(Luận văn) mối quan hệ giữa chính sách chi trả cổ tức và dòng tiền bất định tại các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán tp hcm

t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ng hi TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ep w n lo ad y th ju LÊ TỐ THIÊN HOA yi pl n ua al n va MỐI QUAN HỆ GIỮA CHÍNH SÁCH CHI TRẢ CỔ TỨC VÀ DỊNG TIỀN BẤT ĐỊNH TẠI CÁC CƠNG TY NIÊM YẾT TRÊN SÀN GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN TP.HCM ll fu oi m at nh z z vb k jm ht LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om l.c gm n a Lu n va y te re th TP Hồ Chí Minh - Năm 2018 t to ng BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO hi ep TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH w n lo ad y th ju LÊ TỐ THIÊN HOA yi pl ua al n MỐI QUAN HỆ GIỮA CHÍNH SÁCH CHI TRẢ CỔ TỨC VÀ DỊNG TIỀN BẤT ĐỊNH TẠI CÁC CƠNG TY NIÊM YẾT TRÊN SÀN GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN TP.HCM n va ll fu oi m nh at Chuyên ngành: TÀI CHÍNH –NGÂN HÀNG z z Mã số: 8340201 jm ht vb k LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om n a Lu TS Lê Đạt Chí l.c gm NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC n va y te re th TP Hồ Chí Minh, Năm 2018 t to ng hi ep w LỜI CAM ĐOAN n lo Tôi xin cam đoan Luận văn Thạc sĩ Kinh tế với đề tài “Mối quan hệ ad y th sách chi trả cổ tức dòng tiền bất định công ty niêm yết sàn giao dịch ju chứng khốn TP.HCM” cơng trình nghiên cứu với hỗ trợ giảng yi viên hướng dẫn TS Lê Đạt Chí chưa công bố trước pl n ua al n va Các số liệu, kết luận văn trung thực Tôi chịu trách nhiệm nội ll fu dung tơi trình bày luận văn oi m nh at TP Hồ Chí Minh, ngày 15 tháng 10 năm 2018 z z k jm ht vb Người thực om l.c gm Lê Tố Thiên Hoa n a Lu n va y te re th t to ng MỤC LỤC hi ep TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN w n MỤC LỤC lo ad DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT y th DANH MỤC BẢNG BIỂU ju yi TÓM TẮT pl GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU ua al CHƯƠNG Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu n 1.1 n va ll fu oi m Đối tượng nghiên cứu 1.4.2 Phạm vi nghiên cứu at nh 1.4.1 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Đóng góp đề tài 1.7 Kết cấu đề tài z 1.5 z jm ht vb KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY k CHƯƠNG gm 2.1 Khung lý thuyết dịng tiền bất định sách cổ tức Dòng tiền bất định 2.1.2 Chính sách cổ tức không tác động đến giá trị công ty om l.c 2.1.1 a Lu 2.1.2 Chính sách cổ tức tác động đến giá trị công ty n 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm tác động yếu tố tài đến sách cổ tức công ty 11 n va y te re 2.2.1 Các nghiên cứu thực nghiệm tác động dòng tiền bất định đến sách cổ tức cơng ty 11 th t to ng 2.2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm tác động yếu tố tài khác đến sách cổ tức công ty 13 hi ep 2.3 Tổng hợp nghiên cứu thực nghiệm 20 w CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 28 n Mơ hình nghiên cứu 28 ad Kỳ vọng mối quan hệ 29 Dòng tiền bất định 29 ju 3.2.1 y th 3.2 lo 3.1 Lợi nhuận chưa phân phối 30 3.2.3 Sở hữu nội 31 3.2.4 Cơ hội tăng trưởng 32 3.2.5 Quy mô công ty 