5.1 Populationens olika utdelningsnivåer
0 2000 4000 6000 8000 10000 12000 14000 Mkr 1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 25 27
Utdelningsnivåer bland de undersökta företagen
Figur 2: Utdelningsnivåer under 2005 bland de 28 undersökta företagen
Det finns inte några extrema utdelningsnivåer bland de 28 företag som undersöktes (Figur 2). Ett fåtal företag väljer att avstå helt från utdelning medan det företag som 2005 delade ut mest delade ut 5 143 miljoner kronor till sina aktieägare.
5.2 Enkla regressionsmodeller
0 β β1 P-värde 2 R 1 V = Omsättningstillväxt 1 386,0 300,2 0,635 0,9 % 2 V = Beta 1 145,7 303,0 0,610 1 % 3 V = Skuldsättningsgrad 2 077,0 -324,0 0,072 11,9 % 4 V = Antal ägare 946,6 0,0047 0,000 48,1 % 5 V = Företagsstorlek -9 448,0 1 036,3 0,000 9,4 % 6 V = Insider ägande 1 595,2 -3 606 0,235 5,4 % 7V = Stab. i utd. policyn 0,0 1 632,3 0,072 11,9 %
Tabell 1: Enkla regressionsmodeller över de oberoende variablerna
Det finns två variabler (Tabell 1), det vill säga företagsstorlek samt antal ägare, som har överlägset högst förklaringsgrad. Förklaringsgraden (R ) visar hur många procent 2 vardera variabel kan förklara av förändringarna i utdelningsnivån. Ju mer en variabel
kan förklara förändringarna i utdelningsnivån desto bättre. Detta innebär även att för-klaringsgraden är en indikation på hur väl de olika variablerna korrelerar med den be-roende variabeln som i vårt fall är utdelningsnivån. Både företagsstorlek och ägandet spridning visade sig vara signifikanta vid en femprocentig nivå, vilket innebär att be-takoefficienterna för dessa variabler är skilda från noll. En annan tolkning av detta resultat är att vi med lägst 95 % konfidens kan säga att både företagsstorlek och ägan-dets spridning har stort inflytande på de undersökta företagens utdelningsnivå. Skuld-sättningsgraden och dummyvariabeln visade sig vara signifikanta vid en tio procentig signifikansnivå vilket innebär att det med 90 % konfidens går att säga att dessa två variabler påverkar företagens utdelningsnivå. De övriga variablerna är dock inte sig-nifikanta vid dessa signifikansnivåer vilket alltså resulterade i låga förklaringsgrader för dessa. Av de sju variablerna som testats individuellt är det fem som har koeffici-enter som uppvisar samma tecken som förväntat. Innan modellerna utformades för-väntades både beta och genomsnittlig omsättningstillväxt korrelera negativt med fö-retagens utdelningsnivå. Detta går inte att styrka utifrån vårt datamaterial då koeffici-enterna till dessa variabler är positiva vilket också innebär att de är positivt korrele-rade med utdelningsnivån.
5.3 Multipel regressionsanalys
Koefficient σ av koeffici-enten T-värde P-värde Konstant -10 195,0 1 748,0 -5,83 0,000 1 V = Omsättningstillväxt 623,9 324,4 1,92 0,069 2 V = Beta -298,2 318,6 -0,94 0,360 3 V = Skuldsättningsgrad -160,9 132,3 -1,22 0,238 4 V = Antal ägare 0,0028438 0,0007057 4,03 0,001 5 V = Företagsstorlek 1 031,0 168,1 6,13 0,001 6 V = Insider ägande -1 814,0 1 363,0 -1,33 0,198 7V = Stab. i utd. policyn 1 152,2 575,3 2,00 0,059
Tabell 2: Multipel regressionsanalys över de oberoende variablerna
Modellen som helhet visar en förklaringsgrad på 86,2 % (Bilaga 2) vilket innebär att de inkluderade variablerna i modellen kan förklara 86,2 % av förändringarna i
utdel-ningsnivån. Den framtagna modellen är signifikant vid en procent med ett F-värde på 17,87 (Bilaga 2). Trots att modellen som helhet är signifikant är tre av de sju förkla-rande variablerna inte signifikanta vid en tioprocentig signifikansnivå eftersom p-vär-dena är större än 0,1 (Tabell 2). Till skillnad från föregående tabell visar nu koeffi-cienten till betavariabeln att den är negativt korrelerad med utdelningsnivån. I denna modell där alla sju förklarande variabler inkluderas samtidigt, har sex av sju koeffici-enter samma tecken som förväntat. Ingen av de oberoende variablerna hade en korre-lation över 0,7 vilket innebär att alla variabler är av intresse att inkludera i modellen och att de inte påverkar varandra nämnvärt (Bilaga 2). T-värdet i tabellen nedan är de t-statistikor som tas fram vid nollhypotestest. Ju högre t-värden som erhålls desto säk-rare kan man vara på att variablerna är relevanta och att de påverkar utdelningsnivån.
