GI ỚI THIỆU
Thị trường chứng khoán Việt Nam, một thị trường mới nổi, đang đối mặt với nhiều biến động và rủi ro tiềm ẩn liên quan đến tình hình kinh tế vĩ mô và các doanh nghiệp Cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu từ năm 2008 đến 2012, bắt nguồn từ suy thoái kinh tế Hoa Kỳ cuối thập niên 2000, đã ảnh hưởng nghiêm trọng đến nhiều quốc gia, bao gồm cả Việt Nam Nhiều công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam ghi nhận lợi nhuận giảm hoặc thua lỗ trong các năm qua Các doanh nghiệp đang gặp khó khăn trong việc huy động vốn do sự cạnh tranh ngày càng gia tăng và xu hướng thận trọng từ các nhà đầu tư, đặc biệt là nhà đầu tư nước ngoài Do đó, việc thu hút vốn đầu tư bên ngoài và giảm thiểu chi phí trở thành ưu tiên hàng đầu cho các doanh nghiệp hiện nay.
Chính sách cổ tức đóng vai trò quan trọng trong việc thu hút vốn đầu tư bên ngoài, bảo vệ quyền lợi của cổ đông thiểu số và giảm chi phí đại diện cho công ty Bằng cách giảm dòng tiền tự do, chính sách này không chỉ tạo ra tín hiệu tích cực cho nhà đầu tư mà còn góp phần nâng cao sự tin tưởng vào công ty.
Theo Jensen và Meckling (1976), chi phí đại diện là tổng hợp các chi phí phát sinh từ hợp đồng giữa cổ đông (chủ thuê) và nhà quản lý (người đại diện) Những chi phí này bao gồm chi phí giám sát của cổ đông, chi phí liên kết của nhà quản lý, cùng với các tổn thất liên quan.
Trong một công ty, lợi ích của cổ đông và nhà quản lý thường không trùng khớp; cổ đông mong muốn tối đa hóa giá trị công ty, trong khi nhà quản lý lại tập trung vào việc tối đa hóa thu nhập cá nhân Tại Việt Nam, đã có nhiều trường hợp điển hình liên quan đến chi phí đại diện, như sự kiện của Công ty Cổ phần Bông Bạch Tuyết (BBT) và một số ngân hàng khác.
Thương Mại Cổ Phần Á Châu (ACB), Tập Đoàn Công Nghiệp Tàu Thủy Việt Nam (Vinashin), Tổng Công Ty Hàng Hải Việt Nam (Vinalines) và Ban quản lý dự án 18 (PMU18) thuộc Bộ Giao Thông Vận Tải là những đơn vị quan trọng trong ngành hàng hải và công nghiệp tàu thủy tại Việt Nam.
Nhiều tác giả trên thế giới đã nghiên cứu mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và cấu trúc sở hữu của các công ty, với các nghiên cứu nổi bật từ Mỹ, Anh, Đức, Ý, Thụy Điển, Nhật Bản và các thị trường mới nổi như Hàn Quốc, Thái Lan, Jordan Tuy nhiên, câu hỏi đặt ra là liệu mối quan hệ này có tồn tại tại Việt Nam hay không Xuất phát từ ý tưởng này, tác giả thực hiện luận văn với chủ đề “Mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và cấu trúc sở hữu của các công ty niêm yết tại Việt Nam”, nhằm phân tích mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và cấu trúc sở hữu của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2010 đến năm 2012.
Trong phần tiếp theo của luận văn, tác giả sẽ trình bày tổng quan lý thuyết, phương pháp nghiên cứu, nội dung và kết quả nghiên cứu, và cuối cùng là phần kết luận.
T ỒNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Jensen và Meckling (1976) là một trong những nghiên cứu tiền đề về
Lý thuyết đại diện nhấn mạnh sự tách biệt giữa quyền sở hữu và quyền quản lý trong doanh nghiệp Tỷ lệ sở hữu cổ phần của nhà quản lý đóng vai trò quan trọng trong việc đồng nhất lợi ích giữa chủ sở hữu và nhà quản lý Khi tỷ lệ này gia tăng, hiệu quả hoạt động của công ty cũng được cải thiện đáng kể.
Morck, Shleifer và Vishny (1988) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu cổ phần của nhà quản lý và giá trị thị trường của công ty, được đo bằng chỉ số Tobin’s Q Nghiên cứu được thực hiện trên mẫu 371 công ty trong danh sách Fortune 500 vào năm 1980 Kết quả cho thấy, chỉ số Tobin’s Q tăng lên khi tỷ lệ sở hữu cổ phần của ban giám đốc nằm trong khoảng từ 0-5%, nhưng lại giảm khi tỷ lệ này thay đổi trong các khoảng khác.