32 3.2.6 Lợi nhuận công ty 33 3.2.7 Nhu cầu nắm giữ tiền mặt 35 yi 3.2.2 pl n ua al n va ll fu m Dữ liệu nghiên cứu 36 3.4 Phương pháp thực 38 oi 3.3 at nh KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 39 z CHƯƠNG z Mô tả thống kê ma trận tương quan 39 4.2 Kết kiểm định vấn đề hồi quy 44 4.3 Kết nghiên cứu 45 k jm ht vb 4.1 gm CHƯƠNG KẾT LUẬN 51 Kết luận 51 5.2 Hạn chế hướng nghiên cứu 53 om l.c 5.1 a Lu Hạn chế 53 5.2.2 Hướng nghiên cứu 54 n 5.2.1 n va y te re TÀI LIỆU THAM KHẢO th PHỤ LỤC t to ng DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT hi ep Ký hiệu Thuật ngữ Giải thích w Feasible Generalized Least Aquares Phương pháp ước lượng FGLS FGLS n lo HOSE ad Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM Ordinary Least Square Phương pháp bình phương nhỏ ju y th OLS Ho Chi Minh Stock Exchange yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng DANH MỤC BẢNG BIỂU hi ep Bảng 2.1Tổng hợp nghiên cứu thực nghiệm 20 Bảng 3.1 Mô tả biến 35 Bảng 3.2 Số lượng công ty theo ngành nghề kinh doanh 36 Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến 39 Bảng 4.2 Ma trận tương quan biến độc lập biến phụ thuộc 43 Bảng 4.3 Kết kiểm định tượng tự tương quan 44 Bảng 4.4 Kết ảnh hưởng độ bất ổn dịng tiền đến sách chi trả cổ tức doanh nghiệp mẫu nghiên cứu 46 w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng TÓM TẮT hi ep Bài luận văn nhằm xem xét tác động dòng tiền bất định đến việc chi trả cổ tức w n thị trường chứng khoán Việt Nam Bằng cách sử dụng mẫu liệu 193 doanh nghiệp lo ad niêm yết liên tục Sàn giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh (HOSE) thời gian từ ju y th năm 2009 đến năm 2017, sử dụng phương pháp hồi quy FGLS để thực việc yi ước lượng mơ hình pl ua al Kết cho doanh nghiệp có độ bất ổn dịng tiền cao doanh nghiệp có xu n hướng phụ thuộc nhiều vào nguồn vốn tài trợ bên ngồi Nhìn chung nguồn tài va n trợ bên ngồi có chi phí tiếp cận tương đối cao việc sử dụng nguồn vốn bên ll fu doanh nghiệp Hơn nữa, doanh nghiệp có độ bất ổn dịng tiền cao oi m đánh giá xếp hạng tín dụng thấp, để đạt nguồn tài trợ bên ngồi nh doanh nghiệp dường phải chấp nhận phần bù rủi ro Cho nên để at trang trải cho dự án đầu tư có lợi nhuận tiềm tàng cơng ty có độ bất ổn dịng z z tiền cao lựa chọn sách tiết kiệm tiền mặt cách trì sách chi trả vb jm ht cổ tức thấp so với cơng ty khác Ngồi ra, lợi nhuận chưa phân phối, sở hữu nội bộ, hội tăng trưởng, quy mô, lợi nhuận công ty nhu cầu giữ lại tiền mặt có k l.c gm ảnh hưởng đáng kể đến định chi trả cổ tức doanh nghiệp chứng khóan Việt Nam om Từ khóa: sách cổ tức, yếu tố tác động, dòng tiền bất định, thị trường n a Lu n va y te re th t to ng hi ep CHƯƠNG GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU w 1.1 Lý chọn đề tài n lo Giá trị doanh nghiệp chịu ảnh hưởng ba loại định tài chính: ad định đầu tư, định tài trợ định chi trả cổ tức Không thể phủ nhận tầm quan y th trọng định này, đặc biệt định chi trả cổ tức Chính sách cổ tức ấn ju yi định mức lợi nhuận công ty phân phối Lợi nhuận giữ lại để pl tái đầu tư hay chi trả cho cổ đông Mặc dù việc phân chia phát hành cổ phần al n ua lợi nhuận giữ lại có xu hướng thay đổi