Förändrades svensk
utdelningspolicy under finanskrisen?
Kandidatuppsats 15 hp
Företagsekonomiska institutionen Uppsala universitet
VT 2020
Datum för inlämning: 2020-06-04
Filip Hansson Emil Holmström
Handledare: Michael Grant
Sammanfattning
Denna studie undersöker huruvida svensk utdelningspolicy påverkades av finanskrisen 2008- 2009, samt vilka determinanter som gällde vid beslut om utdelningspolicy på den svenska marknaden innan och under krisen. Detta genom att fokusera på företags benägenhet att betala utdelning. Med ett urval om 103 noterade bolag på Nasdaq OMX Stockholm under 2005-2009, samt antagandet att tidigare litteratur kan förklara svensk utdelningspolicy, finner studien att finansieringsstruktur, fas i finansiell livscykel och utdelningshistorik är centrala faktorer vid val av utdelningspolicy under 2005-2006 samt att dessa, inkluderat lönsamhet, främst förklarar svensk utdelningspolicy under 2005-2009. Vidare finner studien inget stöd för att det har skett ett skifte i svensk utdelningspolicy under finanskrisen 2008-2009. Däremot ges indikationer på att finansieringsstruktur, fas i finansiell livscykel samt utdelningshistorik har fått omvänd påverkan på svensk utdelningspolicy under krisen samt att år 2009 enskilt hade en betydande roll för huruvida företag betalade utdelning eller ej.
Abstract
This paper investigates whether Swedish dividend policy was affected by the financial crisis 2008-2009, and which determinants that applied on decisions regarding dividend policy on the Swedish market before and during the crisis. This by focusing on companies propensity to pay dividend. With a sample with 103 listed companies on Nasdaq OMX Stockholm during 2005- 2009, and the assumption that previous literature can explain Swedish dividend policy, the study finds that financial structure, phase in the financial life cycle and dividend history are key factors in deciding dividend policy during 2005-2006 and that these, including profitability, mainly explain Swedish dividend policy during 2005-2009. Furthermore, the study finds no support for whether there was a significant change in Swedish dividend policy during the financial crisis 2008-2009. However, indications are given on how the financial structure, the phase in the financial life cycle and dividend history have had a reversed effect on the Swedish dividend policy during the financial crisis and that the year 2009 had a significant state in whether companies paid dividend or not.
Nyckelord: Finanskrisen, finansiella livscykelteorin, signaleringsteorin, agentteorin, bird-in- hand teorin
Erkännande
Först och främst vill vi uttrycka vår oerhörda tacksamhet till vår handledare Michael Grant för hans yttersta värdefulla vägledning genom denna uppsatsprocess. Vidare vill vi visa vår uppskattning till de personer på Uppsala Universitet och främst från Företagsekonomiska Institutionen som har bidragit till grunden för denna uppsats, både kunskapsmässigt och spirituellt. Slutligen vill vi tacka vår seminariegrupp för intressanta diskussioner och nödvändig feedback.
___________________________ ___________________________
Filip Hansson Emil Holmström
Innehållsförteckning
1. Introduktion ... 1
1.1 Problematisering ... 1
1.2 Syfte ... 3
1.3 Disposition ... 4
2. Teoretiskt ramverk ... 5
2.1 Utdelningspolicy ... 5
2.2 Agentteorin ... 5
2.3 Signaleringsteorin ... 6
2.4 Bird in hand ... 7
2.5 Den finansiella livscykelteorin ... 7
2.6 Hypoteser ... 8
3. Metod ... 11
3.2 Variabler ... 12
3.2.1 Utdelning ... 12
3.2.2 Lönsamhet ... 12
3.2.3 Företagsstorlek ... 13
3.2.4 Tillväxt ... 13
3.2.5 Kassaandel ... 14
3.2.6 Fas i den finansiella livscykeln ... 14
3.2.7 Finansieringsstuktur ... 14
3.2.8 Utdelningshistorik ... 15
3.3 Modeller ... 15
3.5 Test av modeller ... 18
4. Empiri ... 20
4.1 Deskriptiv statistik ... 20
4.2 Test av modeller ... 23
4.3 Regressionsresultat ... 23
5. Analys ... 29
5.1 Finansieringsstruktur ... 29
5.2 Fas i den finansiella livscykeln ... 30
5.3 Lönsamhet ... 32
5.4 Utdelningshistorik ... 33
5.5 Företagsstorlek ... 34
5.6 Tillväxt ... 35
5.7 Kassaandel ... 36
5.8 År ... 36
5.9 Diskussion ... 37
6. Slutsats ... 39
6.1 Vidare forskning ... 39
Referenser ... 41
Bilagor ... 46
Bilaga A ... 46
Bilaga B ... 47
Bilaga C ... 48
Bilaga D ... 49
1. Introduktion
Under finanskrisen 2008-2009 försämrades utbudet av finansiering. Detta ledde till att företag fick ta till drastiska åtgärder för att minska dess negativa effekter, däribland minska sina aktieutdelningar (Bildik, Fatemi & Fooladi, 2015). På den amerikanska marknaden valde över 800 amerikanska företag att sänka sina aktieutdelningar, som tillsammans utgjorde 58 miljarder dollar under 2009 (Norris, 2010). På den svenska marknaden valde 43 storbolag att minska sina utdelningar med sammanlagt 52 miljarder kronor vilket motsvarade en minskning på över 39 procent från föregående år (Svd, 2009). Då aktieutdelningar tenderar att vara stabila över tid (Floyd, Li & Skinner, 2015), och överlag är ett starkare ställningstagande för företags framtidsutsikter än aktieåterköp, har flertalet studier (Bildik, Fatemi & Fooladi, 2015; Floyd, Li & Skinner, 2015; Bliss, Cheng & Denis, 2014; Hauser, 2013) undersökt huruvida utdelningspolicyn för amerikanska företag förändrades i samband med krisen. Däremot har relativt lite forskning ännu publicerats om makroekonomiska förändringars påverkan på utdelningspolicyn för icke amerikanska företag. Eftersom aktieutdelningar blir alltmer förekommande (Floyd, Li & Skinner, 2015), samt att svenska företag särskiljer sig från många andra länder och fortfarande använder aktieutdelningar i större utsträckning än aktieåterköp (Baker & De Ridder, 2018), bidrar denna studie till ökad förståelse för svensk utdelningspolicy samt makroekonomiska förändringars påverkan på utdelningspolicyn.
1.1 Problematisering
Utdelningspolicy har sedan separationen av ägande och kontroll varit en av de viktigaste frågorna för börsnoterade företag (Bildik, Fatemi & Fooladi, 2015). Huruvida ett företag väljer att betala utdelningar beror främst på dess storlek, tillväxttakt samt lönsamhet (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006; Fama & French, 2001). Lönsamma etablerade företag med mindre investeringsmöjligheter tenderar att betala utdelning medan tillväxtbolag med relativt stora investeringsmöjligheter samt begränsade resurser är mer benägna att behålla och återinvestera vinsten (Hauser, 2013; Denis & Osobov, 2008; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006; Fama &
French, 2001). Detta brukar vanligtvis förklaras av att bolag tenderar att befinna sig i olika stadier i dess finansiella livscykel (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006; Fama & French, 2001).
Till följd av en ökad andel börsnoterade bolag minskade därför förekomsten av utdelningar från 1970-talet till slutet av 1990-talet (Fama & French, 2001). Samtidigt ökade de aggregerade utdelningarna bland amerikanska bolag under 80- samt 90-talet (DeAngelo, DeAngelo &
Skinner, 2004), vilket visar på att utdelningarna koncentrerades. Likt den amerikanska marknaden minskade andelen europeiska företag som betalade utdelningar medan de totala aggregerade utdelningarna ökade (Eije & Megginson, 2008). Denna utveckling fortsatte sedan in på 2000-talet vilket indikerar på aktieutdelningars stabilitet (Floyd, Li & Skinner, 2015), och förklaras med utdelningars förmåga att hantera likviditetsproblem (DeAngelo, DeAngelo &
Skinner, 2008).
Tidigare forskning inom utdelningspolicy har främst utgått från Miller och Modigliani (1961) studie som visar att utdelningspolicy är irrelevant för att uppskatta företagsvärde samt att utdelningsandelen inte bör ha någon betydelse vid en perfekt kapitalmarknad. För att en kapitalmarknad ska vara perfekt krävs transparens bland marknadens aktörer. I teorin innebär detta att kapitalmarknaden tillhandahåller symmetrisk information till marknadens samtliga intressenter (Fama, 1970). I praktiken förekommer dock flertalet brister i kapitalmarknaden, däribland informationsasymmetri, skatter och transaktionskostnader (Bildik, Fatemi & Fooladi, 2015; Al-Malkawi, Bhatti & Magableh, 2014; Hauser, 2013). Huruvida dessa marknadsbrister påverkar utdelningspolicyn är däremot förhållandevis oklart. Trots detta påvisar förekomsten av att utdelningar överhuvudtaget sker, på marknadsbristernas relevans för utdelningspolicyn (Hauser, 2013).