5- 25%, sau đó lại tăng nhẹ khi tỷ lệ sở hữu cổ phần của ban giám đốc trên
Giá trị thị trường của công ty tăng 25% nhờ vào "hiệu ứng hội tụ lợi ích" giữa nhà quản lý và cổ đông, trong khi giá trị Tobin's Q giảm do "hiệu ứng ngăn chặn".
Theo Jensen (1986), dòng tiền tự do là lượng tiền mặt dư thừa sau khi đã đáp ứng tất cả nhu cầu tài trợ cho các dự án có giá trị hiện tại ròng dương (NPV>0) và trừ đi các chi phí vốn liên quan Ông chỉ ra rằng xung đột lợi ích giữa cổ đông và nhà quản lý về chính sách cổ tức trở nên gay gắt hơn khi công ty có dòng tiền tự do lớn, vì tỷ lệ cổ tức cao sẽ làm giảm dòng tiền tự do, từ đó giảm thiểu chi phí đại diện.
Theo Rozeff (1982) và Easterbrook (1984), việc chi trả cổ tức cao giúp các công ty tiếp cận thị trường vốn hiệu quả hơn để tài trợ cho các dự án đầu tư trong tương lai, từ đó tăng cường ảnh hưởng của nhà đầu tư bên ngoài và cải thiện kiểm soát công ty, đồng thời giảm chi phí đại diện Tỷ lệ cổ tức có mối tương quan âm với tỷ lệ sở hữu cổ phần nội bộ và tương quan dương với số lượng cổ đông thường Rozeff đã phát triển mô hình chi trả cổ tức tối ưu, trong đó việc tăng chi trả cổ tức sẽ giảm chi phí đại diện nhưng lại làm tăng chi phí giao dịch từ việc tài trợ bên ngoài, nhằm tối thiểu hóa tổng chi phí đại diện và giao dịch.
Khi các cổ đông lớn nắm quyền kiểm soát công ty, họ có khả năng và động lực để điều hành công ty theo lợi ích cá nhân, bất chấp quyền lợi của cổ đông thiểu số Hiện tượng này được gọi là tước đoạt quyền sở hữu.
Lang và Young (2001) cung cấp bằng chứng định lượng về sự tước đoạt quyền sở hữu trong các tập đoàn, đặc biệt là sự khác biệt giữa Châu Âu và Châu Á Họ chỉ ra rằng sự tước đoạt này không chỉ là vấn đề tái phân phối giữa các cổ đông, mà còn do những người nội bộ đầu tư vào các dự án kém hiệu quả để tạo cơ hội tước đoạt "Chủ nghĩa tư bản thân hữu" tạo điều kiện cho các giao dịch của các bên liên quan, dẫn đến việc tước đoạt quyền sở hữu của cổ đông thiểu số trong các tập đoàn gia đình có quyền lực chính trị Tác giả phân tích từ góc độ cổ tức, cho rằng các nhà đầu tư cảm thấy nguy cơ tước đoạt cao hơn ở các tập đoàn có sự kiểm soát chặt chẽ, và bù đắp cho lo ngại này bằng tỷ lệ chi trả cổ tức cao Sự phát triển của thị trường vốn có thể kiểm soát tước đoạt quyền sở hữu trong các tập đoàn này, trong khi ở những công ty có liên kết lỏng lẻo, các nhà đầu tư ít lo lắng hơn về tước đoạt Tuy nhiên, sự liên kết yếu có thể bị củng cố bởi các mối liên kết không minh bạch, dẫn đến sự tước đoạt quyền sở hữu ở Châu Á Để giải quyết vấn đề này, cần có sự minh bạch trong các liên kết kiểm soát và cải cách pháp luật nhằm bảo vệ quyền lợi của cổ đông thiểu số, như giảm tỷ lệ sở hữu cổ phần tối thiểu và triệu tập cuộc họp cổ đông bất thường, từ đó giảm động cơ chiếm đoạt và tạo ra một cấu trúc doanh nghiệp minh bạch hơn, tương tự như ở Châu Âu.
Cổ đông đa số thường có động cơ mạnh mẽ từ việc kiểm soát công ty, cho phép họ tăng dòng tiền mặt mong đợi và tích lũy lợi ích cho tất cả cổ đông Tuy nhiên, do lợi ích cá nhân từ quyền kiểm soát, họ cũng có thể có xu hướng tiêu thụ các lợi ích của công ty mà không quan tâm đến quyền lợi của cổ đông thiểu số.