theo thời gian, lợi nhuận giữ lại nguồn vốn cổ n va phần quan trọng phát hành cổ phần ll fu Quyết định chi trả cổ tức hay sách cổ tức công ty phụ thuộc nhiều oi m vào yếu tố tài khác nhiều điều gây tranh cãi Baker cộng nh (2011) cho sách cổ tức ngụ ý sách tốn mà cơng ty tuân at theo việc xác định quy mô sách chi trả cổ tức tiền mặt cho cổ đông z z Trong thị trường không hồn hảo, lý thuyết sách cổ tức khơng quan trọng vb jm ht Miller Modigliani đề xuất (1961) khơng cịn câu trả lời thỏa đáng k Chính sách cổ tức gây ý học giả từ năm 50 kỷ gm trước Trên giới có nhiều nghiên cứu sách cổ tức om l.c câu hỏi quan trọng chưa trả lời yếu tố định sách cổ tức a Lu Tầm quan trọng dòng tiền bất định sách chi trả cổ tức nhận n ý nghiên cứu thực nghiệm, nghiên cứu khảo sát va n nghiên cứu Lintner, J., 1956 nghiên cứu Brav, A., Graham, J., HarveyC., y trả cổ tức te re Michaely, R., 2005 lại cho thấy định dòng tiền bất định sách chi th t to ng Mặc dù lý thuyết chứng khảo sát tầm quan trọng dòng tiền hi ep bất định sách tốn, có số nghiên cứu thực nghiệm đánh giá tầm quan trọng dòng tiền bất định Các nghiên cứu trước thường khơng kiểm định w n dịng tiền bất định yếu tố việc định sách toán, lo ad nghiên cứu gần khơng bao gồm dịng tiền bất định dạng biến kiểm sốt ju y th (xem, ví dụ: Fama French, 2001; DeAngelo, DeAngelo Stulz, 2006) yi Trong thời gian qua, Việt Nam, công ty dần thay đổi nhận thức pl ua al quan tâm đến sách cổ tức Theo số liệu từ Bloomberg, công ty Việt Nam năm gần có tỷ lệ lợi nhuận chi trả cổ tức mức cao lên đến 60% n n va Vậy liệu Việt Nam dòng tiền bất định có phải yếu tố quan trọng định đến ll fu sách chi trả cổ tức cơng ty? Thêm vào đó, cịn nghiên cứu oi m vấn đề việc nghiên cứu mở rộng mối quan hệ dịng tiền bất định nh sách cổ tức Việt Nam Chính vậy, tác giả chọn đề tài nghiên cứu “Mối quan at hệ sách chi trả cổ tức dịng tiền bất định công ty niêm yết sàn z z giao dịch chứng khoán TP.HCM (giai đoạn 2009-2017)” jm ht vb 1.2 Mục tiêu nghiên cứu k Mục tiêu nghiên cứu đề tài: nghiên cứu mối quan hệ sách chi trả cổ om 1.3 Câu hỏi nghiên cứu l.c phố Hồ Chí Minh giai đoạn 2009-2017 gm tức dòng tiền bất định công ty niêm yết sở giao dịch chứng khoán Thành a Lu Từ mục tiêu nghiên cứu, luận văn tập trung giải câu hỏi nghiên cứu n n va sau: y th tức doanh nghiệp niêm yết Việt Nam giai đoạn 2009-2017 hay khơng? te re Dịng tiền bất định có phải yếu tố quan trọng định đến sách chi trả cổ 50 t to ng (2016), Issa (2015) Malkawi (2007) Luận văn cho cổ tức đóng vai trị hi ep công cụ sử dụng nhằm giảm thiểu vấn đề chi phí đại diện doanh nghiệp, thu nhập sau thuế công ty trở nên dồi dào, cơng ty có xu hướng w n định thực chi cổ tức nhiều hơn, điều phù hợp với kỳ vọng lý thuyết chi phí lo ad đại diện Hơn nữa, cơng ty có lợi nhuận dồi kỳ vọng nắm giữ nợ ju y th doanh nghiệp tiếp cận dễ dàng với nguồn tài trợ bên với chi phí thấp kết doanh nghiệp chi trả cổ tức nhiều yi pl ua al Nhu cầu nắm giữ tiền mặt lại thể ảnh hưởng tiêu cực đến định thực n chi cổ tức 03 đại diện DVS, TOTALPE TOTALPS mức ý nghĩa 10% Điều n va ngụ ý doanh nghiệp có lượng tiền mặt có sẵn nhiều cấu tài sản ll fu hạn chế định thực chi cổ tức chi trả