Överlag verkar dock tidigare forskning vara överens om företags obenägenhet att häva utdelningar (DeAngelo, DeAngelo & Skinner, 2008; Brav et al., 2005; Lintner, 1956). Denna obenägenhet grundas dels i att en bibehållen utdelning signalerar en trygg ledning med tro om företagets framtida finansiella styrka och lönsamhet (Miller & Rock, 1985). Dessutom förekommer det ett betydande samband mellan utdelningsminskningar och förluster då det är osannolikt att företag kommer behålla utdelningen vid förluster, vilket är extra påtagligt om förlusterna kvarstår (DeAngelo, DeAngelo och Skinner, 1992). Vidare uppfattas utdelningar som ett konstant löfte till investerarna för framtida utbetalning, vilket underlättar företags beräkning av agentkostnader (Jensen, 1986). Detta bekräftas av Floyd, Li och Skinner (2015) som finner att amerikanska bolag är benägna att bibehålla sin utdelning för att minska agentkostnaderna för fritt kassaflöde, även under osäkra marknadsförhållanden, varpå finanskrisen hade en mild effekt på amerikanska bolags aktieutdelningar under åren 2008-2009.
I kontrast till Floyd, Li och Skinner (2015) finner Hauser (2013) bevis för att sannolikheten att ett amerikanskt företag betalade utdelning minskade under åren 2008-2009 samt att
sannolikheten för utdelningssänkning ökade markant under samma period. Studien finner dessutom att andelen likvida medel i förhållande till totala tillgångar inte hade någon effekt på nedskärningar av utdelningar innan krisen men däremot efter. Detta till följd av att bolag tenderar att bygga upp större buffertar innan utdelning sker (ibid). Under krisen förblev däremot andelen amerikanska företag som betalar utdelning förhållandevis oförändrad, likaså de aggregerade utdelningarna (Bliss, Cheng & Denis, 2014). Samtidigt förekom en markant ökning av andelen företag som minskat utdelningen under åren 2008-2009. Av dessa uppstod fler utdelningsminskningar hos företag som besatt högre skuldsättningsgrad (ibid).
Överlag talar forskningen för att finanskrisen under 2008 och 2009 påverkade amerikanska företags utdelningspolicy. Huruvida krisen påverkade utdelningspolicyn för icke amerikanska företag är dock förhållandevis oklart. Då europeiska företags utdelningspolicy på många sätt liknar amerikanska företags (Denis & Osobov, 2008; Eije & Megginson, 2008), kan det tänkas att effekterna av krisen även de påminner om dem amerikanska. Samtidigt är andelen företag som betalar utdelningar lägre i USA än i resten av världen (Bildik, Fatemi & Fooladi, 2015).
Svenska företag särskiljer sig dessutom från många andra länder och använder fortfarande utdelningar i större utsträckning än aktieåterköp (Baker & De Ridder, 2018). Företag i länder som innefattas av angloamerikansk rätt tenderar även att vara mindre benägna att betala utdelning än länder med civilrätt (Bildik, Fatemi & Fooladi, 2015), vilket indikerar på potentiella utfallsskillnader mellan företag etablerade i länder med olika rättssystem. Då Sverige och USA innefattas av olika rättssystem är det av intresse att undersöka huruvida svenska företags utdelningspolicy påverkades av finanskrisen 2008-2009, samt vilka faktorer som ligger till grund vid beslut för svensk utdelningspolicy innan och under krisen.
1.2 Syfte
Syftet med uppsatsen är att undersöka huruvida utdelningspolicyn för svenska företag listade på Nasdaq OMX Stockholm påverkades av finanskrisen 2008-2009, samt vilka faktorer som låg till grund vid beslut för svensk utdelningspolicy innan och under krisen. Studien avser därför att utöka förståelsen för svensk utdelningspolicy och makroekonomiska förändringars effekter på utdelningspolicyn. Med detta i åtanke har följande frågeställning formulerats:
Vilka effekter hade finanskrisen på svenska noterade företags utdelningspolicy under 2008 och 2009, samt vilka determinanter gällde vid beslut för svensk utdelningspolicy innan och under krisen?
1.3 Disposition
Resterande av denna studie följer deduktiv metod (Bell, Bryman & Harley, 2019).
Nästkommande avsnitt beskriver studiens teoretiska ramverk vilket leder vidare till valda hypoteser. Tillvägagångssätt för att testa valda hypoteser redogörs sedan i avsnitt tre vilket följs av redovisning i avsnitt fyra samt analys av resultat i avsnitt fem. Slutligen presenteras studiens slutsatser i avsnitt sex vilket följs av förslag till vidare forskning.
2. Teoretiskt ramverk
2.1 Utdelningspolicy
Det vanligaste sättet för bolag att fördela ut överlikviditet är via aktieutdelning. Utdelning av likvid sker från bolagets egna kapital till dess aktieägare som är berättigade att erhålla utdelning (Floyd, Li & Skinner, 2015). Huruvida företag väljer att dela ut vinsten grundar sig på deras utdelningspolicy. Denna policy härleder storleken samt hur frekvent utdelningen ska betalas ut till företagets aktieägare.
Det finns ett flertal faktorer som avgör ifall ett företag betalar utdelning eller ej. Av dessa är dem mest allmängiltiga företagets storlek (Hauser, 2013; Ejie & Megginson, 2008; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006; Grullon, Michaely & Swaminathan, 2002; Fama & French, 2001;
Jensen, 1986), tillväxttakt (Denis & Osobov, 2008; Eije & Megginson, 2008; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006; Grullon, Michaely & Swaminathan, 2002; Fama & French, 2001) och lönsamhet (Ayman, 2015; Bildik, Fatemi & Fooladi, 2015; Hauser, 2013; Denis & Osobov, 2008; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006; Fama & French, 2001).
I Europa tenderar även företag med högre skuldsättningsgrad samt större kassainnehav vara mindre benägna att betala utdelning (Eije & Megginson, 2008), vilket delvis överensstämmer med annan forskning på den amerikanska marknaden. Vidare är nordiska företags utdelningspolicy mest påverkad av företagets kapitalstruktur (Brunzell et al., 2014). Överlag är företag obenägna att förändra sina utdelningspolicys, vilket främst grundas på ledningars ovilja att reducera utdelningar till följd av den negativa aktiepriseffekten (Brav et al., 2005; Lintner, 1956).
2.2 Agentteorin
Agentteorin utgår från att en separation av ägande och kontroll sker när principalen (ägaren) ingår avtal med agenten (ledningen) vilken ombeds utföra tjänster på principalens räkning.
Teorin antar att båda parter är nyttomaximerande men att dessa har olika intressen. Detta i samband med förekomsten av informationsasymmetri kommer agenten inte alltid agera utifrån principalens intressen, varpå agentkostnader uppstår (Jensen & Meckling, 1976). För att minska agentkostnaderna samt kunna kontrollera agenten kan ägarna därför minska ledningens befogenheter genom att minska företagets resurser via utdelningar. Detta visar sig vara mest
frekvent hos större företag som oftast befinner sig i mognadsfasen eftersom de inte har lika lönsamma eller positiva investeringsmöjligheter som mindre utvecklade bolag (Jensen, 1986).
Rozeff (1982) utvecklade denna teori genom att argumentera för att en optimal utdelning speglar det perfekta förhållandet mellan agentkostnader och externt finansierat kapital. Detta innebär att ju högre utdelning som ett bolag ger ut desto mer minskar agentkostnaderna vilket i sin tur leder till förhöjda transaktionskostnader för det externa kapitalet (ibid).
Vidare uppstår intressekonflikter även mellan kreditgivare och kredittagare när dessa sluter avtal. Detta uppstår vanligtvis till följd av att ägarna för företaget vill maximera sin avkastning vilket generellt tas på bekostnad av kreditgivaren (Schroeck, 2002). I och med att kreditgivaren även vill maximera sin avkastning till minsta möjliga risk, minimerar dem risken och maximerar avkastningen genom att villkora krediterna. Dessa villkor kallas kovenanter.
Kovenanterna villkorar därmed krediten under vilka förutsättningar samt villkor som ska gälla under kreditens löptid (Smith & Warner, 1979). Dessa kovenanter kan innehålla olika finansiella nyckeltal samt restriktioner som måste uppfyllas för att krediten ska fortsätta att vara gällande, samt för att samma villkor ska bibehållas (Sagner, 2009).