Shleifer và Vishny (1997) nghiên cứu về sự cai trị công ty, nhấn mạnh tầm quan trọng của việc bảo vệ quyền lợi hợp pháp của nhà đầu tư và sự tập trung sở hữu trong hệ thống cai trị toàn cầu Cai trị công ty giải quyết vấn đề đại diện, tức là sự tách biệt giữa quản lý và tài chính Câu hỏi chính của cai trị công ty là làm thế nào để đảm bảo nhà đầu tư thu được lợi nhuận từ vốn đầu tư của họ Tác giả chỉ ra rằng có nguy cơ nhà quản lý có thể lạm dụng quỹ của nhà đầu tư hoặc lãng phí tiền
Sự hiện diện của cổ đông đa số có thể giảm tính tự ý quyết định của nhà quản lý và giảm chi phí đại diện, vì họ có khả năng và động cơ giám sát quản lý Theo Stiglitz (1985), nhà quản lý bị kiểm soát bởi cả người cho vay và cổ đông thông qua các điều khoản hợp đồng và quy trình biểu quyết Khi một số cổ đông có đủ vốn, họ sẽ có động lực cá nhân lớn để giám sát hoạt động của nhà quản lý, mặc dù họ cũng phải chịu chi phí để có thông tin cần thiết cho việc kiểm soát Tuy nhiên, lợi ích của cổ đông đa số có thể không tương đồng với lợi ích của cổ đông thiểu số.
Shleifer và Vishny (1986) chỉ ra rằng trong các công ty có nhiều cổ đông nhỏ, việc giám sát hoạt động quản lý thường bị bỏ ngỏ Trong môi trường kinh doanh liên tục thay đổi và không hoàn hảo, các nhà quản lý có thể không đủ năng lực, do đó cần có sự thuyết phục hoặc thay thế Trách nhiệm giám sát thuộc về các cổ đông lớn, những người có vốn góp đủ lớn để bù đắp chi phí giám sát và duy trì quyền kiểm soát Ngược lại, cổ đông thiểu số không đủ nguồn lực để chịu chi phí giám sát, dẫn đến việc cổ đông lớn càng sở hữu nhiều cổ phần thì lợi nhuận mong đợi của công ty càng tăng.
Cổ đông nhỏ thường là cá nhân, họ ưa thích lãi vốn trong khi cổ đông lớn lại ưa thích cổ tức
Nghiên cứu của Jensen, Solberg và Zorn (1992) chỉ ra rằng tỷ lệ sở hữu nội bộ cao trong công ty dẫn đến việc lựa chọn tỷ lệ nợ và cổ tức thấp hơn Họ cũng khẳng định rằng khả năng sinh lợi, tăng trưởng và đầu tư có ảnh hưởng đến chính sách cổ tức và nợ, đồng thời ủng hộ lý thuyết trật tự phân hạng sửa đổi.
Nghiên cứu của Han, Lee và Suk (1999) đã chỉ ra rằng có hai giả thuyết về mối quan hệ giữa chi trả cổ tức và mức độ sở hữu tổ chức: giả thuyết dựa trên chi phí cho rằng có mối tương quan âm, trong khi giả thuyết dựa trên thuế lại cho rằng có mối tương quan dương Tác giả đã áp dụng phân tích Tobit để kiểm định mối quan hệ này, và kết quả cho thấy chi trả cổ tức thực sự có mối tương quan dương với sở hữu tổ chức, ủng hộ giả thuyết dựa trên thuế.
Nghiên cứu của S Ang, A Cole và Wuh Lin (2000) đã đo lường chi phí đại diện vốn cổ phần công ty theo các cấu trúc sở hữu khác nhau và khảo sát các yếu tố quyết định trong khung hồi quy đa biến Kết quả cho thấy chi phí đại diện cao hơn khi công ty được quản lý bởi người bên ngoài, trong khi chi phí này giảm khi nhà quản lý nắm giữ cổ phần Hơn nữa, chi phí đại diện tăng lên khi có nhiều cổ đông không tham gia quản lý Cuối cùng, sự kiểm soát của ngân hàng bên ngoài ở mức độ thấp hơn giúp giảm chi phí đại diện.