cổ tức so với công oi m ty khác, yếu tố khác không đổi Kết nghiên cứu phù hợp với phát Suh (2009) at nh John Muthusamy (2010), Kania (2005), Adil cộng (2011) Chay z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th 51 t to ng CHƯƠNG KẾT LUẬN hi ep 5.1 Kết luận w n Luận văn tiến hành nghiên cứu nhằm khám phá tác động độ bất ổn dòng tiền lo ad đến sách chi trả cổ tức cơng ty Việt Nam Để giải mục tiêu này, ju y th luận văn tiến hành thu thập số liệu cơng bố báo cáo tài công yi ty niêm yết Việt Nam sàn giao dịch chứng khoán HOSE Luận văn sử dụng giai pl đoạn nghiên cứu từ năm 2009 đến năm 2017 với quy trình chọn mẫu sau: (1) al ua luận văn tiến hành loại bỏ công ty kinh doanh lĩnh vực có yếu tố đặc n thù ngành ngân hàng, cơng ty bảo hiểm chứng khốn… (2) công ty va n mẫu nghiên cứu phải đầy đủ số liệu cách liên tục giai đoạn nghiên cứu từ fu ll năm 2009 đến năm 2017 để đảm bảo liệu mà luận văn phân tích la liệu cân m oi Cuối cùng, qua bước chọn mẫu, luận văn có liệu dạng bảng với 193 nh công ty phi tài hoạt động 09 ngành nghề Việt Nam từ năm 2009 đến 2017 at z có tổng quan sát đạt 1662 z vb jm ht Hơn nữa, luận văn áp dụng phương pháp tiếp cận mà Chay Suh (2009) sử dụng để nghiên cứu tác động độ bất ổn dòng tiền đến định thực chi k gm cổ tức doanh nghiệp niêm yết Việt Nam Sau sử dụng phương pháp FGLS, l.c luận văn tìm thấy rằng, doanh nghiệp có độ bất ổn dịng tiền cao hạn om chế chi trả cổ tức Luận văn cho doanh nghiệp có độ bất ổn dịng tiền cao a Lu phụ thuộc nhiều vào nguồn tài trợ bên ngồi Nhìn chung nguồn tài trợ bên n ngồi có chi phí tiếp cận tương đối cao việc sử dụng nguồn vốn bên doanh va n nghiệp Hơn nữa, doanh nghiệp có độ bất ổn dịng tiền cao th trải cho dự án đầu tư có lợi nhuận tiềm tàng cơng ty có độ bất ổn dòng tiền cao y doanh nghiệp dường phải chấp nhận phần bù rủi ro Cho nên để trang te re đánh giá xếp hạng tín dụng thấp, để đạt nguồn tài trợ bên ngồi 52 t to ng lựa chọn sách tiết kiệm tiền mặt cách trì sách chi trả cổ tức hi ep thấp so với công ty khác w n Ngoài ra, lợi nhuận chưa phân phối, sở hữu nội bộ, hội tăng trưởng, quy mô, lợi lo nhuận công ty nhu cầu nắm giữ tiền mặt có ảnh hưởng mạnh mẽ đến ad y th định thực chi cổ tức cơng ty Trong đó, yếu tố lợi nhuận chưa phân ju phối, sở hữu nội bộ, quy mô, nhu cầu nắm giữ tiền mặt cho thấy tương quan âm với yi định thực chi cổ tức công ty Kết hàm ý doanh pl ua al nghiệp có lợi nhuận chưa phân phối nhiều, sở hữu nội cao, quy mô n lớn nhu cầu nắm giữ tiền mặt nhiều hạn chế chi trả cổ tức cho n va cổ đông công ty Ngược lại, hội tăng trưởng lợi nhuận cơng ty lại ll fu cho thấy tương quan dương với định thực chi cổ tức công ty Kết oi m hàm ý doanh nghiệp có lợi nhuận sau thuế nhiều, hội tăng at nh trưởng cao thực chi trả nhiều cổ tức cho cổ đông công ty z Mặt khác, luận văn cho phát tương đối hữu ích cho nhà đầu tư z ht vb nhà quản lý công ty việc đưa định chi trả cổ tức jm Theo đó, nhà đầu tư cân nhắc việc đầu tư vào cơng ty có đặc tính như: k (1) quy mô nhỏ, (2), sở hữu nội thấp, (3) nắm giữ tiền mặt, (4) lợi nhuận nhiều (5) gm có nhiều hội tăng trưởng, nhà đầu tư mong muốn nhận cổ tức om l.c tương lai Hơn nữa, nhà quản lý cơng ty