5.3.1 Omsättningstillväxt
Enligt tabellen över den multipla regressionsmodellen har ett företags genomsnittliga omsättningstillväxt en positiv inverkan på utdelningsnivån. Resultaten från den fram-tagna modellen visar att en enhets ökning av omsättningstillväxten, allt annat lika, ökar den genomsnittliga utdelningsnivån med 623,9 miljoner kronor. Inte heller denna variabel är signifikant vid en femprocentig signifikansnivå, men till skillnad från beta så är variabeln omsättningstillväxt signifikant vid en signifikansnivå på 6,9 % (Tabell 2). Hypotesen att β1 ≠0går att förkasta vid en tioprocentig signifikansnivå eftersom p-värdet för β2 endast är 6,9 %. Det går alltså att med lägst 90 % konfidens att säga att β1 skiljer sig från noll, vilket även innebär att ett företags omsättningstillväxt med stor säkerhet påverkar dess utdelningsnivå. Dock påverkar den, mot förväntan, utdel-ningsnivån positivt.
5.3.2 Beta
Denna variabel har enligt den framtagna modellen en negativ effekt på utdelningsni-vån bland företagen. Om betavariabeln ökar med en enhet, allt annat lika, minskar ut-delningsnivån i genomsnitt med 298,2 miljoner kronor. Koefficienten för denna va-riabel är dock inte signifikant eftersom nollhypotesen, det vill säga att β2 ≠0inte går att förkasta på en femprocentig signifikansnivå. Detta på grund av att
konfidensinter-vallet på 95 % för denna koefficient innehåller siffran noll, det vill säga värdena ligger mellan -952,0 och 355,6 (Bilaga 3). Utifrån detta resultat går det inte att säga att beta-variabeln kan förklara ett företags utdelningsnivå då nollhypotesen inte kunde för-kastas. För att kunna förkasta nollhypotesen måste vi använda oss av en lägsta signifi-kansnivå på 36 % vilket går att utläsa av p-värdet (Tabell 2). Denna signifisignifi-kansnivå bidrar till alldeles för stor osäkerhet och det är därför troligt att beta inte påverkar po-pulationens utdelningsnivå.
5.3.3 Skuldsättningsgrad
Koefficienten för variabeln skuldsättningsgrad påverkar enligt modellen ett företags utdelningsnivå negativt, vilket också förväntades innan modellen framställdes. Om skuldsättningsgraden ökar med en enhet, allt annat lika, så kommer ett företags ge-nomsnittliga utdelningsnivå att minska med 160,9 miljoner kronor. Eftersom tabellen visar ett lågt t-värde samt högt p-värde innebär detta att nollhypotesen, det vill säga att
0
3 ≠
β inte går att förkasta vid en femprocentig signifikansnivå. Lägsta signifikans-nivån där nollhypotesen kan förkastas är 23,8 %, vilket är alltför högt (Tabell 2). Mo-dellen kan därför inte styrka att ett företags skuldsättningsgrad överhuvudtaget påver-kar dess utdelningsnivå.
