Giới thiệu
Lý do chọn đề tài
Chính sách cổ tức đóng vai trò quan trọng trong chiến lược tài chính dài hạn của công ty, liên quan đến việc phân chia lợi nhuận giữa cổ đông và tái đầu tư Ban quản lý cần xác định tỷ lệ phần trăm lợi nhuận chi trả cho cổ đông và phần giữ lại để tái đầu tư, nhằm tối ưu hóa tài sản của cổ đông Họ cũng phải xem xét ảnh hưởng của chính sách cổ tức đến giá cổ phiếu.
Sự biến động của cổ phiếu được đo bằng phương sai hoặc độ lệch chuẩn, là chỉ số quan trọng để xác định rủi ro và phản ánh tốc độ thay đổi giá cổ phiếu theo thời gian Một cổ phiếu không ổn định có nghĩa là giá trị của nó sẽ thay đổi đáng kể, gây khó khăn trong việc dự đoán giá trị tương lai của chứng khoán đó.
Nhiều nghiên cứu đã được thực hiện để khám phá mối liên hệ giữa chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu, bao gồm các tác giả như Allen & Rachim (1996), Baskin (1989), và Hussainey, Mgbame & Chijoke-Mgbame (2011) Tuy nhiên, những phát hiện từ các nghiên cứu này lại không đồng nhất.
Thị trường chứng khoán Việt Nam, với tính chất mới nổi, tiềm ẩn nhiều biến động và rủi ro phụ thuộc vào tình hình kinh tế vĩ mô và hoạt động của các doanh nghiệp Biến động giá cổ phiếu là một trong những rủi ro lớn mà các nhà đầu tư phải đối mặt, đặc biệt là những người không thích rủi ro, vì nó phản ánh mức độ rủi ro của khoản đầu tư Các công ty nhận thấy rằng nhà đầu tư thường quan tâm đến lợi nhuận từ cổ tức, và rủi ro đầu tư có thể ảnh hưởng đến giá trị cổ phiếu trong dài hạn Do đó, việc phân tích mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu là rất quan trọng, nhằm cung cấp thông tin cho ban quản lý trong việc xây dựng chính sách cổ tức nhằm kiểm soát sự biến động này.
Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu
Mục tiêu nghiên cứu là phân tích mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu của các doanh nghiệp trên thị trường chứng khoán Việt Nam Để đạt được mục tiêu này, tác giả sẽ trả lời câu hỏi nghiên cứu liên quan đến ảnh hưởng của chính sách cổ tức đến giá cổ phiếu.
Có hay không sự ảnh hưởng của tỷ suất cổ tức đến biến động giá cổ phiếu?
Có hay không sự ảnh hưởng của tỷ lệ chi trả cổ tức đến biến động giá cổ phiếu?
Đối tượng và phạm vi nghiên cứu
Nghiên cứu này dựa trên mô hình chính sách cổ tức được xây dựng từ nghiên cứu của Baskin (1989) và Nazir cùng các cộng sự (2010), nhằm phân tích ảnh hưởng của tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức đến biến động giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam Nghiên cứu cũng xem xét bốn biến kiểm soát khác để đánh giá tác động toàn diện hơn, tập trung vào các cổ phiếu niêm yết trên SGDCK TP HCM (HOSE) và SGDCK Hà Nội (HNX).
Bài nghiên cứu này tập trung vào việc thu thập và phân tích dữ liệu để kiểm định tính phù hợp của các mô hình hồi quy bình phương bé nhất dạng gộp, cũng như các mô hình tác động cố định và tác động ngẫu nhiên, dựa trên dữ liệu bảng.
Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
Luận văn này áp dụng mô hình hồi quy bình phương bé nhất dạng gộp, cùng với các mô hình tác động cố định và tác động ngẫu nhiên, dựa trên dữ liệu bảng để phân tích mối quan hệ giữa các biến trong mô hình và biến động giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam Nghiên cứu đã thực hiện các kiểm định Breusch-Pagan Lagrangian, Hausman, Wald và Wooldridge để xác định sự phù hợp của mô hình Ngoài ra, phương pháp FGLS được áp dụng để kiểm soát hiện tượng phương sai số thay đổi và tự tương quan.
Dữ liệu quan sát là tất cả các công ty phi tài chính trên sàn HOSE và HNX giai đoạn
Giai đoạn 2008-2013 bao gồm giá đóng cửa cổ phiếu trên thị trường, báo cáo tài chính của các công ty niêm yết để tính toán tỷ suất cổ tức, tỷ lệ chi trả cổ tức, quy mô công ty, biến động thu nhập, tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản và tăng trưởng tài sản Dữ liệu này được sử dụng để kiểm định mô hình thông qua việc thu thập dữ liệu thứ cấp từ các trang web về chứng khoán và tài chính cũng như thông tin của các công ty trong nghiên cứu.
Giới hạn của đề tài nghiên cứu
Nghiên cứu này chỉ tập trung vào các cổ phiếu niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HOSE) và Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX), không bao gồm thị trường UPCOM và thị trường chứng khoán phi tập trung (OTC) do khó khăn trong việc thu thập thông tin Mặc dù hoạt động của các thị trường này khá sôi nổi, nhưng quy định công bố thông tin chưa được quản lý nghiêm ngặt, gây cản trở cho việc nghiên cứu Các nghiên cứu trong tương lai có thể mở rộng mẫu nghiên cứu sang các thị trường này khi thông tin được công bố đầy đủ hơn.
Cách tính biến tỷ lệ chi trả cổ tức chỉ mang tính tương đối do số lượng cổ phiếu phổ thông lưu hành có thể thay đổi tại các thời điểm thông báo chi trả khác nhau Để đơn giản hóa quá trình tính toán, tác giả đã sử dụng số lượng cổ phiếu lưu hành vào cuối năm để xác định tổng số tiền cổ tức đã chi trả.
Nội dung của nghiên cứu được tổ chức thành các chương cụ thể: Chương 2 tập trung vào cơ sở lý thuyết và tổng quan các nghiên cứu liên quan, Chương 3 trình bày phương pháp nghiên cứu đã được áp dụng, Chương 4 báo cáo kết quả nghiên cứu, và cuối cùng, Chương 5 đưa ra kết luận cùng các kiến nghị.
Cơ sở lý thuyết và tổng quan các nghiên cứu
Các lý thuyết về chính sách cổ tức ảnh hưởng đến giá cổ phiếu
2.1.1 Lý thuyết cổ tức không liên quan (Dividend irrelevance theory)
Miller và Modigliani (1961) đã phát triển lý thuyết cho rằng cổ tức không ảnh hưởng đến giá trị công ty, cho rằng trong một thị trường hoàn hảo, chính sách cổ tức không liên quan đến giá cổ phiếu hoặc chi phí vốn Họ nhấn mạnh rằng sự giàu có của cổ đông phụ thuộc vào khả năng sinh lợi từ các quyết định đầu tư của công ty, không phải cách phân phối lợi nhuận Ngoài ra, họ cho rằng nhà đầu tư có thể tạo ra "cổ tức tự tạo" bằng cách điều chỉnh danh mục đầu tư của mình, cho phép họ tự chi trả cổ tức thông qua việc bán cổ phiếu không trả cổ tức Các lập luận này dựa trên giả định về thị trường vốn hoàn hảo và hành vi lý trí của nhà đầu tư.
Nghiên cứu thực nghiệm của Black & Scholes (1974) đã ủng hộ lý thuyết của MM
Họ đã nghiên cứu tác động của chính sách cổ tức lên giá cổ phiếu bằng cách tạo ra 25 danh mục đầu tư cổ phiếu phổ thông trên sàn chứng khoán New York từ năm 1936.