vào tình hình cơng ty để đưa định có trả cổ tức hay không không nên thực chi n a Lu trả cổ tức cách tùy ý n va y te re th 53 t to ng 5.2 Hạn chế hướng nghiên cứu hi ep 5.2.1 Hạn chế w n Luận văn tìm thấy tác động đáng kể độ bất ổn dòng tiền đến định lo ad chi trả cổ tức mối tương quan âm lợi nhuận chưa phân phối, sở hữu nội bộ, ju y th quy mô, nhu cầu nắm giữ tiền mặt định thực chi cổ tức công ty yi Đồng thời hội tăng trưởng lợi nhuận cơng ty lại cho thấy tương quan dương pl với định chi trả cổ tức cơng ty Tuy nhiên luận văn cịn số hạn al n ua chế phân tích vấn đề này, cụ thể sau: va n Đầu tiên, luận văn sử dụng mẫu quan sát tương đối nhỏ, bao gồm 193 công ty ll fu phi tài giai đoạn nghiên cứu tương đối ngắn từ năm 2009 đến oi m năm 2017 Mặt khác, số liệu cổ tức thu thập từ báo cáo tài chính, mà nh số liệu bị sai lệch cách đo lường cổ tức công at ty mẫu nghiên cứu chưa xác dẫn đến kết chưa thật vững z z mong đợi ht vb jm Tiếp theo, luận văn nghiên cứu doanh nghiệp niêm yết sàn giao dịch k chứng khoán Hồ Chí Minh giai đoạn nghiên cứu từ năm 2009 đến năm 2017 gm chưa phân tích tình hình cơng ty trước khủng hoảng tài tồn l.c cơng ty om cầu xảy ra, cụ thể yếu tố tác động đến định chi trả cổ tức a Lu n Hơn nữa, luận văn chưa mở rộng yếu tố khác giải thích va n sách chi trả cổ tức cơng ty ví dụ độ tuổi cơng ty, địn bẩy cơng y te re ty, chế quản trị doanh nghiệp th 54 t to ng 5.2.2 Hướng nghiên cứu hi ep Trong trình nghiên cứu, tác giả nhận thấy nhiều vấn đề chưa nghiên w cứu cách tồn diện cần phải thực thêm để hoàn thiện khám phá n lo yếu tố tác động đến định thực chi cổ tức doanh nghiệp niêm ad ju y th yết hai sàn chứng khoán lớn Việt Nam yi Để giải hạn chế mà luận văn cịn gặp phải, luận văn có đề xuất số pl hướng nghiên cứu sau này: ua al n Đầu tiên, nghiên cứu sau xem xét đến việc mở rộng mẫu quan sát với va n số lượng công ty nhiều giai đoạn nghiên cứu dài để tăng thêm độ tin cậy fu ll kết hồi quy Đồng thời nghiên cứu sau cân nhắc đến tác động m oi khủng hoảng tài tồn cầu ảnh hưởng đến tác động yếu tố z Nam at nh đến định chi trả cổ tức công ty niêm yết thị trường chứng khoán Việt z vb ht Tiếp theo, nghiên cứu sau phân tích nhận định xác yếu gm doanh để nắm bắt khác biệt theo ngành k jm tố tác động đến định chi trả cổ tức công ty theo ngành nghề kinh om l.c Cuối cùng, đề tài phân tích sau mở rộng thêm yếu tố có ảnh hưởng đến định chi trả cổ tức công ty độ tuổi cơng ty, địn bẩy a Lu cơng ty, chế quản trị doanh nghiệp vào mơ hình nghiên cứu để tăng độ xác n n y te re thích định chi trả cổ tức công ty va yếu tố tác động đến cổ tức chi trả khái quát yếu tố giải th t to ng TÀI LIỆU THAM KHẢO hi ep w Amidu M., Abor J., 2006, Determinants of dividend payout ratios in Ghana, Journal of n lo Risk Finance, 7, 136-145 ad ju y th Benavide J., Berggrun L., Perafan H., 2016, Dividend payout policies: Evidence from Latin America, Finance Research Letters, 17, 197-210 yi pl Economic n ua al Bradley M., Dennis R., 2003, Dividend Policy and Cash‐Flow Uncertainty, Real Estate va n Brockman P., Unlu E., 2009, Dividend policy, creditor rights, and the agency costs of fu ll debt, Journal of Financial Economics, 92, 