2.3 Signaleringsteorin
Signaleringsteorin innebär att investerare kan få indikationer om ett bolags framtida prestation genom att avläsa de utdelningar som bolaget annonserar (Bhattacharya, 1979). Teorin förutsätter att investerare och andra intressenter inte har insyn i bolaget och att det därmed finns en informationsasymmetri, varpå denna ger incitament för ledningar att förmedla information om företagets verkliga värde (John & Williams, 1985; Miller & Rock, 1985; Bhattacharya, 1979). Företag som börjar ge ut eller höjer sin utdelning sänder därför positiva signaler om att bolaget börjar generera mer och anses ha stabila intäkter framgent (Bhattacharya, 1979). Miller och Rock (1985) poängterar dock att nästan alla bolag har möjlighet att dela ut en mindre andel av sitt kapital oavsett hur framtidsutsikterna ser ut. För att utdelningen ska generera något värde är det därför viktigt att utdelningen är så pass stor att endast bolag som faktiskt har positiva framtidsutsikter kan klara av att betala utdelningen (ibid). När bolag istället minskar eller häver sin utdelning, förmedlas dåliga signaler om bolagets framtida utsikter. Vidare menar teorin att de bolag som genererar högst utdelning även bör vara de bolag som presterar bäst samt har högst marknadsvärde (Bhattacharya, 1979).
2.4 Bird in hand
I kontrast till Miller och Modigliani (1961) utdelningars irrelevans teori menar bird-in-hand teorin att utdelningar påverkar företagsvärde. Teorin har sitt ursprung från Gordon (1963) och Lintner (1962) studier som argumenterar för att investerare föredrar stabila aktier med hög direktavkastning före realisationsvinster och att det därför finns en positiv korrelation mellan företagsvärde och utdelningar. Detta på grund av att investerare är riskaversiva och därför mer benägna att säkra inkomster genom att investera i företag som vid tillfället betalar utdelningar hellre än investera i företag som ämnar att behålla och återinvesterar vinsten för att på sikt betala utdelningar. Gordon (1963) och Lintner (1962) menar att lägre utdelningar resulterar i högre kapitalkostnader varpå ju lägre utdelningsandelen är, desto högre total avkastning krävs av investerare till följd av ökad risk.
2.5 Den finansiella livscykelteorin
Den finansiella livscykelteorin utgår från att företag tenderar att följa en viss finansiell livscykel och att deras optimala utdelningspolicy beror på dess skede i cykeln. Detta grundas på att ett företags förmåga att generera likvida medel förbättras med dess mognad, vilket tillslut överstiger dess förmåga att hitta lönsamma investeringar. Med tiden blir det därför aktuellt för företaget att fördela sitt fria kassaflöde till sina aktieägare genom utdelning då alternativkostnaderna att behålla kapitalet har ökat (Baker, 2009). Större mer mogna och lönsamma bolag tenderar därför vara de bolag som betalar utdelning till följd av minskade investeringsmöjligheter, medan mindre bolag som befinner sig i en tillväxtfas tenderar att behålla likviden för att fortsätta växa (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006; Grullon, Michaely
& Swaminathan, 2002; Fama & French, 2001). Detta till grund av att mindre bolag som befinner sig i tillväxtfas tenderar att ha högre kostnader för extern finansiering, samt i större utsträckning vara finansierade av eget kapital, än större mer mogna bolag. Tillväxtbolagen innehar mer volatila kassaflöden vilket ofta leder till att de inte betalar utdelning (Hauser, 2013)
För att kunna skatta var i den finansiella livscykeln ett bolag befinner sig väljer DeAngelo, DeAngelo och Stulz (2006) att vidareutveckla Jensen (1986) antagande att mogna företag med stabilt kassaflöde och mindre tillväxtmöjligheter tenderar att betala utdelningar för att minska agentkostnader. Modellen tar hänsyn till hur mycket balanserade vinstmedel som det egna kapitalet består av, företagets tillväxt, storlek, lönsamhet, utdelningshistorik och kassabalans.
Genom att analysera utdelningsbenägenheten hos företag och dess kapitalstruktur finner studien
att ju högre andel balanserade vinstmedel ett företag har i förhållande till sitt eget kapital desto större sannolikhet är det att bolaget delar ut likvid till dess aktieägare. DeAngelo, DeAngelo och Stulz (2006) menar att företag som delar ut utdelning tenderar att till störst del finansieras av internt genererade intäkter medan bolag i ett tillväxtskede behöver externt kapital i form av nyemissioner och därmed väljer att behålla likviden för att sedan använda denna till framtida investeringar.
Likt DeAngelo, DeAngelo och Stulz (2006) finner Denis och Osobov (2008) att sannolikheten för att ett företag utanför USA betalar utdelningar är starkt förknippat med förhållandet mellan balanserade vinstmedel och totalt eget kapital. I kontrast till detta finner Eije och Megginson (2008) inget stöd för sambandet mellan balanserade vinstmedel och totalt eget kapital för utdelningspolicyn för europeiska företag. Däremot finner dem att lönsamhet och storlek på företaget är positivt korrelerat med benägenheten att betala utdelning vilket överensstämmer med livscykelteorin (ibid).
2.6 Hypoteser
I enlighet med valda teorier, tidigare forskning inom utdelningspolicy samt studiens syfte framställs två grundhypoteser, Hxa samt Hxb. Hxa avser undersöka huruvida utdelningspolicyn hos svenska noterade bolag såg innan finanskrisen och Hxb ämnar att undersöka om, och i så fall vilken effekt finanskrisen hade på utdelningspolicyn för svenska noterade bolag. Då tidigare forskning med liknande tillvägagångssätt saknas för vilka determinanter som gäller för utdelningspolicy på den svenska marknaden finns svårigheter att predicera för huruvida finanskrisen påverkade svensk utdelningspolicy. I enlighet med Hauser (2013) förväntas därför samtliga förväntade samband i Hxa byta riktning i Hxb i samband med finanskrisen 2008-2009.
Nedan följer studiens förväntade samband.
Företagsstorlek är enligt flera studier (Hauser, 2013; Ejie & Megginson, 2008; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006; Grullon, Michaely & Swaminathan, 2002; Fama & French, 2001;
Jensen, 1986) en viktig faktor med en positiv effekt vid bestämmande av utdelningspolicy. I enlighet med agentteorin (Jensen, 1986; Jensen & Meckling, 1976), bird-in-hand teorin (Gordon, 1963; Lintner, 1962) och livscykelteorin (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006) förväntas det därför förekomma ett positivt samband mellan företagsstorlek och benägenheten att betala utdelning.
H1a: Företagsstorlek är positivt korrelerat med sannolikheten för aktieutdelning.
H1b: Finanskrisen förändrade företagsstorlekens samband med aktieutdelning.
Lönsamhet är enligt tidigare forskning (Ayman, 2015; Bildik, Fatemi & Fooladi, 2015; Hauser, 2013; Denis & Osobov, 2008; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006; Fama & French, 2001) en viktig determinant med positiv påverkan för utvärdering av företags utdelningspolicy. I enlighet med agentteorin (Jensen, 1986; Jensen & Meckling, 1976), livscykelteorin (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006), signaleringsteorin (Bhattacharya, 1979) antas det råda en positiv relation mellan sannolikheten för utdelning och lönsamhet.
H2a: Lönsamhet är positivt korrelerat med sannolikheten för aktieutdelning.
H2b: Finanskrisen förändrade lönsamhetens samband med aktieutdelning.
Tillväxt är enligt många studier (Denis & Osobov, 2008; Eije & Megginson, 2008; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006; Grullon, Michaely & Swaminathan, 2002; Fama & French, 2001) starkt negativt korrelerat med ett företags utdelningspolicy. I enlighet med livscykelteorin (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006) förväntas det därför finnas en negativ korrelation mellan tillväxt och benägenheten att betala utdelning.
H3a: Tillväxt är negativt korrelerat med sannolikheten för aktieutdelning.
H3b: Finanskrisen förändrade tillväxtens samband med aktieutdelning.
Företags obenägenhet att häva sina utdelningar är en regelbundenhet inom forskningsvärlden (Brav et al., 2005; Lintner, 1956). Dess påverkan är därmed av stor vikt vid bestämmande för huruvida ett bolag ska betala utdelning eller ej (Hauser, 2013; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006). I enlighet med livscykelteorin (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006) förväntas ett positivt samband mellan utdelningshistorik och benägenheten att betala utdelning.
H4a: Utdelningshistorik är positivt korrelerat med sannolikheten för aktieutdelning.
H4b: Finanskrisen förändrade utdelningshistorikens samband med aktieutdelning.