Năm 1966, nghiên cứu đã áp dụng mô hình định giá tài sản vốn để khảo sát mối quan hệ giữa tỷ suất cổ tức và thu nhập kỳ vọng Kết quả cho thấy không có sự liên hệ nào giữa hai yếu tố này Họ cũng báo cáo rằng không có bằng chứng cho thấy các chính sách cổ tức khác nhau sẽ ảnh hưởng đến giá cổ phiếu.
Tuy nhiên, vài kết quả thực nghiệm của các nghiên cứu khác thì không tương đồng với lý thuyết cổ tức theo M&M
Baker, Farrelly và Edelman (1985) đã thực hiện một cuộc khảo sát với 603 giám đốc tài chính (CFO) từ 562 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán New York (NYSE) Kết quả cho thấy hầu hết các giám đốc tài chính đều đồng ý rằng chính sách cổ tức có ảnh hưởng đến giá cổ phiếu.
Baker và Powell (1999) đã tiến hành khảo sát 603 giám đốc tài chính từ các công ty niêm yết trên NYSE, cho thấy 90% trong số họ đồng ý rằng chính sách cổ tức ảnh hưởng đến giá trị công ty và chi phí sử dụng vốn.
2.1.2 Lý thuyết trong lòng bàn tay “Bird-in-the-hand theory”
Theo Al-Malkawi (2007), trong một môi trường không chắc chắn và thông tin không hoàn hảo, cổ tức được xem là khác biệt với lãi vốn Các nhà đầu tư thường ưu tiên nhận cổ tức tiền mặt, tức là "Con chim trong tay", hơn là kỳ vọng vào lãi vốn trong tương lai, hay "Những con chim khác ở trong bụi cây" Sự không chắc chắn về dòng tiền tương lai khiến họ có xu hướng ưa chuộng cổ tức hơn lãi vốn Mặc dù lập luận này đã gặp phải nhiều chỉ trích và thiếu hỗ trợ thực nghiệm mạnh mẽ, nhưng vẫn được ủng hộ bởi các nhà nghiên cứu như Gordon và Shapiro (1956), Linter (1962) và Walter (1963).
Gordon (1962) lập luận rằng, ngay cả trong thị trường vốn hoàn hảo, nhà đầu tư vẫn có thể ưu tiên cổ tức tiền mặt để giảm thiểu rủi ro liên quan đến lãi vốn trong tương lai Ông nhấn mạnh mối quan hệ chặt chẽ giữa chính sách cổ tức và giá trị thị trường của cổ phiếu, mặc dù tỷ suất sinh lợi nội tại và tỷ suất sinh lợi yêu cầu là tương đương Trong mô hình tăng trưởng đều của ông, giá cổ phiếu của công ty được xác định bằng cách chiết khấu dòng cổ tức trong tương lai.
Nghiên cứu của Diamond (1967) dựa trên mẫu 255 công ty Mỹ nhằm phân tích mối quan hệ giữa giá trị công ty, cổ tức và lợi nhuận giữ lại trong các năm 1961 và 1962 Kết quả cho thấy có bằng chứng yếu về việc các nhà đầu tư ưa chuộng cổ tức hơn là lãi vốn trong tương lai.
2.1.3 Chi phí đại diện và lý thuyết dòng tiền tự do
Chi phí đại diện là chi phí phát sinh từ xung đột lợi ích giữa cổ đông và nhà quản lý, như được nghiên cứu bởi Ross và cộng sự (2008) Xung đột này xảy ra khi nhà quản lý ưu tiên lợi ích cá nhân thay vì lợi ích của cổ đông, điều này trái ngược với giả định của Modigliani và Miller (1961) về việc nhà quản lý hoàn toàn đại diện cho cổ đông Các nhà quản lý có thể thực hiện những quyết định đầu tư không mang lại lợi ích cho công ty nhưng lại có lợi cho bản thân họ (Al-Malkawi, 2007) Chi phí này thường được cổ đông gánh chịu, dẫn đến việc họ yêu cầu thanh toán cổ tức cao hơn khi nhận thấy dòng tiền tự do dư thừa Ngoài ra, chi phí đại diện cũng có thể xuất hiện giữa cổ đông và trái chủ, khi cổ đông mong muốn nhận nhiều cổ tức hơn, trong khi trái chủ lại yêu cầu ít hơn để đảm bảo thanh khoản cho các khoản nợ.
Nghiên cứu của Jensen, Solberg và Zorn (1992) phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến sự khác biệt giữa quyền sở hữu nội bộ, nợ và chính sách cổ tức, áp dụng phương pháp bình phương bé nhất ba giai đoạn Họ đã khảo sát 565 công ty trong mẫu nghiên cứu năm 1982.
Năm 1987, 632 công ty đã tham gia một nghiên cứu, cho thấy rằng các công ty có tỷ lệ sở hữu nội bộ cao thường chấp nhận trả cổ tức thấp hơn Điều này chỉ ra rằng có mối quan hệ ngược chiều giữa quyền sở hữu và việc chi trả cổ tức.
Chen và Dhiensiri (2009) đã sử dụng 75 công ty Zelanian làm mẫu và nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến chính sách cổ tức trong suốt những năm 1991 đến 1999
Họ kết luận rằng quyền sở hữu nội bộ có tác động ngược chiều đến chi trả cổ tức
2.1.4 Giả thuyết phát tín hiệu (Signalling Hypothesis)
Miller và Modigliani (1961) cho rằng nhà đầu tư và quản lý đều có kiến thức hoàn hảo về công ty, nhưng nhiều nhà nghiên cứu phản đối quan điểm này, cho rằng các nhà quản lý thường nắm thông tin chính xác hơn Để giảm khoảng cách thông tin giữa họ và nhà đầu tư, các nhà quản lý sử dụng cổ tức như một công cụ truyền tải thông tin bí mật Các thông báo về cổ tức được xem như tín hiệu về lợi nhuận tương lai của công ty (Al-Malkawi, 2007) Sự gia tăng cổ tức thường được hiểu là dấu hiệu tích cực về lợi nhuận, dẫn đến phản ứng tích cực từ giá cổ phiếu, trong khi việc cắt giảm cổ tức có thể được coi là tín hiệu tiêu cực, ảnh hưởng xấu đến giá cổ phiếu.
Asquith và Mullins Jr (1983) đã nghiên cứu 168 công ty chi trả cổ tức lần đầu tiên hoặc sau 10 năm khủng hoảng, chỉ ra rằng thị trường phản ứng tích cực với thông báo cổ tức, với tỷ suất sinh lợi bất thường tăng khoảng +3.7% trong 2 ngày sau thông báo Họ cũng cho thấy rằng số tiền cổ tức đầu tiên có tác động tích cực đáng kể đến lợi nhuận vào ngày công bố Amihud và Murgia (1997) nghiên cứu 200 công ty Đức từ năm 1988 đến 1992, phân tích 255 trường hợp tăng và 51 trường hợp giảm cổ tức, cho thấy rằng thay đổi cổ tức là tín hiệu quan trọng về tương lai của công ty, với lợi nhuận bất thường tăng +0.965% cho trường hợp tăng cổ tức và giảm -1.73% cho trường hợp giảm cổ tức.
Nghiên cứu của Travlos, Trigeorgis và Vafeas (2001) về phản ứng giá cổ phiếu đối với việc công bố cổ tức và tăng cổ tức trên thị trường chứng khoán Cyprus từ 1985 đến 1995 đã phân tích 41 thông báo cổ tức bằng tiền và 39 sự kiện tăng cổ tức Kết quả cho thấy có bằng chứng mạnh mẽ ủng hộ giả thuyết tín hiệu thông tin, với lợi nhuận tăng vượt trội trong cả hai trường hợp thông báo cổ tức bằng tiền và tăng cổ tức.