276-299 oi m Brunzell T., Liljeblom E., Löflund A., Vaihekoski M., 2014, Dividend policy in Nordic nh at listed firms, Global Finance Journal, 25, 124-135 z z Cao L., Du Y., Hansen J O., 2017, Foreign institutional investors and dividend policy: vb jm ht Evidence from China, International Business Review, 26, 816-827 k Chay J P., Suh J., 2009, Payout policy and cash-flow uncertainty, Journal of Financial l.c gm Economics, 93, 88-107 om Darabi R., Pourahmadian F., Vahmiyan A., Saleh B., The Relationship between Cash n 158-169 a Lu Flow Uncertainty and Payout Dividend Policy, Journal of Scientific Research & Reports, n y te re International Review of Economics & Finance, 48, 255-268 va Deng L., Li S., Liao M., 2017, Dividends and earnings quality: Evidence from China, th t to ng Deng L., Li S., Liao M., Wu W., 2013, Dividends, investment and cash flow uncertainty: hi ep Evidence from China, International Review of Economics & Finance, 27, 112-124 w Deshmukh S., Goel A M., Howe K M., 2013, CEO overconfidence and dividend policy, n lo Journal of Financial Intermediation, 22, 440-463 ad ju y th Fairchild R., Guney Y., Thanatawee Y., 2014, Corporate dividend policy in Thailand: Theory and evidence, International Review of Financial Analysis, 31, 129-151 yi pl ua al Jabbouri I., 2016, Determinants of corporate dividend policy in emerging markets: Evidence from MENA stock markets, Research in International Business and Finance, n n va 37, 283-298 fu ll Jang F., Ma Y., Shi B., 2017, Stock liquidity and dividend payouts, Journal of Corporate oi m Finance, 42, 295-314 nh at Jiang F., Shi M B., 2017, Stock liquidity and dividend payouts, Journal of Corporate z Finance, 42, 295-314 z vb jm ht Kangarlouei S J., Motavassel M., Azizi A., Farahani M S., 2012, The investigation of the relationship between dividend policies, cash-flow uncertainty, contributed capital mix k l.c International Journal of Business and Social Science, gm and investment opportunities: the case of emerging markets (Tehran Stock Exchange), a Lu Listed Companies, Procedia Economics and Finance, 23, 473-477 om Kaźmierska B., Jóźwiak, 2015, Determinants of Dividend Policy: Evidence from Polish n Lestari H S., 2018, Determinants of corporate dividend policy in Indonesia, The 4th n va International Seminar on Sustainable Urban Development y te re th t to ng Livoreka B., Hetemi A., Shala A., Hoti A., Asllanaj R., 2014, Theories on Dividend hi ep Policy Empirical Research in Joint Stock Companies in Kosovo, Procedia Economics and Finance, 14, 387 – 396 w n lo Ngo A., Duong H., Nguyen T., Nguyen L., 2018, The effects of ownership structure on ad dividend policy: Evidence from seasoned equity offerings (SEOs), Global Finance ju y th Journal yi pl Sindhu M I., Jinnah M A., 2014, Relationship between free cash flow and dividend: al n ua Moderating role of firm size, Research Journal of Finance and Accounting, n va U.Khan N., Jehan Q U A., Shah A., 2017, Impact of taxation on dividend policy: ll fu Evidence from Pakistan, Research in International Business and Finance, 42, 365-375 oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng PHỤ LỤC hi ep w