Nghiên cứu của Gugler và Yurtoglu (2003) cùng với Gugler (2003) đã chỉ ra mối quan hệ giữa cổ tức, cấu trúc sở hữu và quyền kiểm soát tại các công ty Úc và Đức Gugler (2003) nhấn mạnh rằng cấu trúc sở hữu và kiểm soát là yếu tố quyết định chính trong chính sách chi trả cổ tức Cụ thể, các công ty Úc chịu sự kiểm soát của nhà nước thường có chính sách cổ tức ổn định, tỷ lệ cổ tức mục tiêu cao và ít có xu hướng cắt giảm cổ tức, mặc dù điều này có thể gây ra chi phí cho cổ đông, điều này phù hợp với lý thuyết chi phí đại diện Ngược lại, các công ty gia đình lại có chính sách cổ tức không ổn định, với tỷ lệ cổ tức mục tiêu thấp hơn và sẵn sàng cắt giảm cổ tức để phản ứng với cơ hội đầu tư và nhu cầu tài trợ Đối với các công ty dưới sự kiểm soát của ngân hàng và nước ngoài, sự ổn định cổ tức không được coi trọng, vì việc chi trả cổ tức cao và ổn định có thể làm tăng rủi ro vỡ nợ và giảm an toàn trong việc chi trả lãi suất Các ngân hàng thường áp dụng các biện pháp khác để giảm chi phí đại diện, như thanh toán lãi suất trên nợ.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Đối tượng và phạm vi nghiên cứu
- Khảo sát 50 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2010 đến 2012
Bài viết phân tích các chỉ số tài chính quan trọng của 50 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2010 đến 2012, bao gồm tỷ suất cổ tức, tỷ số nợ trên tài sản, và tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản Ngoài ra, nghiên cứu còn xem xét quy mô công ty, cấu trúc sở hữu, cơ cấu cổ đông, cùng với thông tin về hội đồng quản trị và ban giám đốc qua từng năm.
M ẫu nghiên cứu, cách thu thập và xử lý dữ liệu
Mẫu nghiên cứu bao gồm 50 công ty cổ phần niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, được quan sát từ năm 2010 đến 2012 Dữ liệu được thu thập từ các nguồn như báo cáo tài chính đã kiểm toán, báo cáo thường niên, bản cáo bạch và nghị quyết đại hội cổ đông thường niên, được công bố trên các trang web của HOSE, HNX, cũng như các trang web tài chính và trang web của doanh nghiệp.
Bản cáo bạch và báo cáo thường niên cung cấp thông tin chi tiết về cấu trúc sở hữu và cơ cấu cổ đông, cùng với các dữ liệu liên quan đến hội đồng quản trị và ban giám đốc.
Báo cáo tài chính hàng năm đã được kiểm toán cung cấp thông tin quan trọng về tổng nợ, tổng tài sản, doanh thu và lợi nhuận ròng Tác giả sử dụng Microsoft Office Excel để thu thập dữ liệu và tính toán các chỉ tiêu như tỷ suất cổ tức, tỷ lệ nợ trên tài sản, và tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản Tiếp theo, tác giả áp dụng phần mềm Eviews để ước lượng hồi quy dữ liệu bảng bằng hai phương pháp Tobit và bình phương bé nhất (OLS).
Phương pháp phân tích
Phương pháp Tobit được áp dụng trong nghiên cứu này do mẫu dữ liệu bao gồm các công ty chi trả và không chi trả cổ tức, tạo thành mẫu kiểm duyệt Sử dụng ước lượng OLS trong trường hợp này sẽ dẫn đến sai lệch và không ổn định cho các hệ số hồi quy, vì không thỏa mãn điều kiện E(u)=0 Do đó, việc so sánh kết quả mô hình hồi quy giữa phương pháp Tobit và OLS là cần thiết để nhận diện sự khác biệt rõ rệt.
Phần mềm phục vụ là Microsoft Office Excel và Eviews
Mô hình và giả thuyết nghiên cứu
DYLD it = β 1 + β 2 *LEV it + β 3 *ROA it + β 4 *SIZE it + β 5 *FAMI it + β 6 *STATE it + β 7 *INSTIT it + β 8 *STOCK it + β 9 *INSD it + β 10 *FOREIN it + ε it
DYLD (Dividend yield): tỷ suất cổ tức
= Cổ tức mỗi cổ phần/Giá trị thị trường mỗi cổ phần
Tác giả nghiên cứu tỷ suất cổ tức DYLD như một biến phụ thuộc phản ánh chính sách cổ tức của các công ty, được tính bằng tỷ lệ giữa cổ tức hàng năm trên mỗi cổ phần và giá trị thị trường của cổ phần đó Nghiên cứu chỉ tập trung vào cổ tức bằng tiền mặt, và dữ liệu liên quan đến DYLD được thu thập từ sàn HOSE, HXN cùng với các nghị quyết của đại hội cổ đông thường niên.
LEV (Debt ratio): tỷ số nợ
= Tổng nợ/ Tổng tài sản
Tỷ số nợ là một chỉ số quan trọng cho biết tỷ lệ phần trăm tài sản của công ty được tài trợ bằng vốn vay, phản ánh mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính Chỉ số này xem xét tổng nợ, bao gồm cả nợ vay ngắn hạn và nợ vay dài hạn.