2.1.5 Lý thuyết hiệu ứng nhóm khách hàng về cổ tức (Clientele Effects of dividends theories)
Theo Al-Malkawi (2007), các công ty trong giai đoạn tăng trưởng thường có xu hướng trả cổ tức thấp hơn để thu hút những nhà đầu tư mong muốn tăng giá cổ phiếu, trong khi các công ty trưởng thành thường trả cổ tức cao hơn để đáp ứng nhu cầu thu nhập ngay lập tức của nhà đầu tư Ông đã phân loại hiệu ứng khách hàng thành hai trường hợp: những nhà đầu tư bị ảnh hưởng bởi thuế và những người chịu chi phí giao dịch Các nhà đầu tư chịu thuế cao thường ưu tiên các công ty không trả cổ tức để hưởng lợi từ tăng giá cổ phiếu, trong khi những nhà đầu tư nhỏ, phụ thuộc vào cổ tức cho nhu cầu tài chính của họ, lại thích các công ty trả cổ tức cao do không đủ khả năng chi trả chi phí giao dịch cao khi bán chứng khoán.
Các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới về chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu
Nghiên cứu của Baskin, J., 1989 “Chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu thường”
Nghiên cứu của Baskin (1989) chỉ ra rằng chính sách cổ tức là yếu tố quyết định biến động giá cổ phiếu, với tỷ suất cổ tức và chi trả cổ tức được sử dụng làm biến đại diện Bài nghiên cứu cũng xem xét các biến kiểm soát như biến động thu nhập, quy mô công ty, nợ và tăng trưởng, vì chúng có thể ảnh hưởng đến rủi ro thị giá cổ phiếu và chính sách cổ tức Cụ thể, biến động thu nhập không chỉ tác động đến giá cổ phiếu mà còn đến chính sách cổ tức tối ưu của công ty Nếu giả định rủi ro kinh doanh là cố định, thì mức độ nợ sẽ có ảnh hưởng tích cực đến tỷ suất cổ tức Ngoài ra, quy mô công ty cũng đóng vai trò quan trọng, khi giá cổ phiếu của công ty lớn thường ổn định hơn so với công ty nhỏ, do công ty lớn có xu hướng đa dạng hóa hơn Cuối cùng, việc công bố thông tin của công ty nhỏ thường bị hạn chế, dẫn đến những phản ứng không hợp lý từ phía nhà đầu tư.
Baskin (1989) cho rằng biến động lãi suất chiết khấu ít ảnh hưởng đến cổ phiếu có tỷ suất cổ tức cao, vì chúng thường phản ánh dòng tiền ngắn hạn ổn định Các công ty này được kỳ vọng có giá cổ phiếu ít biến động Ông cũng giải thích rằng những công ty có tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả thấp thường được đánh giá cao hơn do cơ hội tăng trưởng, mặc dù dự báo thu nhập từ các cơ hội này có nhiều sai số hơn Do đó, cổ phiếu của những công ty này có xu hướng biến động nhiều hơn Hơn nữa, ban quản lý có thể kiểm soát biến động giá cổ phiếu thông qua chính sách cổ tức, và việc phân phối cổ tức vào thời điểm công bố thu nhập có thể được coi là dấu hiệu về sự ổn định của công ty.
Nghiên cứu của Baskin (1989) dựa trên dữ liệu từ 2344 công ty niêm yết Mỹ vào năm 1986 cho thấy có mối quan hệ ngược chiều đáng kể giữa tỷ suất cổ tức và biến động giá cổ phiếu Kết quả hồi quy chỉ ra rằng mối quan hệ này mạnh hơn so với mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và các yếu tố khác Baskin (1989) khẳng định rằng chính sách cổ tức có thể được áp dụng như một công cụ để kiểm soát biến động giá cổ phiếu.
Nghiên cứu của Allen, D E., &Rachim, V S., 1996 “Chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu: bằng chứng thực nghiệm tại Úc”
Nghiên cứu này áp dụng hồi quy dữ liệu chéo để phân tích mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và chính sách cổ tức, dựa trên mẫu 173 công ty niêm yết tại Úc từ năm 1972 đến 1985 Kết quả cho thấy biến động giá cổ phiếu có mối quan hệ thuận chiều với tỷ suất cổ tức, trái ngược với nghiên cứu của Baskin (1989) Ngoài ra, có bằng chứng về tương quan đồng biến giữa biến động giá cổ phiếu với biến động thu nhập và đòn bẩy, cùng với tương quan nghịch biến đáng kể với tỷ lệ chi trả cổ tức Nghiên cứu cũng chỉ ra mối tương quan đồng biến mạnh giữa quy mô và biến động giá cổ phiếu, có thể do các công ty lớn hơn thường có nhiều nợ hơn Cuối cùng, nghiên cứu không hỗ trợ quan điểm của Baskin rằng chính sách cổ tức có thể ảnh hưởng đến biến động giá cổ phiếu.
Nghiên cứu của Rashid, A and Rehman, AZMA., 2008 “Chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu: Bằng chứng thực nghiệm từ Bangladesh”
Rashid và Rahman (2008) đã tiến hành nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và chính sách cổ tức tại Bangladesh, sử dụng phân tích hồi quy dữ liệu chéo với phương pháp hồi quy bình phương bé nhất (OLS) và phương pháp hồi quy 2 giai đoạn bình phương bé nhất (2SLS) Nghiên cứu này tập trung vào 104 công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Dhaka trong giai đoạn 1999.
2006 và được chia thành 5 ngành đó là Kỹ thuật, Thực phẩm, Dược phẩm và Hóa chất, Dệt may và các ngành công nghiệp khác
Kết quả 2 phương pháp hồi quy tương tự nhau: Hệ số hồi quy biến tỷ suất cổ tức,
Nợ và tăng trưởng có mối quan hệ dương, trong khi hệ số hồi quy của tỷ lệ chi trả cổ tức, biến động thu nhập và quy mô công ty là âm, với chỉ tỷ lệ chi trả cổ tức và quy mô công ty có ý nghĩa thống kê Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng có mối quan hệ cùng chiều giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ suất cổ tức, nhưng không đáng kể, và mối quan hệ ngược chiều giữa chi trả cổ tức và biến động giá cổ phiếu Hệ số hồi quy theo phân loại ngành công nghiệp cho thấy chỉ một số ngành có ảnh hưởng nhỏ đến chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu tại Bangladesh.
Kết quả nghiên cứu của tác giả cho thấy sự khác biệt rõ rệt do các yếu tố thể chế tại Bangladesh khác biệt so với các quốc gia khác.
Cổ phiếu của các công ty niêm yết tại Bangladesh bị kiểm soát bởi một nhóm cổ đông chi phối, dẫn đến việc thanh toán cổ tức không phản ánh chính xác giá cổ phiếu Thị trường vốn không hiệu quả tại Bangladesh khiến mối quan hệ giữa cổ tức và rủi ro giá cổ phiếu trở nên không rõ ràng Nghiên cứu này chỉ ra rằng phản ứng của giá cổ phiếu đối với thông báo thu nhập tại Bangladesh khác biệt so với các nước phát triển, do đó các nhà quản lý không áp dụng chính sách cổ tức để ảnh hưởng đến rủi ro giá cổ phiếu.