n variable sd p50 max N 4306115 054471 4413738 0556723 1733697 5227198 105642 6698679 27.88556 0705719 0422607 4765346 095818 4898337 0968692 1121871 4172955 1263633 6898291 1.258888 0984441 0436987 0 0 -2.66825 0 24.1486 -1.5874 3637645 021581 3683355 0217365 1497625 5385905 058645 482123 27.77435 0568465 028098 4.14267 882459 4.14267 882459 866941 743214 7.30826 32.8265 716832 286494 892 892 892 892 892 892 892 892 892 892 892 lo mean ad ju y th yi pl n ua al n va dve dvs totalpe totalps srvol rete own mb size roa cash ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng dve dvs totalpe totalps hi ep w 1.0000 dvs 0.4611 0.0000 1.0000 0.9701 0.0000 0.4454 0.0000 1.0000 0.9908 0.0000 0.4667 0.0000 1.0000 n dve srvol rete own lo ad totalpe ju y th totalps yi 0.4543 0.0000 -0.1431 0.0000 -0.2155 0.0000 -0.1438 0.0000 1.0000 rete -0.4412 0.0000 -0.1975 0.0000 -0.1947 0.0000 0.1008 0.0026 1.0000 va -0.4245 0.0000 own -0.0517 0.1229 -0.1696 0.0000 -0.0454 0.1754 -0.1631 0.0000 0.0477 0.1544 0.0116 0.7284 1.0000 mb 0.1061 0.0015 0.3399 0.0000 0.1004 0.0027 0.3373 0.0000 0.1041 0.0019 -0.0846 0.0115 -0.0543 0.1048 size -0.0960 0.0041 -0.0730 0.0293 -0.0715 0.0327 -0.0548 0.1020 -0.0344 0.3054 0.0637 0.0573 0.1630 0.0000 roa 0.1186 0.0004 0.3330 0.0000 0.1093 0.0011 0.3278 0.0000 -0.0871 0.0093 ht 0.0461 0.1693 -0.0321 0.3380 cash 0.0295 0.3784 -0.0960 0.0041 0.0189 0.5729 -0.1025 0.0022 -0.0351 0.2950 0.0207 0.5362 -0.0009 0.9795 ua al -0.2141 0.0000 n pl srvol n ll fu oi m at nh z z vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng hi mb size roa ep 1.0000 size -0.0143 0.6706 1.0000 0.5522 0.0000 -0.0877 0.0088 1.0000 -0.0947 0.0047 0.1278 0.0001 mb cash w n lo ad 0.0922 0.0059 yi cash ju y th roa 1.0000 pl n ua al n va ll fu PHƯƠNG TRÌNH BIẾN PHỤ THUỘC DVE oi m at nh Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model z H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i z k jm ht 9.1e+06 0.0000 vb chi2 (223) = Prob>chi2 = om l.c gm Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 222) = 3.231 Prob > F = 0.0736 n a Lu n va y te re th t to ng Cross-sectional time-series FGLS regression hi ep Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic panel-specific AR(1) w n 223 223 lo Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ad = = = = = 892 223 677.58 0.0000 ju y th Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 Coef Std Err pl al n 0483608 0209843 0546842 0075901 0054273 0884669 1301661 1493783 n va ll fu z -10.25 -15.63 -2.74 5.21 -6.43 3.52 -0.39 10.94 P>|z| 0.000 0.000 0.006 0.000 0.000 0.000 0.697 0.000 [95% Conf Interval] -.5903713 -.3690522 -.256893 0246823 -.0455452 1376183 -.305853 1.34089 -.4008003 -.2867951 -.0425351 0544349 -.0242707 4844023 2043888 1.926442 oi m -.4955858 -.3279237 -.1497141 0395586 -.034908 3110103 -.0507321 1.633666 ua srvol rete own mb size roa cash _cons yi dve at nh z PHƯƠNG TRÌNH BIẾN PHỤ THUỘC DVS z om l.c gm 1.3e+08 0.0000 k chi2 (223) = Prob>chi2 = jm H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i ht vb Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model n a Lu n va Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 