Relationen mellan totalt eget kapital och totala tillgångar har enligt Hauser (2013) och DeAngelo, DeAngelo och Stulz (2006) en negativ inverkan på sannolikheten för att företag betalar utdelning. Andra studier (Bildik, Fatemi & Fooladi, 2015; Bliss, Cheng & Denis, 2014;
Eije & Megginson, 2008), har funnit motsägande resultat, att en högre skuldsättningsgrad minskar utdelningen vilket därmed inte stödjer antagandet om att finansieringsstrukturen bör ha en negativ påverkan på utdelningspolicy. Trots detta antas, i enlighet med livscykelteorin (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006), det förekomma ett negativt samband mellan finansieringsstrukturen och sannolikheten för utdelning.
H5a: Finansieringsstruktur är negativt korrelerat med sannolikheten för aktieutdelning.
H5b: Finanskrisen förändrade finansieringsstruktur samband med aktieutdelning.
Förhållandet mellan likvida medel och totala tillgångar har enligt tidigare litteratur (Hauser, 2013; Eije & Megginson, 2008; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006) en betydande roll vid beslut för huruvida ett företag ska betala utdelning eller ej. Företag med större andel kassa i relation till totala tillgångar tenderar att inte betala utdelningar i jämförelse med företag med en lägre kvot (Hauser, 2013; Eije & Megginson, 2008; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006). I enlighet med livscykelteorin (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006) förväntas därför andel likvida medel i förhållande till totala tillgångar ha en negativ effekt på benägenheten att betala utdelning.
H6a: Andel likvida medel i förhållande till totala tillgångar är negativt korrelerat med sannolikheten för aktieutdelning.
H6b: Finanskrisen förändrade andel likvida medel i förhållande till totala tillgångars samband med aktieutdelning.
Förhållandet mellan balanserade vinstmedel och totalt eget kapital har visats sig ha en positiv effekt för sannolikheten att ett företag betalat utdelning (Hauser, 2013; Denis & Osobov, 2008;
DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006) Däremot finns även forskning (Eije & Megginson, 2008) som inte funnit något bevis för att detta stämmer. Trots detta antas, med stöd för Livscykelteorin (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006), relationen mellan benägenheten att betala utdelning och förhållandet mellan balanserade vinstmedel i förhållande till totalt eget kapital vara positiv.
H7a: Andel balanserade vinstmedel i förhållande till totalt eget kapital är positivt korrelerat med sannolikheten för aktieutdelning.
H7b: Finanskrisen förändrade andel balanserade vinstmedel i förhållande till totalt eget kapitals samband med aktieutdelning.
3. Metod
Studien ämnar att undersöka huruvida svensk utdelningspolicy påverkades av finanskrisen 2008-2009, samt vilka determinanter som gällde vid beslut om svensk utdelningspolicy innan och under krisen. För att besvara frågeställningen utgår studien från antagandet att tidigare forskning kan förklara svensk utdelningspolicy. Vidare baseras studien på kvantitativ data utifrån företags finansiella rapporter som var listade på Nasdaq OMX Stockholm. Relevant data hämtas från Thomson Reuters Eikon och åskådliggörs i SPSS genom en binär panel logistisk regression. Vidare grundar tillvägagångssättet på tidigare studier (Hauser, 2013; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006), men efterliknar till störst del Hauser (2013) studie, då denna tillför ett nyanserat bidrag till litteraturen inom utdelningspolicy vid finansieringschocker.
3.1 Datainsamling
Likt Hauser (2013) baseras denna studie på årlig data från 2005 till 2009. Detta till följd av att finanskrisen var global och påverkade världen simultant samt att Sveriges BNP under dessa år (SCB, 2019) ger motiverande basår samt krisperiod, se bilaga A. I urvalet medräknas samtliga företag listade på Nasdaq OMX Stockholm under 2005-2009. Därmed exkluderas företag som blev publika efter år 2005. Likt flertalet studier (Bliss, Cheng och Denis, 2014; Hauser, 2013) definierar studien krisperioden som åren 2008-2009 eftersom Sveriges BNP-tillväxt, likt USA, minskade kraftigt under dessa år (SCB, 2019), se bilaga A. För att bestämma basår antas, likt Hauser (2013), åren innan 2007 innefattas av data som återspeglar verkligheten innan företag var medvetna om krisen. Till skillnad från Hauser (2013) används två år (2005-2006) som basår istället för ett, då urvalet av data är mer begränsat.
I enlighet med tidigare litteratur inom utdelningspolicy (Bliss, Cheng och Denis, 2014; Hauser, 2013; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006; Fama & French, 2001) avgränsar sig studien från finansiella företag, vilka anses vara banker, investmentbolag samt allmännyttiga bolag, då dessa regleras kraftigt av tillsynsmyndigheter. Exkluderingen av finansiella bolag motiveras även med att dessa är mindre benägna att sänka eller häva utdelningar än övriga företag på den svenska marknaden (Baker & De Ridder, 2018).
Till följd av att förändringar bland företags benägenhet att betala utdelning främst innefattas av företag med positivt totalt eget kapital (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006), väljer studien att även avgränsa sig från observationer med negativt eget kapital då dessa påverkar förhållandet
mellan bibehållen vinst och totalt eget kapital (Hauser, 2013). Urvalet begränsas därmed från observationer som saknar data beträffande balanserade vinster eller totalt eget kapital.
Dessutom exkluderas observationer som saknar data för totala tillgångar, rörelseresultat, omsättning för innevarande samt föregående år, marknadsvärde, likvida medel eller aktieutdelningar för innevarande samt föregående år, då dessa krävs för genomförande av studien.
På grund av att urvalet är litet i förhållande till liknande studier (Hauser, 2013; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006; Fama & French, 2001) har författarna valt att exkludera de mest extrema värdena för att inte enstaka observationer ska förvränga resultatet. Detta har skett genom att utesluta observationer utanför den 1:a samt 99:e percentilen, för att ge ett så verklighetstroget resultat som möjligt (Sarkar, Midi & Rana, 2011). Dessa exkluderingar gav ett slutgiltigt urval om 103 stycken bolag.
3.2 Variabler 3.2.1 Utdelning
Till följd av svårigheten att mäta utdelning som en kontinuerlig variabel samt jämföra utdelningsnivåer i form av andelar och absoluta belopp väljer studien, likt tidigare forskning inom området (Hauser, 2013; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006; Fama & French, 2001), att bortse från exakt utdelning och istället fokusera på företags sannolikhet att betala utdelning.
Detta grundar sig i att företag tenderar att ha olika investeringsmöjligheter under sin finansiella livscykel vilka är svåra att estimera då flertalet andra faktorer tenderar att spela in (Hauser, 2013). För att estimera sannolikheten använder författarna likt Hauser (2013) en binär beroende variabel (D), vilken beskriver ifall ett företag betalade utdelning eller ej under innevarande år.
3.2.2 Lönsamhet
Lönsamhet uppskattas vanligtvis som antingen avkastning på eget kapital eller totala tillgångar.
Bland annat väljer Fama och French (2001), DeAngelo, DeAngelo och Stulz (2006), Denis och Osobov (2008) och Bildik, Fatemi och Fooladi (2015) att mäta lönsamhet som nettoinkomst i förhållande till totala tillgångar. Grullon et al. (2005) och Ayman (2015) väljer däremot att uppskatta lönsamhet som avkastning på eget kapital. Likt tidigare forskning (Bildik, Fatemi &
Fooladi, 2015; Denis & Osobov, 2008; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006; Fama & French,
2001) väljer denna studie att mäta den oberoende variabeln lönsamhet (ROA) som innevarande års nettoinkomst genom dess totala tillgångar. Ekvationen återspeglas nedan.
𝐿ö𝑛𝑠𝑎𝑚ℎ𝑒𝑡 (𝑅𝑂𝐴) = 𝑁𝑒𝑡𝑡𝑜𝑖𝑛𝑘𝑜𝑚𝑠𝑡
(𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙𝑎 𝑡𝑖𝑙𝑙𝑔å𝑛𝑔𝑎𝑟!+ 𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙𝑎 𝑡𝑖𝑙𝑙𝑔å𝑛𝑔𝑎𝑟!"#) 2
3.2.3 Företagsstorlek
Företagsstorlek mäts vanligtvis utifrån företags marknadsvärde eller totala tillgångar. Vad gäller utdelningspolicy väljer Denis och Osobov (2008) samt Abreu och Gulamhussen (2013) att mäta företagsstorlek som totala tillgångar, medan Hauser (2013) uppskattar företagsstorlek via företags marknadsvärde. I linje med studiens syfte anses marknadsvärde vara bäst lämpat vid beräkning av den oberoende variabeln företagsstorlek (MV), det vill säga produkten av företagets utestående aktier och aktiepriset vid räkenskapsårets slut. Likt tidigare studier (Hauser, 2013; Eije & Megginson, 2008; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006), väljer författarna att skala företagsstorlek. Detta görs, likt Hauser (2013), genom att använda den naturliga logaritmen av marknadsvärdet. Ekvationen presenteras nedan.