5.3.4 Ägarstruktur
Även spridningen på ägandet har en positiv effekt på företagens genomsnittliga utdel-ningsnivå. Om antalet ägare ökar med en enhet, allt annat lika, så ökar utdelningsni-vån i genomsnitt med 0,0028438 miljoner kronor. Alltså ökar utdelningsniutdelningsni-vån i takt med att antalet ägare ökar, vilket också förväntades redan innan modellen togs fram. Det går att med 95 % konfidens statistiskt säkerställa att antalet aktieägare påverkar utdelningsnivån positivt. Nollhypotesen förkastas vid signifikansnivån på 5 % och t-statisktikan visar ett relativt högt t-värde på 4,03 vilket resulterar i ett lågt p-värde på 0,001 (Tabell 2).
5.3.5 Företagsstorlek
Ett företags storlek har enligt modellen en positiv inverkan på ett företags utdelnings-nivå. Ökar ett företag sin storlek med en enhet, allt annat lika, så ökar utdelningsnivån i genomsnitt med 1 031,0 miljoner konor. Detta belopp visar att ett företags storlek har en stor inverkan på utdelningsnivån. Det går att med lägst 95 % konfidens att säga att 0β5 ≠ vilket innebär att de undersökta företagens storlek med väldigt stor säker-het påverkar utdelningsnivån. Detta går att utläsa från tabellen ovan där man kan se att
5
β har ett högt t-värde samt ett p-värde som är noll (Tabell 2).
5.3.6 Insider ägande
Koefficienten för variabeln internt ägande visar att ett företags utdelningsnivå påver-kas negativt av andelen aktier som ägs internt i företaget. Skulle det interna ägandet öka med en enhet, allt annat lika, så skulle utdelningsnivån i genomsnitt minska med 1 814 miljoner kronor. Utifrån denna siffra går det att konstatera att internt ägande, enligt modellen, har stor negativ effekt på ett företags utdelningspolicy. Detta går dock inte att statistiskt säkerställa vid en femprocentig signifikansnivå då konfidens-intervallet för denna koefficient täcker in nollan. Nollhypotesen att β6 ≠0går endast att förkastas vid som lägst en signifikansnivå på 19,8 % (p-värde), vilket innebär att det finns en hög risk att β6 =0 (Bilaga 3). Detta betyder att vi med stor säkerhet kan säga att variabeln insider ägande inte påverkar den undersökta populationens utdel-ningsnivå.
5.3.7 Stabilitet i utdelningspolicyn
Som förväntat så påverkar företagens utdelning under förra året (år t-1) utdelningen under aktuella året (år t) positivt. Delade företagen ut likvida medel till sina ägare 2004, allt annat lika, så ökade utdelningsnivån 2005 i genomsnitt med 1 152,2 miljo-ner kronor. Detta gick dock inte att statistiskt säkerställa vid en femprocentig signifi-kansnivå då nollhypotesen förkastades. Den lägsta signifisignifi-kansnivå där nollhypotesen kan förkastas är 5,9 % (Tabell 2) vilket innebär att β7 =0 ändå går att förkasta med lägst 90 % konfidens vilket är relativt bra. Med 90 % konfidens går det därför att sta-tistiskt säkerställa att utdelning år t-1 påverkar företagens utdelning år t (Bilaga 3).
5.4 Residualanalys
Re s id ua l Fr e q ue nc y 1000 500 0 -500 -1000 9 8 7 6 5 4 3 2 1 0H is togr a m of the R e s idua ls
(re sponse is Utde lning 2005)
Figur 3: Histogram över fördelningen av residualerna
Residualerna är approximativt normalfördelade (Figur 3). Detta innebär att första an-tagandet om normalfördelning anses vara uppfyllt. Även Darvin-Watson statistikan på 2,13 visar att residualerna är oberoende av varandra (Bilaga 2).
Fit t e d V a lue Re si d u a l 5000 4000 3000 2000 1000 0 1500 1000 500 0 -500 -1000
R esiduals Ver sus the F itted Values
(response is Utdelning 2005)
Figur 4: Spridningsdiagram över residualerna
Residualplotten ovan visar att residualerna ser ut att vara någorlunda slumpmässigt utplacerade och att värdet på feltermerna inte ökar när utdelningsnivån ökar. Detta innebär att det tredje antagandet om konstant varians anses vara uppfyllt
approxima-tivt. Eftersom alla antaganden anses vara approximativt uppfyllda kan de slutsatser som dras från modellen vara riktiga och inte missvisande.