Deskriptiv information och resultat från regressionsmodellen

Tabell 6 visar deskriptiv statistik från den data som vi använt för att genomföra regressionen under perioden Q2 2009 till Q3 2019. Vad som är intressant att utläsa är att nettoutdelningen i förhållande till operativt kassaflöde pendlat mellan minsta värdet 9,6 procent och högsta värdet 53 procent. Detta är samma variabel som presenterades ovan i grafen om cash conservation equation. Vidare visar tabellen att FEDs balansräkning pendlat mellan 1,4 biljoner till 4,3 biljoner USD. Detta speglar alltså det sammanlagda värdet på de finansiella tillgångarna som den amerikanska centralbanken har köpt och sedan finanskrisen. Nettolånen har fluktuerat mellan 4,9 biljoner och 7,6 biljoner USD. Differensen mellan kostnaden för det egna kapitalet och räntan på en Baa-klassifierad företagsobligation har också fluktuerat och varit som högst 5,9 procent och lägst 2,7 procent.

Tabell 6. Deskriptiv statistik över variablerna

Tabellen visar medelvärde, standardavvikelse, min och max för variablerna över 42 observationer under tidsperioden Q2 2009 till Q3 2019. Nettolån och FED är presenterat i biljoner USD. Nettoutd_c och KostEK-Baa är i procent. För ytterligare beskrivning och beräkning av variablerna se appendix 2.

Variable Obs Mean Std.Dev. Min Max

Nettoutd_c (%) 42 38.738 9.705 9.619 53.112

FED ($) 42 3.401 .898 1.409 4.249

Nettolån ($) 42 5.748 .688 4.884 7.592

KostEK-Baa (%) 42 3.82 .869 2.679 5.866

Hur förändringen i variablerna har sett ut sedan finanskrisen redovisas nedan. Vad som är intressant att utläsa är att nettoutdelningen i förhållande till operativa kassaflödet har ökat från ungefär 10 till 47 procent under mätperioden (se Figur 8). Under tiden har samtidigt nettobelåningen ökat från ungefär 5,5 till 7,6 biljoner, en ökning med 38 procent (se Figur 11). Vidare har FEDs balansräkning stärks från ungefär 1,4 till 3,6 biljoner, en ökning med hela 257 procent (se Figur 9). Variabeln KostEK-Baa ökade i starten av mätperioden för att sedan normaliseras mellan 3–4 procent (se Figur 10). Detta kan vara på grund av att kostnaden för det egna kapitalet var högre efter krisen, eller med andra ord att riskpremien för att gå ut på aktiemarknaden var högre till följd av finanskrisen.

Figur 8. Nettoutdelning till aktieägare i förhållande till operativt kassaflöde Källa: Yardeni (2020); Datastream och författarnas beräkningar

Figur 9. Feds balansräkning Källa: FRED (2020)

Figur 10. Differensen mellan kostnaden för det egna kapitalet och Baa-räntan Källa: Yardeni (2020); FRED (2020); Datastream och författarnas beräkningar

Figur 11. Nettolån Källa: Datastream

Figur 12. Operativt kassaflöde Källa: Datastream

Förändringen i det operativa kassaflödet i Figur 12 innebär att fritt kassaflöde har ökat i samma takt som investeringar sedan finanskrisen. Det innebär att investeringar också har ökat även om det varit i paritet med historiska nivåer i förhållande till det operativa kassaflödet.

Resultatet från regressionsmodellen med Newey-West standardfel visas i Tabell 7.

Modellen förklarar hur den beroende variabeln nettoutdelning i förhållande till det operativa kassaflödet har förändrats till följd av de oberoende variablerna nettolån, FED och KostEK-Baa. Eftersom vi tidigare genomfört ett Durbin-Watson test och funnit att modellen kan lida av positiv seriekorrelation eller heteroskedasticitet kommer vi att redovisa resultatet med Newey-West standardfel med ett laggat värde. Regressionen med normala standardfel återfinns i Tabell 8. Newey-West standardfel påverkar som tidigare nämnt inte koefficienterna utan gör i regel endast standardfelen större för att inte överskatta värdet på teststatistikan.

Tabell 7. Regressionsresultat med Newey-West standardfel, lag(1)

Den första variabeln FED visar ett starkt positivt samband med nettoutdelningen till aktieägare i förhållande till operativt kassaflöde. Det här var den variabeln vi hade med i modellen som mått på den okonventionella penningpolitiken. Detta stödjer vår tes om att FEDs penningpolitik har påverkat företags val att i större utsträckning vända sig till återköp av aktier och utdelningar. Modellen visar att om FEDs balansräkning ökar med 1

Nettoutd_ct Coef. St.Err. t-value p-value [95% Conf Interval] Sig

FEDt-1 7.862 1.267 6.20 0.000 5.294 10.429 ***

Nettolånt-1 3.582 0.979 3.66 0.001 1.598 5.567 ***

KostEK-Baat-1 3.018 1.077 2.80 0.008 0.835 5.201 ***

Constant -19.243 9.973 -1.93 0.061 -39.450 0.964 *

Mean dependent var 39.385 SD dependent var 8.859

Number of obs 41.000 F-test 19.745

*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

biljon USD ökar nettoutdelningen i förhållande till operativt kassaflöde i genomsnitt med 7,9 procent på den amerikanska aktiemarknaden, ceteris paribus.

Vidare visar modellen i Tabell 7 att när nettolånen ökar med 1 biljon USD så ökar nettoutdelningen i förhållande till operativt kassaflöde i genomsnitt med 3,6 procent, ceteris paribus. Koefficienten pekar åt de håll vi hade förväntat oss.

Den tredje variabeln KostEK-Baa är signifikant och koefficienten pekar åt det håll vi förväntade oss i metodkapitlet. När differensen mellan kostnaden för det egna kapitalet och en Baa-klassificerad företagsobligation ökar med 1 procentenhet ökar nettoutdelningen i förhållande till operativt kassaflöde i genomsnitt med 3 procent, ceteris paribus.

Samtliga variabler visar p-värden under 0,01 när vi använder Newey-West standardfel vilket är detsamma som för regressionsmodellen med vanliga standardfel vilket kan utläsas i Tabell 8. Vi har valt att redovisa den vanliga regressionen nedan för att jämföra standardfelen mot Newey-West.

Mean dependent var 39.385 SD dependent var 8.859

R-squared 0.774 Number of obs 41.000

F-test 42.289 Prob > F 0.000

*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Något som är intressant att påpeka är att standardfelen i Newey-West modellen är större för variabeln FED och KostEK-Baa men inte för nettolånen. Detta är en indikation på att modellen kan innefatta icke-stationära variabler, autokorrelation, heteroskedasticitet eller lida av omitted variable bias (Studenmund, 2014, s. 342). Vi vill således återupprepa att vi genomfört Engle-Grangers test för kointegration mellan variablerna och att vi har stöd, på 5 procents signifikansnivå, att modellen inte är spuriös. Felet kan således tänkas bero på att vi har gått miste om någon viktig förklarande variabel.

Vidare visar regressionen i Tabell 8 ovan att R-squared uppgår till 0,774. Detta visar att de oberoende variablerna i vår modell förklarar en stor del av förändringen i nettoutdelningen till aktieägare i förhållande till operativt kassaflöde. Vi vill dock poängtera att värdet till viss del kan vara överskattat på grund av att vi använder tidsseriedata och inte kunnat utesluta att modellen lider av positiv seriekorrelation.