𝐹ö𝑟𝑒𝑡𝑎𝑔𝑠𝑠𝑡𝑜𝑟𝑙𝑒𝑘 (ln (𝑀𝑉)) = 𝑙𝑛(𝑈𝑡𝑒𝑠𝑡å𝑒𝑛𝑑𝑒 𝑎𝑘𝑡𝑖𝑒𝑟 × 𝑎𝑘𝑡𝑖𝑒𝑝𝑟𝑖𝑠)
3.2.4 Tillväxt
Tillväxt brukar vanligtvis mätas som företags försäljningstillväxt men den kan även mätas som företags tillväxt i totala tillgångar. Exempelvis mäter Fama och French (2001) samt Eije och Megginson (2008) tillväxten som totala tillgångar, Hauser (2013) som försäljningstillväxt och DeAngelo, DeAngelo och Stulz (2006) väljer att använda båda nyckeltalen. I enlighet med studiens syfte anses försäljningstillväxten vara bäst lämpat vid uppskattning av företags tillväxt då det är ett av de viktigaste måtten för bolaget samt dess investerare (Damodaran, 2006). Den oberoende variabeln tillväxt (SGR) mäts därför som innevarande års nettoomsättning i förhållande till föregående års enligt följande ekvation:
𝑇𝑖𝑙𝑙𝑣ä𝑥𝑡 (𝑆𝐺𝑅) = J 𝑁𝑒𝑡𝑡𝑜𝑜𝑚𝑠ä𝑡𝑡𝑛𝑖𝑛𝑔!
𝑁𝑒𝑡𝑡𝑜𝑜𝑚𝑠ä𝑡𝑡𝑛𝑖𝑛𝑔!"#− 1M
3.2.5 Kassaandel
För att fånga huruvida företags likvida medel påverkar företags benägenhet att betala utdelning mäts likt tidigare studier (Bliss, Cheng & Denis, 2014; Hauser, 2013; Eije & Megginson, 2008), den oberoende variabeln kassaandel (CA/TA) som relationen mellan företags kassa och dess totala tillgångar enligt följande ekvation:
𝐾𝑎𝑠𝑠𝑎𝑎𝑛𝑑𝑒𝑙 (𝐶𝐴/𝑇𝐴) = 𝐾𝑎𝑠𝑠𝑎 𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙𝑎 𝑡𝑖𝑙𝑙𝑔å𝑛𝑔𝑎𝑟
3.2.6 Fas i den finansiella livscykeln
För att bedöma vart i den finansiella livscykeln företag befinner sig, med andra ord hur moget ett bolag är, är det viktigt att beakta i vilken utsträckning ett företag kan självfinansiera investeringar. I enlighet med tidigare forskning (Hauser, 2013; Denis & Osobov, 2008; Eije &
Megginson, 2008; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006) mäts den oberoende variabeln balanserade vinstmedel i förhållande till eget kapital (RE/TE) för att avgöra var i den finansiella livscykeln som bolaget befinner sig (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006. Ekvationen illustreras nedan.
𝐹𝑎𝑠 𝑖 𝑑𝑒𝑛 𝑓𝑖𝑛𝑎𝑛𝑠𝑖𝑒𝑙𝑙𝑎 𝑙𝑖𝑣𝑠𝑐𝑦𝑘𝑒𝑙𝑛 (𝑅𝐸/𝑇𝐸) = 𝐵𝑎𝑙𝑎𝑛𝑠𝑒𝑟𝑎𝑑𝑒 𝑣𝑖𝑛𝑠𝑡𝑚𝑒𝑑𝑒𝑙 𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙𝑡 𝑒𝑔𝑒𝑡 𝑘𝑎𝑝𝑖𝑡𝑎𝑙
3.2.7 Finansieringsstuktur
För att undersöka huruvida förhållandet mellan externt och internt finansierat kapital påverkar företags benägenhet att betala utdelning väljer författarna, i linje med tidigare litteratur (Hauser, 2013; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006), att mäta den oberoende variabeln finansieringsstruktur (TE/TA) som totalt eget kapital i relation till totalt kapital. Eftersom eget kapital är en residualpost kan även bolagets skuldsättning utläsas ur samma nyckeltal.
Ekvationen exemplifieras nedan.
𝑭𝒊𝒏𝒂𝒏𝒔𝒊𝒆𝒓𝒊𝒏𝒈𝒔𝒔𝒕𝒓𝒖𝒌𝒕𝒖𝒓 (𝑻𝑬/𝑻𝑨) = 𝑻𝒐𝒕𝒂𝒍𝒕 𝒆𝒈𝒆𝒕 𝒌𝒂𝒑𝒊𝒕𝒂𝒍 𝑻𝒐𝒕𝒂𝒍𝒕 𝒌𝒂𝒑𝒊𝒕𝒂𝒍
3.2.8 Utdelningshistorik
Tidigare forskning (Hauser, 2013; DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006) har påvisat att utdelningshistorik är en avgörande faktor vid beslut om utbetalning av likvid. För att ge svar på hur viktig ett företags utdelningshistorik är vid bedömning av utdelningspolicy på den svenska marknaden väljer författarna, likt Hauser (2013) att tillämpa en dummyvariabel (Divdum).
Denna förhåller sig till föregående års utdelning och antar värdet ett ifall utdelning har betalats ut föregående år och noll ifall det ej har skett en utdelning.
3.3 Modeller
Studiens ändamål är att undersöka huruvida utdelningspolicyn hos noterade svenska bolag förändrades under finanskrisen 2008-2009, samt vilka determinanter som gällde vid beslut om svensk utdelningspolicy innan och under krisen. Detta genom att analysera dessa företags benägenhet att betala utdelningar. För att kunna uppfylla studiens ändamål krävs att en utdelningspolicy föreligger bland de svenska bolagen i studien. Då det forskats relativt lite om detta antas likt Hauser (2013) att livscykelmodellen (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006) även kan tillämpas på den svenska marknaden, vilken därmed ämnar att förklara svensk utdelningspolicy. Vidare antas modellen vara tillämpbar för 2005 och 2006 som basår.
Då datan är baserad på både tvärsnittsdata och tidsseriedata motiveras användning av paneldata (Gujurati, 2004). I och med den sortens data finns risk för autokorrelation mellan åren samt multikollinearitet mellan variablerna (ibid). Detta kommer kontrolleras för samtliga modeller.
För att besvara studiens syfte kommer tre stycken binära logistiska regressioner genomföras.
Detta till följd av att binär logistisk regression tenderar att vara bäst lämpat vid dikotoma beroende variabler (Hair et al., 1998). Binära logistiska regressioner tenderar att kräva något större urvalsgrupper där minst 10 observationer per beroende variabel är att föredra. Denna rekommendation är inte ett krav, men är antalet observationerna betydligt färre än 10 stycken bör ett större urval eller en annan modell väljas (Hair et al., 1995). Målet med logistisk regression är att predicera observationerna i rätt grupp. Baserat på de oberoende variablerna samt den beroende variabeln innebär detta att modellerna ska kunna uppskatta i vilken grupp observationen bör hamna i. Ju bättre modell desto bättre träffsäkerhet kommer modellen att ha (ibid).
Modellerna är baserade på tidigare forskning (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006) men efterliknar till störst del Hauser (2013). Modell 1 ämnar att kontrollera antagandet om utdelningspolicyn innan finanskrisen. Modell 2 inriktar sig istället på att se om det föreligger någon skillnad mellan åren för hur sannolikt det var att ett bolag betalade utdelning eller ej.
Modell 3 avser att ge svar på om det uppstod en förändring i utdelningspolicy hos bolagen under finanskrisen.
För att estimera hur företags benägenhet att betala utdelning ser ut innan finanskrisen utgår studien, som tidigare nämnt, från antagandet att referensåren 2005-2006 utgörs av data som återspeglar tiden innan företagen var medvetna om krisen. Detta i samband med antagandet att den finansiella livscykelmodellen (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006) förklarar företags utdelningspolicy ger upphov till framställningen av modell (1):
𝑙𝑛(𝑜𝑑𝑑𝑠 𝐷) = 𝛽$+ 𝛽#𝑅𝐸/𝑇𝐸 + 𝛽%𝑇𝐸/𝑇𝐴 + 𝛽&𝑅𝑂𝐴 + 𝛽'𝑆𝐺𝑅 + 𝛽(𝑙𝑛(𝑀𝑉) + 𝛽)𝐶𝐴/𝑇𝐴 +𝛽*𝐷𝑖𝑣𝑑𝑢𝑚 + 𝜀
Där ln(odds D) motsvarar den naturliga logaritmen av oddset för den binära beroende variabeln (D) som predicerar huruvida en observation betalar utdelning eller ej. 𝛽$ motsvarar regressionens intercept och 𝛽#, 𝛽%, 𝛽&, 𝛽', 𝛽(, 𝛽) samt 𝛽* motsvarar regressionens koefficienter. RE/TE, TE/TA, ROA, SGR, ln(MV), CA/TA och Divdum motsvarar variablerna som definierar den finansiella livscykelmodellen (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006).
