров. Так, Фама и Дженсен (Fama and Jensen 1983) утверждают, что неисполнительные директора имеют стимулы для обеспечения эффективного управления компанией, поскольку факт рабо ты в совете директоров успешной компании является для рынка показате лем их компетенций. Карьера исполнительных директоров тесно связана с высшим исполнительным менеджером (CEO), поэтому они вряд ли имеют мотивацию для негативного влияния на размер его компенсации.

По поводу влияния структуры совета директоров на размер компен сации топ-менеджеров результаты исследований противоречивы, в част ности, они разнятся для американских компаний (члены совета директо ров несут фидуциарную ответственность перед акционерами, и за невы полнение обязанностей по соблюдению их интересов на директоров мож но подать в суд) и для британских компаний, где такой юридической от ветственности у директоров нет. Дженсен и Мерфи (Jensen and Murphy 1990) утверждают, что топ-менеджеры американских компаний злоупот ребляли своим положением, назначая себе вознаграждения, которые не могли быть оправданы ни высокими профессиональными качествами, ни успешными результатами деятельности компании. Важно и то, что размер вознаграждения, выплачиваемого членам совета директоров, влияет на функции совета по мониторингу менеджмента. Например, американская энергетическая компания Enron, потерпевшая банкротство в 2001 г., была во многих видах деятельности инновационной, в том числе в формирова нии стимулирующих контрактов. Многие формы компенсации были при вязаны к рыночным показателям деятельности, поэтому существенная часть вознаграждения была связана с риском. Данная политика мотивиро вала менеджеров к увеличению показателей эффективности деятельности компании. Однако, как показывают исследования, такие формы стимули рования могут вести к манипулированию прибылью со стороны менедже ров (Murphy 1999;

Healey 1985).

Схожая ситуация наблюдалась в нидерландской компании Royal Ahold, одном из крупнейших мировых ритейлеров, потерпевшей банкрот ство в 2003 г. Значительную часть стимулирующих планов составляли фондовые опционы. Менеджеры приобретали акции, продавали их на Приложения рынке, это создавало стимулы использовать всевозможные механизмы, включая отношения с инвесторами, для поддержания ликвидности и цен акций (de Jong et al. 2007). Как показал опыт компании Royal Ahold, по пытка увязать прибыльность и рыночную привлекательность привела лишь к краткосрочному росту цен акций, но не к согласованию интересов акционеров и работников. В случае с компанией Enron такая практика также оказалась негативной.

Другой вопрос, который остро встал после скандала с Enron, – на сколько активно совет директоров проводит мониторинг реализации ком пенсационной политики и осуществления платежей. Например, в данной компании совет директоров одобрил выделение кредитной линии высше му исполнительному менеджеру Enron К. Лэю на 4 млн. долл., которая впоследствии была увеличена до 7,5 млн. долл. Однако позднее на слуша ниях в Сенате члены комитета по вознаграждениям совета директоров компании утверждали, что были не в курсе того факта, что на самом деле К. Лэй воспользовался кредитной линией на 77 млн. долл., а также пога шал кредит акциями компании (которые фактически продавал компании обратно). Кроме того, члены совета директоров, как оказалось, были не осведомлены о том, что при размере прибыли компании в 975 млн. долл.

по итогам 2000 г. общая сумма вознаграждения менеджерам по бонусным планам была равна 750 млн. долл. Не говоря уже о том, что компенсаци онный пакет президента Enron составлял около 31 млн. долл. в год, что в среднем в 4 раза превышало аналогичный показатель по компаниям конкурентам (Gillan and Martin 2007).

Примеры подобного поведения топ-менеджеров, ведущего к экспро приации инвесторов, были известны задолго до эпохи громких корпора тивных скандалов. Так, В. Познер, финансовый магнат из Майями, полу чил в 1985 г. 8 млн. долл. заработной платы в публичной компании DWG, которую он фактически контролировал, в то время как компания терпела значительные убытки (Shleifer and Vishny 1997).

Наличие у высшего исполнительного менеджера доли в капитале компании должно оказывать существенное влияние на формирование его компенсационного пакета. Аллен (Allen 1981) пришел к выводу, что воз награждение генерального директора является убывающей функцией от его доли собственности. Напротив, Холдернес и Шихан (Holderness and Sheehan 1988) показали, что менеджеры, которые являются крупнейшими акционерами, получают значительно большее вознаграждение, чем другие Акционеры, менеджеры и наёмные работники представители исполнительного звена. Объяснением может служить то, что при более высокой доле собственности менеджеры обладают большим контролем и могут использовать корпоративные ресурсы для назначения себе большего размера компенсации. Исследование Озкана для британ ских компаний (Ozkan 2007) показало, что при росте доли собственности генерального директора снижается сумма вознаграждения, привязанного к доходности акций, а при возрастании доли собственности совета ди ректоров уменьшается размер компенсационного пакета генерального директора.



Pages:     | 1 || 3 |
 





 
© 2013 www.libed.ru - «Бесплатная библиотека научно-практических конференций»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.