Nghiên cứu của Nazir, M S., Nawaz, M M., Anwar, W., & Ahmed, F., 2010
“Yếu tố quyết định biến động giá cổ phiếu trên sàn chứng khoán Karachi: vai trò gián tiếp của chính sách cổ tức doanh nghiệp”
Nazir và cộng sự (2010) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và chính sách cổ tức tại 73 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Karachi từ năm 2003 đến 2008, sử dụng mô hình tác động cố định và ngẫu nhiên trên dữ liệu bảng Kết quả cho thấy tỷ suất cổ tức có tác động tích cực, trong khi tỷ lệ chi trả cổ tức lại có tác động tiêu cực đến biến động giá cổ phiếu Nghiên cứu cung cấp bằng chứng cho hiệu ứng chênh lệch giá, hiệu ứng kỳ hạn và hiệu ứng thông tin tại Pakistan Ngoài ra, quy mô và đòn bẩy trong giai đoạn nghiên cứu không có tác động đáng kể đến biến động giá cổ phiếu.
Nghiên cứu của Okafor C A., Mgbame C.O., and Chijoke-Mgbame A M.,
2011 “Chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu tại Nigeria”
Nghiên cứu này xác nhận tính nhất quán với các nghiên cứu trước, cho thấy tác động mạnh mẽ của tỷ suất cổ tức đến biến động giá cổ phiếu Giả thuyết cho rằng các công cụ đo lường chính sách cổ tức có mối quan hệ ngược chiều với biến động giá theo thời gian Bài nghiên cứu phân tích mối quan hệ này thông qua hồi quy bình phương bé nhất đa biến, theo đề xuất của Baskin (1989), bao gồm biến động giá, tỷ suất cổ tức, tỷ lệ chi trả cổ tức, cùng với các biến kiểm soát như tăng trưởng tài sản, biến động thu nhập và quy mô công ty Okafor và cộng sự (2010) đã ước lượng mô hình hồi quy hàng năm trong 8 năm từ 1998-2005 với mẫu nghiên cứu gồm 10 công ty để đo lường tác động của chính sách cổ tức lên biến động giá cổ phiếu tại thị trường chứng khoán Nigeria.
Nghiên cứu chỉ ra rằng, trong hai công cụ đo lường chính sách cổ tức, tỷ suất cổ tức có ảnh hưởng ngược chiều đến rủi ro giá cổ phiếu Ngược lại, tỷ lệ chi trả cổ tức có tác động trái chiều trong một số năm và cùng chiều trong các năm khác, nhưng với mức ý nghĩa thấp Điều này cho thấy rằng tỷ suất cổ tức đóng vai trò quan trọng hơn tỷ lệ chi trả trong việc ảnh hưởng đến biến động giá của cổ phiếu phổ thông.
Khác với các nghiên cứu trước đây như của Baskin (1989) và Hussainey (2011) chỉ phân tích dữ liệu trung bình trong các năm nghiên cứu, nghiên cứu này thực hiện phân tích theo từng năm Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu vẫn cho thấy sự tương đồng với các nghiên cứu trước về tác động của tỷ suất cổ tức đến giá cổ phiếu Kết quả về tỷ lệ chi trả cổ tức trong nghiên cứu này có thể được lý giải bởi bản chất tăng trưởng của thị trường chứng khoán và nền kinh tế Nigeria.
Ba biến kiểm soát trong nghiên cứu này bao gồm quy mô, tốc độ tăng trưởng tài sản và biến động thu nhập, cho thấy rằng các công ty có quy mô lớn thường ít biến động hơn so với các công ty nhỏ Đồng thời, những công ty có nhiều cơ hội tăng trưởng lại có biến động giá lớn hơn so với những công ty ít cơ hội Hơn nữa, các công ty có thu nhập không ổn định và biến động đáng kể sẽ trải qua biến động giá cao hơn.
Kết quả nghiên cứu cho thấy không có ý nghĩa lớn do kích thước mẫu nhỏ và sự phát triển của thị trường vốn trong nước Các nhà đầu tư có nhiều thông tin về biến động cổ phiếu và vai trò của chính sách cổ tức trong sự ổn định giá cổ phiếu Biến động là yếu tố quan trọng giúp nhà đầu tư hiện tại và tiềm năng điều chỉnh hành vi đầu tư Nghiên cứu về biến động giá cổ phiếu, tương tự như trong các nền kinh tế phát triển, có thể chỉ ra rằng nhà đầu tư không nên e ngại cổ phiếu biến động Thực tế, các nghiên cứu sẽ khám phá lý do và thời điểm mà nhà đầu tư nên cân nhắc đầu tư vào cổ phiếu biến động để tối ưu hóa lợi nhuận.
Nghiên cứu của Hussainey, K., Mgbame, C.O., & Chijoke-Mgbame, A.M.,
2011 “Chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu: Bằng chứng thực nghiệm ở Anh”
Nghiên cứu này nhằm kiểm tra mối quan hệ giữa chính sách cổ tức, bao gồm tỷ suất cổ tức và chi trả cổ tức, với sự biến động của giá cổ phiếu Dựa trên các nghiên cứu trước đó, tác giả áp dụng hồi quy đa biến với mẫu gồm các công ty niêm yết công khai tại Anh trong giai đoạn 1998-2007, sử dụng dữ liệu từ Datastream Nghiên cứu cũng xem xét các yếu tố khác như quy mô, tốc độ tăng trưởng, biến động thu nhập và nợ Qua nhiều phân tích hồi quy, mối quan hệ giữa các biến được mô tả, trong đó biến phụ thuộc là biến động giá, còn các biến độc lập là tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức, cùng với các biến kiểm soát như quy mô, thu nhập, nợ và biến giả ngành công nghiệp.
Phương pháp nghiên cứu
Mẫu nghiên cứu
Tác giả chọn mẫu nghiên cứu từ các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP HCM (HOSE) và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) vì dữ liệu của các công ty này tương đối minh bạch và đã được kiểm toán Điều này giúp đảm bảo rằng thông tin dễ dàng tiếp cận, từ đó đại diện tốt hơn cho thị trường Việt Nam Mặc dù thị trường phi chính thức của Việt Nam cũng rất lớn, nhưng dữ liệu về các công ty trong thị trường này thường không đầy đủ và khó tiếp cận.
Theo nghiên cứu của Hashemijoo và cộng sự (2012), để được đưa vào mẫu, các công ty phải đáp ứng những tiêu chuẩn sau:
1 Năm tài chính của công ty phải kết thúc theo năm dương lịch
2 Các công ty trong mẫu phải niêm yết liên tục từ năm 2008 đến 2013
3 Các công ty phải có ít nhất một lần chi trả cổ tức bằng tiền mặt trong suốt giai đoạn từ 2008 đến 2013
4 Các công ty không thuộc lĩnh vực tài chính ngân hàng, bảo hiểm, chứng khoán
Mẫu nghiên cứu ban đầu bao gồm 273 công ty niêm yết từ năm 2008 đến 2013, không tính các công ty trong lĩnh vực tài chính, ngân hàng, bảo hiểm và chứng khoán trên hai sàn HOSE và HNX Sau khi loại bỏ 11 công ty không chia cổ tức tiền mặt trong giai đoạn này, 13 công ty bị hủy niêm yết do lý do như giải thể, quyết định của HĐCĐ, hoặc thua lỗ vượt quá vốn điều lệ, cùng với 2 công ty có lợi nhuận sau thuế bằng không, mẫu cuối cùng đã được xác định.
Phụ lục 2 của nghiên cứu bao gồm 247 công ty, trong đó có 120 công ty niêm yết trên sàn HOSE và 127 công ty niêm yết trên sàn HNX Đối với mỗi công ty trong mẫu, tác giả đã thu thập các dữ liệu cần thiết.
Dữ liệu trong nghiên cứu này bao gồm giá đóng cửa của các công ty niêm yết vào cuối mỗi ngày giao dịch Thông tin về giá được thu thập từ trang web http://cophieu68.com.