Slutligen motsvarar 𝜀 feltermen.
För att undersöka huruvida det föreligger skillnader i benägenheten att betala utdelningar åren emellan tillämpas tre stycken tidsbaserade dummyvariabler. Dessa ämnar specifikt att notera förändringar för åren 2007-2009. Detta för att bekräfta antagandet att referensåren utgörs av data som återspeglar tiden innan företagen var medvetna om krisen, samt huruvida 2008 och 2009 påverkade benägenheten att betala utdelning. Vid ett resultat där dem tidsbaserade dummyvariablerna har en koefficient som är större än noll, på en signifikansnivå under 10 procent, kan det antas att utdelningspolicyn potentiellt har förändrats under innevarande år.
Detta åskådliggörs enligt följande i modell (2):
𝑙𝑛(𝑜𝑑𝑑𝑠 𝐷) = 𝛽$+ 𝛽#𝑅𝐸/𝑇𝐸 + 𝛽%𝑇𝐸/𝑇𝐴 + 𝛽&𝑅𝑂𝐴 + 𝛽'𝑆𝐺𝑅 + 𝛽(𝑙𝑛(𝑀𝑉) + 𝛽)𝐶𝐴/𝑇𝐴 +𝛽*𝐷𝑖𝑣𝑑𝑢𝑚 + 𝛽+𝐷07 + 𝛽,𝐷08 + 𝛽#$𝐷09 + 𝜀
Där ln(odds D) motsvarar den naturliga logaritmen av oddset för den binära beroende variabeln (D) som predicerar huruvida en observation betalar utdelning eller ej. 𝛽$ motsvarar regressionens intercept, 𝛽#, 𝛽%, 𝛽&, 𝛽', 𝛽(, 𝛽), 𝛽*, 𝛽+, 𝛽, samt 𝛽#$ motsvarar regressionens koefficienter. RE/TE, TE/TA, ROA, SGR, ln(MV), CA/TA och Divdum motsvarar likt modell (1) variablerna som definierar den finansiella livscykelmodellen (DeAngelo, DeAngelo &
Stulz, 2006). Vidare motsvarar D07, D08 och D09 ekvationens tidsbaserade dummyvariabler och 𝜀 motsvarar feltermen.
För att kunna få en indikation på huruvida utdelningspolicyn förändrades under finanskrisen tillämpas en interaktionsvariabel (DF). Interaktionsvariablerna multipliceras med de oberoende variablerna för observationerna under finanskrisen 2008-2009 för att se om en signifikant skillnad uppstod i utdelningspolicyn under finanskrisen i förhållande till observationerna innan finanskrisen (2005-2007). Interaktionsvariablerna multiplicerat med de övriga oberoende variablerna kommer därmed åskådliggöra eventuella förändringar i koefficienterna för respektive variabel mellan perioden innan krisen (2005-2007) och under krisperioden (2008-2009). Vid en signifikant förändring av koefficienten med interaktionsvariablerna kan det därmed antas att utdelningspolicyn har förändrats mellan perioderna. Detta exemplifieras enligt följande modell (3):
𝑙𝑛(𝑜𝑑𝑑𝑠 𝐷) = 𝛽$+ 𝛽#𝑅𝐸/𝑇𝐸 + 𝛽%𝑇𝐸/𝑇𝐴 + 𝛽&𝑅𝑂𝐴 + 𝛽'𝑆𝐺𝑅 + 𝛽(𝑙𝑛(𝑀𝑉) + 𝛽)𝐶𝐴/𝑇𝐴 +𝛽*𝐷𝑖𝑣𝑑𝑢𝑚 + 𝛽+𝑅𝐸/𝑇𝐸 × 𝐷𝐹 + 𝛽,𝑇𝐸/𝑇𝐴 × 𝐷𝐹 + 𝛽#$𝑅𝑂𝐴 × 𝐷𝐹 + 𝛽##𝑆𝐺𝑅 × 𝐷𝐹
+𝛽#%𝑙𝑛(𝑀𝑉) × 𝐷𝐹 + 𝛽#&𝐶𝐴/𝑇𝐴 × 𝐷𝐹 + 𝛽#'𝐷𝑖𝑣𝑑𝑢𝑚 × 𝐷𝐹 + 𝜀
Där ln(odds D) motsvarar den naturliga logaritmen av oddset för den binära beroende variabeln (D) som predicerar huruvida en observation betalar utdelning eller ej. 𝛽$ motsvarar regressionens intercept, 𝛽#, 𝛽%, 𝛽&, 𝛽', 𝛽(, 𝛽), 𝛽*, 𝛽+, 𝛽,, 𝛽#$, 𝛽##, 𝛽#%, 𝛽#& samt 𝛽#' motsvarar regressionens koefficienter. RE/TE, TE/TA, ROA, SGR, ln(MV), CA/TA och Divdum motsvarar, likt tidigare modeller, variablerna som definierar den finansiella livscykelmodellen (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006). Vidare motsvarar DF ekvationens interaktionsvariabel och 𝜀 motsvarar feltermen.
Dessa modeller uppskattar en sannolikhet att en observation ger utdelning baserat på variablerna i regressionen. Utfallet av dessa ger varje variabel en oddskvot samt koefficient
med ett logaritmerat odds, vilken indikerar hur koefficienten kommer förändras vid en enhetsökning i variabeln, ceteris paribus. För att underlätta tolkningen omvandlas oddskvoten till en sannolikhet. Sannolikheten illustrerar i sin tur sannolikheten att en observation hamnar i målgruppen när variabeln ökar med en enhet, ceteris paribus. Målgruppen i detta fall är en observation som delade ut utdelning medan kontrollgruppen är en observation som inte delade ut utdelning. Omvandling av oddskvoten till en sannolikhet ges av följande ekvation:
𝑆𝑎𝑛𝑛𝑜𝑙𝑖𝑘ℎ𝑒𝑡 = 𝑂𝑑𝑑𝑠𝑘𝑣𝑜𝑡 (1 + 𝑂𝑑𝑑𝑠𝑘𝑣𝑜𝑡)
3.5 Test av modeller
Det är lämpligt att testa för huruvida trovärdiga samt träffsäkra modellerna är på att skatta sannolikheten att ett bolag betalar utdelning. För att testa modellerna görs flertalet tester. Det första testet kallas chi-två test och redogör för hur pass bra modellen är. En signifikans på 5- procentnivån indikerar på en bra modell (Hair et al., 1998). Omvänt från chi-två testet genomförs ett Hosmer-Lemeshow test, vilket ämnar att inte bli signifikant över 5- procentsnivån. Detta till följd av att modellen testar nollhypotesen (Hosmer & Lemeshow, 2000).
För att kunna klassa modellen som träffsäker, i förhållande till slumpmässiga modeller, ska modellens träffsäkerhet jämföras med en slumpmässig träffsäkerhet. Den slumpmässiga träffsäkerheten innebär att om alla observationer var placerade i den största urvalsgruppen, skulle det klassas som en dålig modell. Vidare innebär detta att modellen även måste kunna skatta rätt på observationer som ska placeras i den mindre urvalsgruppen (Smith & McKenna, 2013; Hair et al., 1998). För att estimera en slumpmässig modell skattas likt Hair et al. (1998) en modell som indikerar vilken lägsta träffsäkerhet som modellen rekommenderas att estimera för att fortsatt ge en bra estimation, vilken beräknas enligt följande ekvation:
𝑅𝑒𝑘𝑜𝑚𝑚𝑒𝑛𝑑𝑒𝑟𝑎𝑑 𝑙ä𝑔𝑠𝑡𝑎 𝑡𝑟ä𝑓𝑓𝑠ä𝑘𝑒𝑟ℎ𝑒𝑡 𝑝𝑒𝑟 𝑔𝑟𝑢𝑝𝑝 = 𝑎%+ (1 + 𝑎%)
Där a motsvarar andelen av den undersökta gruppen i förhållande till urvalet.
Som tidigare nämnt finns risk för både multikollinearitet och autokorrelation mellan bolagen och åren vid användning av paneldata (Brooks 2014; Gujurati, 2004). För att undersöka
samt kontrollera huruvida det föreligger autokorrelation säkerställs, likt Hauser (2013), att intercepten har liten påverkan om intercepten är insignifikanta eller lika mellan perioden innan krisen och under krisperioden.