Dữ liệu từ biến LEV được tác giả thu thập trong các báo cáo tài chính đã được kiểm toán
ROA (Return on total assets ratio): tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản
= Lợi nhuận ròng/ Tổng tài sản
Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) là chỉ số quan trọng để đánh giá khả năng sinh lợi của một đồng vốn đầu tư vào công ty Dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu này được thu thập từ các báo cáo tài chính đã được kiểm toán, đảm bảo tính chính xác và độ tin cậy trong phân tích.
SIZE: quy mô công ty
= Lôgarit tự nhiên của doanh thu hàng năm
Doanh thu trong trường hợp này bao gồm doanh thu từ bán hàng, cung cấp dịch vụ và hoạt động tài chính, với dữ liệu được thu thập từ các báo cáo tài chính đã được kiểm toán.
FAMI được xác định bằng 1 nếu cổ đông lớn sở hữu từ 5% cổ phần trở lên là cá nhân, và bằng 0 trong các trường hợp khác Dữ liệu được tác giả thu thập từ báo cáo thường niên.
STATE: Biến giả được thiết lập với giá trị 1 nếu cổ đông lớn (cổ đông sở hữu từ 5% cổ phần trở lên) là nhà nước, và giá trị 0 cho các trường hợp còn lại Dữ liệu được thu thập từ báo cáo thường niên.
INSTIT là chỉ số đánh giá mức độ sở hữu của các tổ chức tài chính như ngân hàng, công ty bảo hiểm, quỹ hưu trí và quỹ hỗ tương Chỉ số này được xác định bằng 1 nếu tổ chức đó là cổ đông lớn, tức là sở hữu từ 5% cổ phần trở lên, và bằng 0 trong các trường hợp còn lại Dữ liệu được thu thập từ báo cáo thường niên của các tổ chức này.
Cổ phiếu: Lôgarit tự nhiên của số lượng cổ đông thường của công ty phản ánh mức độ phân tán sở hữu Dữ liệu này được thu thập từ báo cáo thường niên và bản cáo bạch.
INSD, hay tỷ lệ sở hữu cổ phần nội bộ, thể hiện tỷ lệ phần trăm cổ phần mà các thành viên hội đồng quản trị và ban giám đốc nắm giữ Thông tin này được thu thập từ báo cáo thường niên và bản cáo bạch của công ty.
FOREIN là tỷ lệ sở hữu cổ phần của cá nhân hoặc tổ chức nước ngoài, với dữ liệu được thu thập từ báo cáo thường niên Các hệ số hồi quy được ký hiệu là β1, β2, β3, β4, β5, β6, β7, β8, β9 và β10, trong khi εit đại diện cho sai số thống kê.
Dựa trên lý thuyết tài chính và các nghiên cứu trước đây, tác giả đề xuất kỳ vọng dự kiến cho mô hình nghiên cứu này.
Bảng 3.4.1: Kỳ vọng dự kiến của mô hình
STT Biến độc lập Kỳ vọng dự kiến Đồng biến (+), nghịch biến (-)
- Giả thuyết 1 (H1): Có mối tương quan âm giữa tỷ số nợ và tỷ suất cổ tức
H 0 : Không có mối tương quan giữa tỷ số nợ và tỷ suất cổ tức
Giả thuyết 2 (H2) đề xuất rằng có mối tương quan dương giữa tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản và tỷ suất cổ tức Ngược lại, giả thuyết không (H0) cho rằng không tồn tại mối tương quan giữa hai yếu tố này.
Giả thuyết 3 (H3) cho rằng có mối tương quan dương giữa quy mô công ty và tỷ suất cổ tức Điều này có nghĩa là khi quy mô công ty tăng, tỷ suất cổ tức cũng có xu hướng tăng theo Ngược lại, giả thuyết H0 khẳng định không có mối tương quan nào giữa hai yếu tố này.
Giả thuyết 4 (H4) đề xuất rằng có mối tương quan âm giữa sở hữu gia đình và tỷ suất cổ tức, trong khi giả thuyết không (H0) khẳng định rằng không tồn tại mối tương quan này.
Giả thuyết 5 (H5) đề xuất rằng có mối tương quan dương giữa sở hữu nhà nước và tỷ suất cổ tức, trong khi giả thuyết không (H0) khẳng định rằng không tồn tại mối tương quan này.
N ỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Th ống kê mô tả
Bảng 4.1: Kết quả thống kê mô tả các biến sử dụng trong phân tích
Lớn nhất Độ lệch chuẩn
LEV ROA SIZE FAMI STATE INSTIT STOCK INSD FOREIN
Nguồn: Số liệu thu thập từ các báo cáo tài chính, báo cáo thường niên, bản báo bạch và tính toán của tác giả từ phần mềm Excel và
Bảng 4.1 chỉ ra rằng tỷ suất cổ tức (DYLD) trung bình của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam là 0,065949, với giá trị cao nhất đạt 0,29333 và giá trị thấp nhất là 0 Đồng thời, tỷ lệ nợ trên tài sản (LEV) trung bình là 0,515621, cho thấy 51,5621% tài sản của công ty được tài trợ bằng vốn vay.