- Cổ tức tiền mặt chia cho các cổ đông trong năm được thu thập từ Kho dữ liệu lịch sự kiện từ http://cophieu68.com
Dữ liệu về EPS, EBIT, nợ dài hạn, số lượng cổ phiếu đang lưu hành và tổng tài sản được thu thập từ báo cáo tài chính hợp nhất đã được kiểm toán hàng năm của từng công ty Các báo cáo tài chính này được lấy từ Sở Giao dịch Chứng khoán TP Hồ Chí Minh và Hà Nội, cùng với thông tin bổ sung từ trang web http://cafef.vn/.
Mô hình nghiên cứu
Nghiên cứu này áp dụng phương pháp phân tích hồi quy trên dữ liệu bảng, bao gồm mô hình hồi quy bình phương bé nhất dạng gộp (pooled OLS), mô hình các tác động cố định (Fixed Effects model - FEM) và mô hình các tác động ngẫu nhiên (Random Effects model - REM) Phần mềm Stata 11 được sử dụng để thực hiện phân tích, tương tự như phương pháp đã được áp dụng trong nghiên cứu của Nazir và cộng sự (2010).
Mô hình hồi quy này thể hiện mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu, được phát triển dựa trên nghiên cứu của Baskin.
PV it = β 1 + β 2 DY it + β 3 POR it + u it
Trong đó: t = 2008, 2009, 2010, 2011, 2012, 2013 và i = 1, 2, 3,…, 247 β 1 là hệ số chặn, β 2 , β 3 là hệ số hồi quy u it : sai số của công ty i năm t
PV it : biến động giá cổ phiếu công ty i năm t
DY it : tỷ suất cổ tức cổ phiếu công ty i năm t
POR it : tỷ lệ chi trả cổ tứccổ phiếu công ty i năm t
Theo mô hình trên, chỉ có hai yếu tố chính sách cổ tức tác động đến biến động giá cổ phiếu Tuy nhiên, thực tế cho thấy nhiều yếu tố khác cũng có ảnh hưởng, như quy mô công ty, biến động thu nhập, tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản và tăng trưởng tài sản Nghiên cứu của Nazir và các cộng sự (2010) đã khẳng định những yếu tố này có tác động đến cả biến động giá cổ phiếu lẫn chính sách cổ tức, dựa trên kiến nghị của Baskin (1989).
Quy mô công ty ảnh hưởng đến biến động giá cổ phiếu, với các công ty nhỏ thường thiếu sự đa dạng hóa trong hoạt động và ít thông tin giá trị cho nhà đầu tư Cổ phiếu của các công ty nhỏ cũng có tính thanh khoản kém hơn, dẫn đến giá cổ phiếu dễ biến động hơn so với các công ty lớn Theo Baskin (1989), các công ty có nhiều cổ đông thường sử dụng cổ tức như một công cụ truyền tín hiệu, cho thấy quy mô công ty cũng ảnh hưởng đến chính sách cổ tức.
Biến động thu nhập cao dẫn đến sự biến động giá cổ phiếu lớn hơn Đồng thời, sự biến động này cũng tác động đến chính sách cổ tức của công ty; khi thu nhập thấp, công ty thường trả cổ tức thấp hơn Do đó, sự biến động thu nhập càng lớn thì chính sách cổ tức càng trở nên không ổn định.
Sự bất cân xứng thông tin giữa trái chủ và cổ đông dẫn đến mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản và chính sách cổ tức Trái chủ, do thiếu thông tin, thường yêu cầu mức chi trả cổ tức thấp hơn để đảm bảo thanh toán nợ Hơn nữa, tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản cao có thể làm gia tăng rủi ro tài chính của công ty, từ đó gây ra biến động giá cổ phiếu lớn hơn.
Chính sách cổ tức và tỷ lệ tăng trưởng có mối quan hệ ngược chiều, khi các công ty trong giai đoạn tăng trưởng thường giữ lại lợi nhuận để tái đầu tư Ngược lại, tỷ lệ tăng trưởng và biến động giá cổ phiếu lại có mối quan hệ cùng chiều, vì các công ty tăng trưởng thường đầu tư mạnh vào tài sản cố định, dẫn đến lợi nhuận không ổn định và tiềm ẩn nhiều rủi ro, từ đó làm tăng biến động giá cổ phiếu.
Dựa trên lập luận của Baskin (1989) và Nazir cùng các cộng sự (2010), tác giả đã phát triển một mô hình hồi quy sửa đổi, bao gồm tất cả các biến kiểm soát, nhằm đo lường ảnh hưởng của các biến này.
PV it = β 1 + β 2 DY it + β 3 POR it +β 4 SZ it + β 5 EV it + β 6 LVRG it + β 7 AG it + u it
SZ it : quy mô công ty i năm t
EV it : biến động thu nhập công ty i năm t
LVRG it : tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản công ty i năm t
AG it : tăng trưởng tài sản công ty i năm t
Những kết quả kỳ vọng
Tác giả cho rằng tỷ suất cổ tức, tỷ lệ chi trả cổ tức và quy mô công ty có mối quan hệ ngược chiều với biến động giá cổ phiếu; cụ thể, khi tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức tăng lên, giá cổ phiếu sẽ có xu hướng giảm biến động Ngược lại, biến động thu nhập, tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản và tăng trưởng tài sản lại có mối quan hệ cùng chiều với biến động giá cổ phiếu, tức là khi thu nhập của công ty biến động nhiều, tỷ lệ nợ dài hạn cao và tăng trưởng tài sản lớn, giá cổ phiếu sẽ có sự biến động mạnh hơn.
Giả thuyết nghiên cứu
H0: Tỷ suất cổ tức không ảnh hưởng đến biến động giá cổ phiếu
H1: Tỷ suất cổ tức có ảnh hưởng đến biến động giá cổ phiếu
H0: Tỷ lệ chi trả cổ tức không ảnh hưởng đến biến động giá cổ phiếu
H1: Tỷ lệ chi trả cổ tức có ảnh hưởng đến biến động giá cổ phiếu
Định nghĩa biến trong mô hình
Biến động giá chứng khoán (PV) là một biến phụ thuộc quan trọng trong phân tích tài chính Để tính PV, trước tiên cần xác định hiệu số giữa giá cao nhất và giá thấp nhất trong năm Sau đó, hiệu số này được chia cho trung bình cộng của giá cao nhất và thấp nhất trong năm Cuối cùng, bình phương phân số trên và lấy căn bậc hai sẽ cho ra giá trị của biến PV Công thức tính toán cụ thể như sau:
PV it : biến động giá cổ phiếu công ty i trong năm t
HP it : Giá cao nhất của công ty i trong năm t
LP it : Giá thấp nhất của công ty i trong năm t
Tỷ suất cổ tức (DY):là tỷ lệ phần trăm cổ tức tiền mặt trên giá cổ phiếu (giá đóng cửa cuối năm) Công thức tính toán như sau:
DY it : tỷ suất cổ tức công ty i trong năm t
CDS it : tổng cổ tức tiền mặt trên mỗi cổ phiếu của công ty i trong năm t đã chi trả cho cổ đông phổ thông
MV it : giá đóng cửa của cổ phiếucông ty i tại ngày kết thức năm t
Tỷ suất cổ tức là chỉ số đo lường lợi nhuận từ cổ tức mà nhà đầu tư nhận được khi mua cổ phần ở mức giá thị trường nhất định Chỉ số này cho biết số tiền cổ tức mà nhà đầu tư sẽ nhận được từ mỗi đồng đầu tư vào cổ phiếu Tỷ suất cổ tức cao cho thấy nhà đầu tư có lợi nhuận từ cổ tức tốt, trong khi tỷ suất thấp không nhất thiết là tiêu cực, vì nhà đầu tư có thể kỳ vọng vào lợi nhuận từ sự tăng giá cổ phiếu trên thị trường.