Vad gäller korrelation mellan variablerna tillämpas ett VIF-test för vardera modell. Ju längre ifrån värdet 1 variablerna befinner sig desto högre risk finns det för att multikollinearitet förekommer. Det finns olika nivåer av acceptans bland forskningsvärlden. Hair et al. (1995) argumenterar för att ett VIF-värde under 10 är acceptabelt medan Ringle et al. (2015) förespråkar ett värde under 5. För denna studie kan det kan tänkas att värdena för modell 3 är högre än resterande modeller då variabeln som är integrerad med DF-variabeln bör korrelera för åren under finanskrisen med grundvariabeln. I enlighet med studiens syfte anses därför ett högre VIF-värde för modell 3 acceptabelt.
4. Empiri
4.1 Deskriptiv statistik
I följande två tabeller, 1 och 2, åskådliggörs skillnader i företags finansiella ställning mellan perioden innan krisen och under krisen. I enlighet med att 2005 och 2006 utgör ett sammantaget referensår, definieras de utdelande bolagen som de företag som gav utdelning under basåren, med andra ord under både 2005 och 2006. Gav bolaget inte utdelning under båda dessa år klassificeras bolaget därför som ett icke utdelande företag. Detta resulterade i att 70 stycken bolag kategoriserades som utdelande bolag och 33 stycken som icke utdelande bolag.
Tabell 1 - Sammanfattning av variabler för utdelande samt icke utdelande företag under perioden innan krisen (2005-2007).
Obs. 309 Utdelande (70) Icke utdelande (33)
Variabel Enhet Total Medelvärde Median Total Medelvärde Median
MV mkr 3 540 811,51 16 861,01 3 502,41 437 202,06 4 416,18 936,27
TE/TA % - 44,39 41,16 - 56,00 54,45
SGR % - 19,40 12,66 - 22,68 10,15
RE/TA % - 61,52 65,97 - -5,50 12,71
ROA % - 9,71 9,56 - 3,13 6,71
CA/TA % - 8,13 4,85 - 16,07 8,54
Divdum st 202 0,96 1 10 0,10 -
D st 209 1,00 1 23 0,23 -
MV: Marknadsvärde, TE/TA: Finansieringsstruktur, SGR: Försäljningstillväxt, RE/TA: Balanserade vinstmedel i förhållande till eget kapital, ROA: Lönsamhet, CA/TA: Kassaandel, Divdum: Utdelning föregående år, D:
Utdelning innevarande år, Obs: Observationer.
I tabell 1 illustreras skillnader för valda determinanter mellan de utdelande och icke utdelande bolagen för perioden innan krisen. Detta för att åskådliggöra huruvida gruppernas finansiella ställning skiljer sig åt.
De icke utdelande bolagen ses ha ett högre medelvärde samt median på eget kapital i förhållande till totalt kapital (TE/TA) än de utdelande. Försäljningstillväxtens (SGR) medelvärde samt median är relativt likartad och förhållandet mellan balanserade vinstmedel och eget kapital (RE/TE) skiljer sig markant mellan grupperna sett till medelvärde och median.
De icke utdelande bolagen har ett mindre, och till och med negativt medelvärde för balanserade vinstmedel medan de utdelande bolagens balanserade vinstmedel i förhållande till eget kapital har ett betydligt högre medelvärde samt median. Medianen och medelvärdet för balanserade vinstmedel i förhållande till eget kapital ses vara likvärdiga för de utdelande bolagen, medan dessa skiljer sig åt för de icke utdelande bolagen.
Avkastningen på totalt kapital (ROA) har även det ett högre medelvärde samt median hos de utdelande bolagen. De icke utdelande bolagen har dessutom nästan dubbelt så hög andel kassa i förhållande till totalt kapital (CA/TA) än de utdelande bolagen sett till medelvärde och median.
Utdelningshistoriken (Divdum) visar även på att det endast är fyra procent som inte gav utdelning året innan hos de utdelande företagen, medan endast cirka tio procent av observationerna hos de icke utdelande bolagen gav utdelning föregående år.
Slutligen var marknadsvärdet (MV) ungefär fyra gånger så stort för de utdelande bolagen mätt i medelvärde samt median och av de utdelande bolagen var det endast en observation under åren som inte delade ut utdelning av 210 möjliga medan för de icke utdelande bolagen var det endast 23 av 99 möjliga som delade ut.
Tabell 2 - Sammanfattning av variabler för utdelande samt icke utdelande företag under krisperioden (2008-2009)
Obs. 206 Utdelande (70) Icke utdelande (33)
Variabel Enhet Total Medelvärde Median Total Medelvärde Median
MV mkr 1 733 912,73 12 385,01 2 446,43 189 490,55 2 871,07 522,30
TE/TA % - 44,82 42,24 - 55,59 49,32
SGR % - 0,79 1,37 - 11,38 7,81
RE/TA % - 61,07 64,34 - -4,17 31,06
ROA % - 6,19 6,05 - 1,46 2,66
CA/TA % - 7,16 4,25 - 11,44 7,20
Divdum st 137 0,98 1 29 0,44 -
D st 124 0,89 1 32 0,48 -
MV: Marknadsvärde, TE/TA: Finansieringsstruktur, SGR: Försäljningstillväxt, RE/TA: Balanserade vinstmedel i förhållande till eget kapital, ROA: Lönsamhet, CA/TA: Kassaandel, Divdum: Utdelning föregående år, D:
Utdelning innevarande år, Obs: Observationer.
Tabell 2 åskådliggör skillnader för valda nyckeltal mellan de utdelande och icke utdelande bolagen under krisperioden. Dessa jämförs sedan med respektive variabel från perioden innan krisen. Samtliga procentuella förändringar refereras till bilaga B, vilka beräknas utifrån förändring i medelvärde samt median. Detta till följd av olika långa tidsperioder.
I jämförelse med perioden innan krisen ses kassan i förhållande till totala tillgångar (CA/TA) minskat mellan perioderna för båda grupperna, både sett till medelvärde samt median. Vidare har andelen observationer som betalade utdelning i den betalade gruppen minskat med drygt 11 procent, vilket motsvarar 14 stycken företag. I kontrast till detta ökade antalet betalande bolag med 109 procent för den icke betalande gruppen.
Vidare minskade balanserade vinstmedel i förhållande till eget kapital (RE/TE) ytterst lite mellan perioderna för de utdelande bolagen, cirka en procent, medan tillväxten (SGR) minskade runt 90 procent sett till medelvärdet och median. För de icke utdelande företagen har medianen för dem balanserade vinstmedel i förhållande till eget kapital mer än fördubblats mellan perioderna. Däremot har medelvärdet minskat med nästan en fjärdedel. Likt de utdelande bolagen minskade även försäljningstillväxten för de icke utdelande företagen men inte i samma uträckning, då medelvärdet halverades mellan perioderna.
Medelvärdet för eget kapital i förhållande till totala tillgångar (TE/TA) har hållits på en stabil nivå för båda grupperna mellan perioderna, dock har medianen minskat med drygt 9 procent för de icke utdelande företagen. Även förändring i marknadsvärdet (MV) ses påminna grupperna emellan då marknadsvärdet för de utdelande bolagen har minskat runt 30 procent medan de icke utdelande bolagen har haft en minskning på 35 procent, sett till medelvärde samt 44 procent sett till medianen.
Avslutningsvis har avkastning på totalt kapital (ROA) minskat med över 30 procent för de utdelande företagen, respektive över 50 procent för de icke utdelande företagen, sett till både medelvärde samt median. Utdelningshistoriken (Divdum) ökade med endast 2 procent mellan perioderna för de utdelande bolagen medan ökning var betydligt större för de icke utdelande som ökade med 335 procent. Av de utdelande bolagen var det 16 observationer under åren som inte delade ut utdelning av 140 möjliga medan för de icke utdelande bolagen var det endast 32 av 66 möjliga som delade ut.
4.2 Test av modeller
I bilaga C åskådliggörs resultaten från samtliga tester bortsett från VIF-testen, vars resultat redogörs i bilaga D. Modell 2 och 3 uppfyller kraven för att inte tolkas som en slumpmässigt artad modell och modell 1 är ytterst nära att uppfylla samtliga ställda krav (Hair et al., 1998).
Samtliga modellers lägsta träffsäkerhet per målgrupp uppmättes till 82,7 procent. Överlag har modellerna en träffsäkerhet för de utdelande bolagen över 92 procent, respektive över 82,7 procent för de icke utdelande bolagen.
Resultatet för att uppskatta huruvida modellerna uppfyller slumpmässigt resultat uppfylls både av modell 2 och 3, då dessa anses ska skatta rätt över 56,5 procent av fallen, vilket dem gör.
Detta gäller inte för modell 1 då denna bör uppskatta 92,89 procent rätt för den mindre urvalsgruppen (icke betalande bolagen) men endast uppskattar 87,7 procent rätt. Detta är som tidigare nämnt en rekommendation men det är viktigt att modellen inte avsevärt skiljer sig från den önskade uppskattade sannolikheten, vilket modell 1 inte gör (Hair, 1998; Morrison, 1969).