Với mỗi 100 đồng đầu tư vào công ty, nhà đầu tư thu được 6,9763 đồng lãi ròng Giá trị trung bình của quy mô công ty (SIZE) đạt 27,63998, trong khi mức độ phân tán sở hữu (STOCK) là 7,482802 Tỷ lệ sở hữu nội bộ (INSD) là 17,59501 và tỷ lệ sở hữu nước ngoài (FOREIN) là 12,97346.
Tỷ lệ sở hữu nội bộ của INSD đạt 19,92447, trong khi tỷ lệ sở hữu nước ngoài của FOREIN chỉ là 14,67891, cho thấy sự chênh lệch đáng kể giữa hai loại hình sở hữu này trong các công ty được quan sát.
Phân tích ma tr ận hệ số tương quan
Bảng 4.2:Hệ số tương quan cặp giữa các biến sử dụng trong mô hình
Nguồn: Số liệu thu thập từ các bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính toán của tác giả từ phần mềm Eview
Hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình cho thấy giá trị khá nhỏ, với giá trị lớn nhất đạt 0,4742, nhỏ hơn 0,6 Điều này cho phép chúng ta kết luận rằng không có sự tương quan giữa các biến độc lập cũng như giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập trong mô hình hồi quy, đồng nghĩa với việc mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
K ết quả hồi quy
4.3.1 Kết quả hồi quy bằng phương pháp OLS
Tác giả sử dụng phương pháp OLS lần lượt cho 5 mô hình:
- Mô hình 1 gồm 9 biến độc lập: LEV, ROA, SIZE, FAMI, STATE,
Tác giả đã chọn mức ý nghĩa cơ sở là 10% dựa trên các giả thuyết ban đầu và kết quả hồi quy của mô hình 1 Các chỉ số INSTIT, STOCK, INSD và FOREIN được phân tích để đánh giá sự ảnh hưởng của chúng trong nghiên cứu.
DYLD LEV ROA SIZE FAMI STATE INSTIT STOCK INSD FOREIN
Khi p-value của biến độc lập lớn hơn 10%, tác giả chấp nhận giả thuyết H0 và bác bỏ giả thuyết H1, điều này cho thấy biến độc lập không có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc Dựa trên kết quả này, tác giả sẽ loại bỏ từng biến độc lập ít ảnh hưởng đến biến phụ thuộc (DYLD) theo thứ tự từ p-value cao xuống thấp.
- Mô hình 2: Tác giả loại bỏ biến STOCK ra khỏi mô hình, lúc này mô hình 2 gồm 8 biến độc lập: LEV, ROA, SIZE, FAMI, STATE, INSTIT, INSD, FOREIN
Mô hình 3 được xây dựng dựa trên kết quả của mô hình 2, trong đó tác giả đã loại bỏ biến STATE khỏi phương trình hồi quy Do đó, mô hình 3 sẽ chỉ bao gồm các biến còn lại, nhằm tối ưu hóa độ chính xác của phân tích.
7 biến độc lập: LEV, ROA, SIZE, FAMI, INSTIT, INSD, FOREIN
Mô hình 4 được hình thành bằng cách loại bỏ biến LEV từ mô hình 3, dẫn đến việc chỉ còn lại 6 biến độc lập: ROA, SIZE, FAMI, INSTIT, INSD, và FOREIN Việc loại bỏ 3 biến độc lập STOCK cần được đánh giá để xác định tính phù hợp của mô hình này.
STATE và LEV, tác giả dùng kiểm định Wald Cuối cùng là kiểm định phần dư của mô hình có theo phân phối chuẩn hay không
Bảng 4.3.1.1: Kết quả hồi quy mô hình 1
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Bảng 4.3.1.1 cho thấy giá trị β1 âm với p-value lên tới 39,39% Các biến LEV, SIZE và STATE có mối tương quan dương nhưng không đạt ý nghĩa thống kê với tỷ suất cổ tức Ngược lại, ROA có mối tương quan dương đạt mức ý nghĩa 0,08%.
FOREIN tương quan âm có ý nghĩa ở mức 1,83% Mặt khác, tồn tại mối tương quan âm không có ý nghĩa thống kê lần lượt giữa FAMI, INSTIT,
Trong nghiên cứu về STOCK, INSD và chính sách cổ tức, biến STOCK cho thấy giá trị p-value cao nhất là 70,35% Đồng thời, giá trị p-value của F-statistic rất nhỏ, chỉ đạt 0,0039%, cho thấy mô hình có khả năng giải thích nhưng không cao, với giá trị R² chỉ đạt 22,2218%.