Tỷ suất cổ tức cao hoặc thấp không luôn phản ánh chính xác việc công ty chi trả cổ tức nhiều hay ít, vì nó còn phụ thuộc vào giá cổ phiếu trên thị trường Do đó, chỉ tiêu này chỉ nên được sử dụng để so sánh chính sách cổ tức giữa các công ty có đặc điểm tương đồng về quy mô, ngành nghề và mức giá cổ phiếu tương đương.
Tỷ lệ chi trả cổ tức (POR) là tỷ số giữa cổ tức trên mỗi cổ phần và thu nhập trên mỗi cổ phần của từng năm Để đảm bảo tính chính xác và tránh ảnh hưởng từ sự biến động vốn trong năm, chúng ta sử dụng tổng cổ tức chi trả cho cổ đông chia cho tổng lợi nhuận sau thuế để tính toán.
POR it : tỷ lệ chi trả cổ tức công ty i trong năm t
CDS là tổng số cổ tức tiền mặt mà công ty i đã chi trả cho cổ đông phổ thông trong năm t, được tính trên mỗi cổ phiếu n it là số lượng cổ phiếu phổ thông đang lưu hành của công ty i tại thời điểm kết thúc năm t.
NI it : lợi nhuận sau thuế của công ty i năm t
Tỷ lệ chi trả cổ tức cho biết phần trăm thu nhập từ mỗi cổ phần thường mà công ty dành cho tái đầu tư Tỷ lệ này cao cho thấy công ty sử dụng hầu hết lợi nhuận sau thuế để chi trả cổ tức cho cổ đông, trong khi chỉ giữ lại một phần nhỏ để tái đầu tư Ngược lại, tỷ lệ chi trả cổ tức thấp cho thấy công ty giữ lại nhiều lợi nhuận hơn để đầu tư vào các hoạt động phát triển.
Nhà đầu tư tìm kiếm thu nhập tiêu dùng hiện tại thường ưa chuộng công ty có tỷ lệ chi trả cổ tức cao, trong khi những nhà đầu tư không cần thu nhập ngay lập tức và mong đợi sự gia tăng giá trị cổ phần trong tương lai lại thích các công ty có tỷ lệ chi trả cổ tức thấp, nhằm giữ lại lợi nhuận để tái đầu tư.
Quy mô công ty (SZ) được xác định bằng cách nhân giá cổ phiếu đóng cửa vào cuối năm với số lượng cổ phiếu phổ thông đang lưu hành tại thời điểm đó Sau đó, lấy logarit tự nhiên của kết quả để phản ánh thứ tự độ lớn của công ty Công thức tính toán được thể hiện như sau:
SZ it : quy mô công ty i năm t
Giá trị thị trường (MV) của công ty i được xác định bằng giá đóng cửa của cổ phiếu vào ngày kết thúc năm t, chia cho số lượng cổ phiếu phổ thông đang lưu hành của công ty i tại thời điểm đó.
Biến động thu nhập (EV) được định nghĩa là độ lệch chuẩn của tỷ lệ thu nhập trước thuế và lãi vay (EBIT) so với tổng tài sản Công thức tính toán biến động thu nhập này là một yếu tố quan trọng trong việc đánh giá hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.
EV it : biến động thu nhập cổ phiếu công ty i năm t
EBIT it : thu nhập trước thuế và lãi vay công ty i năm t
Tổng tài sản của công ty vào cuối năm t được đo lường thông qua tỷ số thu nhập trên tổng tài sản Việc này giúp đánh giá biến động thu nhập, không chỉ dựa vào con số thu nhập đơn thuần mà còn xem xét khả năng tạo ra thu nhập từ mỗi đồng tài sản của công ty.
Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (LVRG) là một biến kiểm soát quan trọng trong nghiên cứu này, được tính bằng cách chia nợ dài hạn cho tổng tài sản Tỷ lệ này cho thấy mức độ tài trợ của nợ dài hạn đối với mỗi đồng tài sản Công thức tính toán LVRG như sau:
LVRG it : tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản công ty i năm t
LD it : nợ dài hạn của công ty i năm t
ASSET it : tổng tài sản công ty i cuối năm t
Tăng trưởng tài sản (AG) là một chỉ số quan trọng, được tính bằng cách lấy tỷ lệ giữa sự thay đổi tổng tài sản vào cuối năm và tổng tài sản vào đầu năm Công thức tính toán AG giúp đánh giá hiệu quả quản lý tài sản của một tổ chức.
AG it : tăng trưởng tài sản công ty i năm t
∆ASSET it : sự thay đổi của tổng tài sản công ty i trong năm t
ASSET i(t-1) : tổng tài sản của công ty i đầu năm t
Tác giả ước lượng mô hình nghiên cứu dựa trên dữ liệu bảng trong khoảng thời gian
Trong khoảng thời gian từ 2008 đến 2013, nghiên cứu đã chọn 247 công ty niêm yết trên HOSE và HXN để phân tích ảnh hưởng của chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu Việc sử dụng dữ liệu bảng giúp giảm thiểu hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến quan sát trong chuỗi thời gian, từ đó cung cấp kết quả ước lượng tham số trong mô hình một cách đáng tin cậy hơn Hơn nữa, dữ liệu bảng cho phép xác định và đo lường các tác động mà các phương pháp sử dụng dữ liệu chéo hoặc dữ liệu thời gian không thể thực hiện được.
Mô hình pooled OLS, mô hình các tác động cố định FEM và mô hình các tác động ngẫu nhiên REM là những phương pháp phổ biến được sử dụng trong phân tích hồi quy Quy trình phân tích sẽ được thực hiện theo thứ tự từng mô hình để đảm bảo tính chính xác và hiệu quả của kết quả.
Phân tích mối tương quan giữa các biến
Bảng 4.2 cho thấy ma trận tương quan giữa các biến, với giá trị tuyệt đối của các hệ số tương quan đều nhỏ hơn 0.7 Điều này chỉ ra rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến, vì đa cộng tuyến xảy ra khi sự tương quan giữa hai biến độc lập đạt 70% trở lên (Drury, 2008).
Tác giả áp dụng chỉ số phóng đại phương sai (VIF) để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình Kết quả từ bảng 4.3 cho thấy các giá trị VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10, cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến này.
Bảng 4 2: Ma trận tương quan giữa các biến trong nghiên cứu
Biến động giá cổ phiếu (PV) và tỷ suất cổ tức (DY) là hai chỉ số quan trọng trong việc đánh giá hiệu suất đầu tư Tỷ lệ chi trả cổ tức (POR) cho thấy mức độ bền vững của cổ tức mà công ty trả cho cổ đông Quy mô công ty (SIZE) ảnh hưởng đến khả năng sinh lời và rủi ro đầu tư Biến động thu nhập (EV) phản ánh sự ổn định trong lợi nhuận của doanh nghiệp, trong khi tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (LVRG) cho biết mức độ rủi ro tài chính của công ty Cuối cùng, tăng trưởng tài sản (AG) là yếu tố quyết định khả năng phát triển bền vững trong tương lai.