222) = 0.771 Prob > F = 0.3807 y te re th t to ng hi Cross-sectional time-series FGLS regression ep Coefficients: Panels: Correlation: w generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation n lo 223 ad Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ju y th Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 = = = = = 892 223 842.13 0.0000 yi Coef Std Err .0092176 0024908 0066964 0032111 0007013 0221642 0169553 0200422 n va ll fu z P>|z| -6.95 -10.88 -7.38 6.39 -2.55 10.74 -9.94 4.79 0.000 0.000 0.000 0.000 0.011 0.000 0.000 0.000 oi m -.0640555 -.0271119 -.0494008 0205036 -.001787 2380688 -.168566 0961016 n ua al srvol rete own mb size roa cash _cons pl dvs [95% Conf Interval] -.0821217 -.0319938 -.0625255 01421 -.0031615 1946277 -.2017977 0568197 -.0459894 -.0222301 -.036276 0267972 -.0004125 2815099 -.1353343 1353836 at nh z z PHƯƠNG TRÌNH BIẾN PHỤ THUỘC TOTALPS om l.c gm 9.8e+07 0.0000 k chi2 (223) = Prob>chi2 = jm H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i ht vb Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model n a Lu n va Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 222) = 1.096 Prob > F = 0.2963 y te re th t to ng Cross-sectional time-series FGLS regression hi ep Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation w n 223 lo Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ad = = = = = 892 223 772.88 0.0000 ju y th Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 Coef Std Err pl al n 0096366 00263 0069313 0033216 0007584 0228626 018599 0216083 n va ll fu z P>|z| -7.03 -10.13 -7.22 6.48 -1.29 10.20 -9.25 3.45 0.000 0.000 0.000 0.000 0.198 0.000 0.000 0.001 [95% Conf Interval] -.0866043 -.0317922 -.0636341 0150005 -.0024629 1883875 -.2084383 0321825 -.0488294 -.0214828 -.0364638 028021 0005101 2780071 -.1355315 1168854 oi m -.0677169 -.0266375 -.050049 0215107 -.0009764 2331973 -.1719849 0745339 ua srvol rete own mb size roa cash _cons yi totalps at nh z PHƯƠNG TRÌNH BIẾN PHỤ THUỘC TOTALPE z k jm ht vb Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model 7.7e+06 0.0000 om l.c chi2 (223) = Prob>chi2 = gm H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i n a Lu n va y te re Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 222) = 5.390 Prob > F = 0.0212 th t to ng hi Cross-sectional time-series FGLS regression ep Coefficients: Panels: Correlation: w generalized least squares heteroskedastic panel-specific AR(1) n lo 223 223 ad Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ju y th Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 = = = = = 892 223 436.75 0.0000 yi Coef Std Err .0505591 0217527 0589958 0098104 0060797 0897451 1327755 1691302 n va ll fu z -10.00 -14.47 -2.28 2.99 -4.39 3.34 -0.85 8.40 oi m -.5054449 -.3147743 -.1345339 0292863 -.0266938 3000904 -.1133257 1.419901 n ua al srvol rete own mb size roa cash _cons pl totalpe P>|z| 0.000 0.000 0.023 0.003 0.000 0.001 0.393 0.000 [95% Conf Interval] -.604539 -.3574089 -.2501636 0100583 -.0386098 1241933 -.3735609 1.088411 -.4063509 -.2721397 -.0189042 0485143 -.0147778 4759875 1469094 1.75139 at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th