Sau đây, tác giả tiến hành loại bỏ biến STOCK ra khỏi phương trình hồi quy ban đầu, ta có mô hình 2
ROA 0.280072 0.081893 3.419969 0.0008 SIZE 0.005412 0.004541 1.191804 0.2354 FAMI -0.040354 0.029437 -1.370871 0.1726 STATE 0.010405 0.012515 0.831399 0.4072 INSTIT -0.016537 0.011030 -1.499352 0.1360 STOCK -0.002074 0.005437 -0.381436 0.7035 INSD -0.000393 0.000301 -1.303905 0.1944 FOREIN -0.000943 0.000395 -2.386866 0.0183
R-squared 0.222218 Mean dependent var 0.065949 Adjusted R-squared 0.172217 S.D dependent var 0.058876 S.E of regression 0.053567 Akaike info criterion -2.951426 Sum squared resid 0.401720 Schwarz criterion -2.750717 Log likelihood 231.3569 Hannan-Quinn criter -2.869884 F-statistic 4.444326 Durbin-Watson stat 1.774540 Prob(F-statistic) 0.000039
Bảng 4.3.1.2: Kết quả hồi quy mô hình 2
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
C -0.083413 0.099748 -0.836238 0.4044 LEV 0.039012 0.030912 1.262049 0.2090 ROA 0.290381 0.077070 3.767758 0.0002 SIZE 0.004713 0.004142 1.137757 0.2572 FAMI -0.041836 0.029090 -1.438136 0.1526 STATE 0.010406 0.012477 0.834011 0.4057
S.E of regression 0.053404 Akaike info criterion -2.963721
Sum squared resid 0.402137 Schwarz criterion -2.783083
Log likelihood 231.2790 Hannan-Quinn criter -2.890333
Kết quả hồi quy mô hình 2 cho thấy giá trị β1 âm với p-value là 40,44% Các biến LEV, SIZE và STATE có mối tương quan dương nhưng không có ý nghĩa thống kê với p-value lần lượt là 20,90%; 25,72% và 40,57% Ngược lại, ROA có mối tương quan dương với mức ý nghĩa 0,02%, trong khi FOREIN có mối tương quan âm với ý nghĩa thống kê ở mức 0,89% Các biến FAMI, INSTIT và INSD cũng có mối tương quan âm nhưng không có ý nghĩa thống kê, với p-value lần lượt là 15,26%; 14,53% và 21,31% Cuối cùng, giá trị p-value của F-statistic rất nhỏ, chỉ 0,0017%.
Trong quá trình phân tích, biến độc lập có ảnh hưởng ít nhất đến tỷ suất cổ tức là STATE Do đó, tác giả quyết định loại bỏ biến STATE khỏi phương trình hồi quy và thu được mô hình 3.
Bảng 4.3.1.3: Kết quả hồi quy mô hình 3
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
C -0.091596 0.099158 -0.923736 0.3572 LEV 0.038083 0.030859 1.234101 0.2192 ROA 0.293738 0.076882 3.820631 0.0002 SIZE 0.005370 0.004063 1.321680 0.1884 FAMI -0.049457 0.027589 -1.792640 0.0752 INSTIT -0.018323 0.010493 -1.746135 0.0830 INSD -0.000512 0.000222 -2.306458 0.0225 FOREIN -0.000934 0.000367 -2.545152 0.0120
R-squared 0.217568 Mean dependent var 0.065949 Adjusted R-squared 0.178998 S.D dependent var 0.058876 S.E of regression 0.053347 Akaike info criterion -2.972133 Sum squared resid 0.404121 Schwarz criterion -2.811566 Log likelihood 230.9100 Hannan-Quinn criter -2.906900 F-statistic 5.640788 Durbin-Watson stat 1.758577 Prob(F-statistic) 0.000009
Bảng 4.3.1.3 thể hiện giá trị β1 âm với p-value là 35,72% Biến LEV và SIZE tương quan dương không có ý nghĩa thống kê lên tỷ suất cổ tức
ROA có mối tương quan dương đáng kể với mức ý nghĩa 0,02% Ngược lại, các biến FAMI, INSTIT, INSD và FOREIN đều có mối tương quan âm với chính sách cổ tức, với các giá trị p-value lần lượt là 7,52%; 8,3%; 2,25%.