PY DY POR SIZE EV LVRG AG
Nguồn: Tác giả tính toán
Bảng 4.2 chỉ ra rằng biến động giá cổ phiếu (PY) và tỷ suất cổ tức (DY) có mối tương quan tích cực với hệ số tương quan là 0.0679 và mức ý nghĩa 1%, phù hợp với nghiên cứu của Allen và Rachim (1996) nhưng trái ngược với nghiên cứu của Baskin (1989) với hệ số -0.643 Hơn nữa, mối tương quan giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả cổ tức (POR) cũng cho thấy sự tương quan cùng chiều với hệ số 0.0512 và mức ý nghĩa 5%, không như mong đợi và trái ngược với kết quả của Baskin.
(1989) là (-0.542), Allen và Rachim (1996) là (-0.21), và Nazir và các cộng sự
Bảng 4 3: Kết quả kiểm tra hiện tương đa cộng tuyến
Nguồn: Tác giả tính toán
Bảng 4.2 chỉ ra rằng mối tương quan giữa tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức đạt giá trị cao nhất (0.2398) so với các biến khác Tiếp theo là mối tương quan giữa tăng trưởng tài sản (AG) và quy mô công ty (SIZE) với giá trị 0.2009 Cả hai mối tương quan này đều có ý nghĩa thống kê với p-value bằng 0.
Bảng ma trận tương quan cho thấy mối tương quan ngược chiều giữa PV và SIZE (-0.1128) với mức ý nghĩa 1%, điều này phù hợp với dự đoán rằng công ty lớn thường có mức độ đa dạng hóa cao hơn và ít rủi ro hơn, dẫn đến giá cổ phiếu ít biến động Ngoài ra, SIZE cũng có mối tương quan ngược chiều có ý nghĩa thống kê với DY (-0.2071, p-value = 0.0000) và POR (-0.0505, p-value = 0.0519), điều này phù hợp với nghiên cứu của Nazir và cộng sự (2010).
Biến động giá cổ phiếu và biến động thu nhập có mối tương quan tích cực với hệ số 0.0477 và mức ý nghĩa 10%, phù hợp với kỳ vọng Hơn nữa, các yếu tố EV và SIZE cho thấy động thu nhập thấp hơn, điều này phản ánh thực tế rằng các công ty lớn thường có thu nhập ổn định hơn Do đó, mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê ở mức 10%.
Nghiên cứu cho thấy mối tương quan ngược chiều giữa tỷ suất cổ tức (DY) và tỷ lệ chi trả cổ tức (POR) với tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (LVRG), với hệ số lần lượt là -0.0708 (p-value = 0.0064) và -0.0571 (p-value = 0.0280) Điều này chỉ ra rằng các công ty có mức nợ cao thường có xu hướng chi trả cổ tức thấp.
Mối tương quan giữa tăng trưởng tài sản (AG) và tỷ suất cổ tức (DY) cùng tỷ lệ chi trả cổ tức (POR) đều cho thấy xu hướng ngược chiều, với các hệ số lần lượt là (-0.0577) và (-0.0367) Điều này phù hợp với kỳ vọng rằng các công ty có mức tăng trưởng cao thường ít chi trả cổ tức.
AG có mức ý nghĩa 5%, trong khi mối quan hệ giữa POR và AG không có ý nghĩa thống kê Hơn nữa, AG có mối quan hệ cùng chiều với biến động giá cổ phiếu PY, đạt mức ý nghĩa 1% và hệ số tương quan là 0.1363, điều này phù hợp với kỳ vọng.
Kết quả các mô hình hồi quy
4.3.1 Mô hình bình phương bé nhất dạng gộp Pooled OLS
Từ bảng 4.4 ta thấy với mức ý nghĩa 5%, p-value < 0.05, các hệ số của biến SIZE,
Các hệ số EV, LVRG, AG đều có ý nghĩa thống kê, nhưng hai biến độc lập liên quan đến chính sách cổ tức là DY và POR lại không có ý nghĩa thống kê do p-value > 0.05.
Bảng 4 4: Kết quả mô hình bình phương bé nhất dạng gộp Pooled OLS
Source SS df MS Number of obs= 1482
PY Coef Std Err t P>t [95% Conf Interval]
Nguồn: tính toán của tác giả
Với giá trị R² là 4.73% và p-value của kiểm định F nhỏ hơn 0.05, điều này cho thấy các biến độc lập trong mô hình chỉ giải thích được 4.37% sự biến động của biến phụ thuộc.
4.3.2 Mô hình các tác động cố định FEM
Bảng 4 5: Kết quả mô hình các tác động cố định FEM
Fixed- Effects (within) regression Number of obs = 1482
Group variable: f Number of groups = 247
R-sq: within = 0.0535 Obs per group: min = 6 between = 0.0300 avg = 6.0 overall = 0.0439 max = 6 corr(u_i, Xb) = -0.1138 F(6,1229) = 11.57
PY Coef Std Err t P>t [95% Conf Interval]
_cons 1.465798 0.467836 3.13 0.002 0.5479523 2.3836440 sigma_u 0.16265364 sigma_e 0.32239437 rho 0.20289383 (fraction of variance due to u_i)
Nguồn: tính toán của tác giả
Kết quả từ Bảng 4.5 cho thấy hồi quy theo FEM khác biệt so với hồi quy Pooled OLS trong Bảng 4.3 Tại Bảng 4.4, tỷ suất sinh lợi DY có ý nghĩa thống kê với p-value = 0.000, nhỏ hơn α = 0.05 Hệ số của biến DY là 0.6486446, cho thấy tỷ suất cổ tức có tác động tích cực đến biến động giá chứng khoán; cụ thể, khi các yếu tố khác không thay đổi, việc tăng 1% tỷ suất cổ tức dẫn đến biến động giá chứng khoán tăng 0.6486446% Kết quả này không như mong đợi Ngoài ra, biến tăng trưởng tài sản (AG) cũng có ý nghĩa thống kê và tác động tích cực đến biến động giá cổ phiếu với hệ số 0.1767577, phù hợp với kỳ vọng.
Tỷ lệ chi trả cổ tức ảnh hưởng đến biến động giá cổ phiếu, tuy nhiên, hệ số POR = 0.008932 không có ý nghĩa thống kê với p-value = 0.141, lớn hơn 0.05 Hệ số hồi quy của các biến SIZE, EV và LVRG cũng không cho thấy ý nghĩa thống kê.
Hệ số xác định within = 0.0535 khá thấp, tuy nhiên p-value (F-statistic) = 0.0000
< α = 0.05 nên cũng đáng tin cậy Vậy mô hình là phù hợp với độ tin cậy là 95%
4.3.3 Mô hình các tác động ngẫu nhiên REM
Kết quả của bảng 4.6 giống bảng 4.5 ở điểm là biến SIZE tác động ngược chiều đến
Theo kỳ vọng, các biến còn lại đều có tác động tích cực đến biến động giá chứng khoán Tuy nhiên, kết quả hồi quy theo phương pháp REM cho thấy sự khác biệt so với phương pháp FEM.
Dựa vào cột p-value trong Bảng 4.5, các biến DY, SIZE, EV, LVRG, và AG đều có giá trị p-value nhỏ hơn 0.05, cho thấy chúng có ý nghĩa thống kê, trong khi biến POR không đạt được mức ý nghĩa này.