Alla modeller möter även kraven för Hosmer-Lemeshow testet då samtliga modeller har ett insignifikant resultat (Hosmer & Lemeshow, 2000). Modellernas trovärdighet stärks dessutom av Chi-två testet vilket gav ett signifikant resultat för samtliga modeller, vilket är en viktig indikation för att en modell är bra (Blomstermo, Sharma & Sallis, 2006).
I bilaga E redogörs variablernas VIF-värde för vardera modell. Modell 1 har ett högsta VIF- värde på 2,207 och modell 2 har ett högsta VIF-värde om 1,839. Dessa modeller är därmed inom ramen för Ringle et al. (2015) krav om ett VIF-värde under 5. I modell 3 ses att variablerna med interaktionsvariabler har ett lägsta värde på 1,424 och ett högsta värde om 10,049, vilket är på gränsen för acceptans (Hair et al., 1995).
4.3 Regressionsresultat
Nedan redovisas resultatet för de tre genomförda regressionerna, där modell 1 kontrollerar för huruvida utdelningspolicyn kan förklaras av den antagna basmodellen innan finanskrisen. Modell 2 påvisar ifall något av åren innan samt under finanskrisen hade effekt på företags benägenhet att betala utdelning. Modell 3 skildrar huruvida utdelningspolicyn har förändrats under krisen. Då ingen av regressionernas intercepts koefficienter är signifikanta väljer studien i enlighet med Hauser (2013) att inte tolka intercepten
Tabell 3 - Sammanfattande resultat från regressionsmodell 1.
Variabel Koefficient Signifikans Oddskvot Sannolikhet
TE/TA -5,303 0,031** 0,005 0,005
SGR 1,391 0,113 4,021 0,801
RE/TE 2,541 0,017** 12,697 0,927
ROA 5,598 0,178 269,824 0,996
CA/TA -3,484 0,292 0,031 0,030
Ln(MV) -0,221 0,324 0,802 0,445
Divdum 5,978 0,000*** 394,566 0,997
Konstant 1,860 0,376 6,426 0,865
Ln(MV): Naturliga logaritmen av marknadsvärde, TE/TA: Finansieringsstruktur, SGR: Försäljningstillväxt, RE/TA: Balanserade vinstmedel i förhållande till eget kapital, ROA: Lönsamhet, CA/TA: Kassaandel, Divdum:
Utdelning föregående år, *** betecknar en signifikans på 1 %, ** betecknar en signifikans på 5 %, * betecknar en signifikans på 10 %.
I tabell 3 utläses resultaten av regressionsmodell 1, vilken ämnar besvara huruvida den antagna livscykelmodellen (DeAngelo, DeAngelo & Stulz, 2006) kan förklara samt uppskatta ett svenskt företags utdelningspolicy innan finanskrisen. Som tidigare nämnt mäts detta som sannolikhet att betala utdelning under referensåren 2005-2006.
Tre stycken av variablerna är signifikanta under 5-procentsnivån. Av dessa är finansieringsstruktur (TE/TA) signifikant på 5-procentnivån och har ett negativt betavärde om -5,303 vilket tyder på att finansieringsstrukturen är negativt korrelerad med sannolikheten för att ett företag betalar utdelning. Koefficienten för finansieringsstrukturen indikerar att för varje enhetsökning i eget kapital i förhållande totalt kapital, när allt annat hålls konstant, är sannolikheten att observationen hamnar i den utdelande gruppen 0,005 procent.
Tillväxt (SGR) innehar ett positivt betavärde på 1,391 och är signifikant på 11,3 procent vilket är högre än den generellt accepterade signifikansnivån. Enligt modellen indikerar det positiva betavärdet på att variabeln har en positiv effekt för sannolikheten att observationen hamnar i målgruppen. Likt tillväxt är lönsamhet (ROA) inte signifikant på 10-procentsnivån utan har ett p-värde om 0,178. Det går därmed inte statiskt sett att säkerställa dess inverkan på
sannolikheten för utdelning under 10-procentsnivån. Vidare är betavärdet positivt vilket enligt modellen indikerar på att variabeln har en positiv effekt på sannolikheten att betala utdelning.
Förhållandet mellan balanserade vinstmedel och totalt eget kapital (RE/TE) är signifikant på 5- procentnivån och har ett positivt betavärde vilket innebär att variabeln är positivt korrelerad med sannolikheten för att observationen betalar utdelning. Sannolikheten att observationen befinner sig i den utdelande gruppen när balanserade vinstmedel i förhållande till eget kapital ökar med en enhet, ceteris paribus, är 92,70 procent. Vidare är utdelningshistorik (Divdum) signifikant på 1-procentnivån och har ett positivt betavärde vilket innebär att den är positivt korrelerad med sannolikheten för att betala utdelning. Koefficienten indikerar att för varje enhetsökning i utdelningshistoriken ökar sannolikheten att observationen hamnar i den utdelande gruppen med 99,75 procent, ceteris paribus.
Varken kassaandel (CA/TA), företagsstorlek (Ln(MV)) eller konstanten är signifikanta under 10-procentsnivån och deras signifikansnivåer är mellan 29-37 procent. Både kassaandel och företagsstorlek har negativa betavärden, -3,484 respektive -0,221.
Tabell 4 - Sammanfattande resultat från regressionsmodell 2.
Variabel Koefficient Signifikans Oddskvot Sannolikhet
TE/TA -1,520 0,178 0,219 0,179
SGR 0,674 0,208 1,962 0,662
RE/TE 0,621 0,139 1,860 0,650
ROA 6,743 0,006*** 848,060 0,999
CA/TA -2,469 0,219 0,985 0,078
Ln(MV) -0,015 0,898 0,985 0,496
Divdum 4,644 0,000*** 106,088 0,991
D07 0,090 0,870 1,094 0,522
D08 -0,432 0,461 0,650 0,394
D09 -1,576 0,006*** 0,207 0,171
Konstant -0,696 0,535 0,499 0,333
Ln(MV): Naturliga logaritmen av marknadsvärde, TE/TA: Finansieringsstruktur, SGR: Försäljningstillväxt, RE/TA: Balanserade vinstmedel i förhållande till eget kapital, ROA: Lönsamhet, CA/TA: Kassaandel, D07: År
2007, D08: År 2008, D09: År 2009, Divdum: Utdelning föregående år, *** betecknar en signifikans på 1 %, **
betecknar en signifikans på 5 %, * betecknar en signifikans på 10 %.
I tabell 4 åskådliggörs resultatet från regressionsmodell 2, vilken undersökte ifall det förelåg någon skillnad mellan åren för hur sannolikt det var att ett bolag betalade utdelning eller ej.
Skillnaden från föregående modell är att denna modell består av observationer från hela undersökningsperioden (2005-2009). Lönsamheten (ROA) är signifikant på 1-procentnivån med ett positivt betavärde på 6,743 vilket innebär att det förekommer ett positivt samband mellan lönsamhet och sannolikheten för att betala utdelning. Koefficienten indikerar att för varje enhetsökning i avkastning på totalt kapital, är sannolikheten att observationen betalar utdelning 99,9 procent, ceteris paribus.
Finansieringsstrukturen (TE/TA) har ett betavärde om -1,520 samt en signifikansnivå på 17,8 procent. Det negativa betavärdet indikerar enligt modellen att finansieringsstrukturen har en negativ effekt på sannolikheten att observationen hamnar i den utdelande gruppen. Vidare har balanserade vinstmedel i förhållande till totalt eget kapital (RE/TE) ett betavärde om 0,621 samt en signifikansnivå på 13,9. Enligt modellen ger det positiva betavärdet en antydan för att fas i den finansiella livscykeln har en positiv effekt på att observationen hamnar i den utdelande gruppen.
Utdelningshistorik (Divdum) är signifikant på 1-procentnivån och har ett positivt betavärde på 4,644 vilket innebär att den är positivt korrelerad med sannolikheten för att betala utdelning.
Givet att allt annat hålls lika samt att variabeln ökar med en enhet är sannolikheten 99,1 procent att observationen befinner sig i den utdelande gruppen. Vidare har år 2009 (D09) ett negativt betavärde om -1,576 samt en signifikans på 1-procentnivån, vilket visar på att det förekommer ett negativt samband mellan år 2009 och sannolikheten att ett bolag betalar utdelning under nämnda år. Koefficienten för D09 antyder att för varje enhetsökning är sannolikheten 17,1 procent för att ett företag hamnar i den utdelande gruppen.
Slutligen har försäljningstillväxten (SGR) och kassaandelen (CA/TA) signifikansnivåer som ligger strax över den allmänt accepterade 10-procentsnivån men kan ge indikationer på en samvarians. De övriga variablerna i modellen, företagsstorlek (Ln(MV)), år 2007 (D07), år 2008 (D08) och interceptet, har samtliga ett p-värde som är större än 0,46. Vidare ses att