1,2% Chúng ta cũng tìm thấy giá trị p-value của F-statistic là 0,0009% và giá trị R 2 là 21,7568%
Tác giả tiếp tục loại bỏ LEV ra khỏi phương trình hồi quy và thu được kết quả mô hình 4
Bảng 4.3.1.4: Kết quả hồi quy mô hình 4
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
S.E of regression 0.053445 Akaike info criterion -2.974798
Sum squared resid 0.408455 Schwarz criterion -2.834302
Log likelihood 230.1098 Hannan-Quinn criter -2.917719
Kết quả hồi quy mô hình 4 cho thấy giá trị β1 âm có ý nghĩa ở mức 8,05%, đồng thời có mối tương quan dương có ý nghĩa thống kê giữa ROA, SIZE và tỷ suất cổ tức Các biến FAMI, INSTIT, INSD và FOREIN lại có tương quan âm có ý nghĩa thống kê đến chính sách cổ tức với p-value lần lượt là 6,13%; 6,92%; 2,68% và 0,5% Thêm vào đó, giá trị p-value của F-statistic rất nhỏ là 0,0007% và giá trị R² đạt 20,9177%.
Bước tiếp theo, để đánh giá xem liệu việc loại bỏ 3 biến độc lập
(STOCK, STATE và LEV) ra khỏi mô hình là phù hợp hay không, tác giả dùng kiểm định Wald với giả thuyết:
Bảng 4.3.1.5: Kết quả kiểm định Wald
Test Statistic Value Df Probability
Normalized Restriction (= 0) Value Std Err
Restrictions are linear in coefficients
Kết quả kiểm định Wald cho thấy giá trị p-value của F-statistic và
Chi-square lần lượt là 50,56% và 50,35%, đều lớn hơn 10% Cho nên, chúng ta chấp nhận giả thuyết H0, bác bỏ giả thuyết H1 tức là cả 3 biến STOCK,
STATE và LEV đều không ảnh hưởng đến biến phụ thuộc DYLD, do đó việc loại bỏ 3 biến này ra khỏi mô hình là hoàn toàn phù hợp
Trong phần phương pháp phân tích, mẫu kiểm duyệt dẫn đến ước lượng OLS bị chệch và không ổn định Để xác minh tính chính xác của lý thuyết, tác giả đã thực hiện kiểm định phần dư của mô hình nhằm xác định xem chúng có tuân theo phân phối chuẩn hay không Kết quả kiểm định được trình bày trong hình 4.3.1.6.
Hình 4.3.1.6: Kết quả kiểm định phần dư
Mean 2.40e-17 Median -0.009468 Maximum 0.206228 Minimum -0.092678 Std Dev 0.051924 Skewness 1.044857 Kurtosis 4.491699
Kết quả từ hình 4.3.1.6 cho thấy giá trị p-value là 0%, chứng tỏ phần dư của mô hình không tuân theo phân phối chuẩn, vi phạm giả định của phương pháp bình phương bé nhất Việc chỉ sử dụng ước lượng OLS trong trường hợp mẫu kiểm duyệt có thể dẫn đến những kết luận sai lầm Để làm rõ những sai lầm này và cách kiểm chứng, tác giả đã tiến hành hồi quy lại mô hình bằng phương pháp Tobit và so sánh kết quả giữa hai phương pháp để nhận diện sự khác biệt.
4.3.2 Kết quả hồi quy bằng phương pháp Tobit
Tương tự như OLS, tác giả sử dụng phương pháp Tobit lần lượt cho 6 mô hình:
- Mô hình 5 gồm đầy đủ 9 biến độc lập: LEV, ROA, SIZE, FAMI, STATE, INSTIT, STOCK, INSD, FOREIN
Mô hình 6 được xây dựng dựa trên kết quả hồi quy của mô hình 5, trong đó tác giả loại bỏ biến STATE Mô hình hồi quy mới này hiện bao gồm 8 biến độc lập: LEV, ROA, SIZE, FAMI, INSTIT, STOCK, INSD, và FOREIN.
Mô hình 7 được xây dựng dựa trên kết quả của mô hình 6, trong đó biến STOCK đã được loại bỏ Do đó, mô hình 7 bao gồm 7 biến độc lập: LEV, ROA, SIZE, FAMI, INSTIT, INSD và FOREIN.
- Mô hình 8: là mô hình 7 sau khi loại bỏ biến LEV, lúc này mô hình 8 chỉ còn 6 biến độc lập: ROA, SIZE, FAMI, INSTIT, INSD, FOREIN
- Mô hình 9: là mô hình 8 sau khi loại bỏ biến INSTIT, còn lại 5 biến độc lập: ROA, SIZE, FAMI, INSD, FOREIN
Mô hình 10 đã loại bỏ biến FAMI do giá trị p-value lớn hơn 10% Kết quả thu được từ mô hình 10 là một mô hình tinh gọn hơn.