Bảng 4 6: Kết quả mô hình các tác động ngẫu nhiên REM
Random- Effects GLS regression Number of obs = 1482
Group variable: f Number of groups = 247
R-sq: within = 0.0474 Obs per group: min = 6 between = 0.0690 avg = 6.0 overall = 0.0509 max = 6
Random Effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(6) = 77.87 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000
PY Coef Std Err z P>z [95% Conf Interval]
_cons 1.517947 0.1556599 9.75 0.000 1.212859 1.82304 sigma_u 0.06901026 sigma_e 0.32239437 rho 0.04381225 (fraction of variance due to u_i)
Nguồn: Tính toán của tác giả
Thứ hai là hệ số của biến DY, trong mô hình REM là 0.2775652, nhỏ hơn trong FEM là 0.6486446
Hệ số xác định (R²) trong mô hình là 0.0474, thấp hơn so với kết quả của mô hình FEM Tuy nhiên, với p-value = 0.0000, nhỏ hơn α = 0.05, mô hình vẫn được coi là đáng tin cậy Điều này cho thấy mô hình phù hợp với độ tin cậy 95%, và các biến độc lập giải thích được 4.74% sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Lựa chọn mô hình hồi quy
4.4.1 Lựa chọn giữa FEM với Pooled OLS Để lựa chọn mô hình phù hợp hơn giữa FEM với Pooled OLS, tác giả kiểm chứng bằng kiểm định F Theo đó, giả thuyết H 0 cho rằng tất cả các hệ số α i đều bằng 0 (nghĩa là không có sự khác biệt giữa các công ty)
Kết quả kiểm định F được thể hiện ở dòng cuối cùng của bảng kết quả mô hình các tác động cố định FEM – bảng 4.4 Đó là:
Với p-value nhỏ hơn 0.05, chúng ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 rằng tất cả các hệ số αi đều bằng 0, cho thấy sự khác biệt giữa các công ty Do đó, mô hình tác động cố định FEM được xem là phù hợp hơn so với Pooled OLS.
4.4.2 Lựa chọn giữa REM với Pooled OLS Để lựa chọn mô hình phù hợp hơn giữa REM với Pooled OLS, phương pháp nhân tử Lagrange (LM) với kiểm định Breusch-Pagan được tác giả sử dụng (Baltagi,
Giả thuyết H0 trong hồi quy OLS cho rằng sai số không bao gồm các sai lệch giữa các công ty, tức là phương sai giữa các đối tượng là không đổi (2008, trang 319).
Bảng 4 7: Kết quả kiểm định Breusch-Pagan
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random Effects pv[f,t] = Xb + u[f] + e[f,t]
Var sd = sqrt(Var) pv 0.1174323 0.342684 e 0.1039381 0.3223944 u 0.0047624 0.0690103
Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 14.06 Prob > chi2 = 0.0002
Nguồn: Tính toán của tác giả
Dựa vào bảng 4.6, p-value là 0.0002, nhỏ hơn 0.05, dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H0 Kết quả này cho thấy rằng sai số trong ước lượng không chỉ bao gồm sai lệch giữa các nhóm mà còn chỉ ra rằng mô hình tác động ngẫu nhiên là lựa chọn phù hợp hơn.
4.4.3 Lựa chọn giữa với FEM với REM Để lựa chọn mô hình phù hợp hơn giữa FEM với REM, kiểm định Hausman được tác giả sử dụng (Baltagi, 2008 trang 320; Gujarati, 2004 trang 652)
Giả thuyết H 0 : mô hình REM là phù hợp
H 1 : mô hình FEM là phù hợp
Bảng 4 8: Kết quả kiểm định Hausman test
AG 0.1767577 0.1792509 -0.0024931 0.0130348 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg
Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
Nguồn: tác giả tính toán
Từ bảng 4.8 ta có prob (chi2) = 0.0000 < 0.05, bác bỏ H 0 với mức ý nghĩa 5% Do vậy mô hình tác động cố định là phù hợp.
Kiểm định mô hình tác động cố định FEM
4.5.1 Kiểm định phương sai thay đổi trong mô hình FEM
Tác giả tiến hành kiểm định phương sai thay đổi trong mô hình tác động cố định FEM với kiểm định Wald cho ra kết quả ở bảng 4.9
Bảng 4 9: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi – Wald Test
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed Effects regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (247) = 4527.56
Nguồn: Tác giả tính toán
Kết quả kiểm định trong bảng 4.9 cho thấy giá trị Prob (chi2) = 0.0000, điều này cho phép chúng ta bác bỏ giả thuyết H0: không có phương sai thay đổi với mức ý nghĩa 5% Do đó, mô hình các tác động cố định xuất hiện hiện tượng phương sai thay đổi.
4.5.2 Kiểm định tự tương quan trong mô hình FEM
Tác giả đã thực hiện kiểm định hiện tượng tự tương quan trong mô hình tác động cố định FEM bằng kiểm định Wooldridge, với kết quả được trình bày trong bảng 4.10 Kết quả cho thấy Prob (F) = 0.0000, từ đó có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5% Điều này cho thấy mô hình các tác động cố định tồn tại hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4 10: Kết quả kiểm định tự tương quan - Wooldridge test
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
Nguồn: Tác giả tính toán
4.5.3 Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tự tương quan bằng phương pháp Bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS)
Khác với kết quả của mô hình Pooled OLS trong bảng 4.4, mô hình FEM ở bảng 4.5 và mô hình REM ở bảng 4.6, kết quả từ mô hình FGLS trong bảng trên cho thấy tất cả các biến đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% hoặc 10%.
Theo kết quả nghiên cứu, mối quan hệ tích cực và có ý nghĩa giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ suất cổ tức (0.5983626) được duy trì ở mức 1% Mối quan hệ này cũng tồn tại giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả cổ tức (0.0081458), với mức ý nghĩa 10% (p-value = 0.07) Cả hai yếu tố của chính sách cổ tức đều ảnh hưởng tích cực đến biến động giá cổ phiếu, điều này trái ngược với kỳ vọng và các nghiên cứu trước đây Sự khác biệt này có thể do giai đoạn nghiên cứu từ 2008-2013, khi xảy ra khủng hoảng kinh tế toàn cầu và khó khăn tại Việt Nam Yếu tố tâm lý của nhà đầu tư cũng ảnh hưởng đến kết quả, khi họ lo ngại doanh nghiệp không đủ khả năng duy trì chi trả cổ tức cao trong bối cảnh kinh tế khó khăn, dẫn đến việc chi trả cổ tức cao làm tăng biến động giá cổ phiếu.
Bảng 4 11: Kết quả MH hồi quy Bình phương tổi thiểu tổng quát khả thi (FGLS)
Cross-sectional time-series FGLS regression
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.3359)
Estimated covariances = 247 Number of obs = 1482 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 247 Estimated coefficients = 7 Obs per group: min = 6
PY Coef Std Err z P>z [95% Conf Interval]
* có ý nghĩa ở mức 10%, *** có ý nghĩa ở mức 1%
Nguồn: Tác giả tính toán
Bảng 4.11 chỉ ra mối quan hệ ngược chiều giữa biến động giá cổ phiếu và quy mô công ty với hệ số -0.030616, cho thấy rằng các công ty lớn có giá cổ phiếu ít biến động hơn Đồng thời, mối quan hệ cùng chiều giữa biến động giá cổ phiếu và biến động thu nhập với hệ số 0.4925251 cho thấy rằng các công ty có thu nhập biến động lớn thì giá cổ phiếu cũng sẽ biến động nhiều hơn, phản ánh mức độ rủi ro cao.
Mối quan hệ tích cực giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (0.1471666) cho thấy rằng khi công ty có nhiều nợ, rủi ro sẽ cao hơn và giá cổ phiếu sẽ biến động nhiều hơn Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Hussainey và các cộng sự (2011) cũng như Mohammad Hashemijoo và các cộng sự.
Nghiên cứu năm 2012 cho thấy có mối quan hệ tích cực và đáng kể giữa biến động giá cổ phiếu và tăng trưởng tài sản, với hệ số 0.1423882 Cụ thể, khi tăng trưởng tài sản tăng 1%, trong khi các yếu tố khác không thay đổi, biến động giá chứng khoán trung bình sẽ tăng lên 0.14%.
