Nghiên cứu tác động của thu nhập, giá trị sổ sách và cổ tức cổ phiếu lên giá thị trường cổ phiếu – trường hợp việt nam

GIỚI THIỆU

B ối cảnh nghiên cứu

Thị trường chứng khoán Việt Nam đã trải qua nhiều giai đoạn phát triển không ổn định, phản ánh sự biến động của nền kinh tế trong nước Dù có lúc tăng, lúc giảm, thị trường vẫn chứng minh vai trò quan trọng trong việc huy động vốn nhanh chóng và hiệu quả cho các doanh nghiệp, đáp ứng kịp thời nhu cầu kinh doanh thông qua việc phát hành các loại chứng khoán.

Các lý thuyết tài chính hiện đại nhấn mạnh rằng thông tin tài chính và kế toán của công ty đóng vai trò quyết định đến giá cổ phiếu Tính minh bạch và độ tin cậy của thông tin tài chính là yếu tố quan trọng để bảo vệ nhà đầu tư và duy trì sự ổn định của thị trường chứng khoán Nhà đầu tư mong muốn có thông tin chính xác về hoạt động của các công ty để đưa ra quyết định đầu tư hiệu quả Sự kiện sụp đổ của Enron và Arthur Andersen đã làm tăng cường sự quan tâm của nhà đầu tư đối với thông tin tài chính công bố Các cơ quan quản lý chứng khoán trên thế giới đã áp dụng quy định nghiêm ngặt hơn đối với việc công bố thông tin tài chính và kiểm toán của các công ty niêm yết.

Báo cáo tài chính là nguồn thông tin quan trọng cho các bên liên quan, đặc biệt là nhà đầu tư, khi họ định giá cổ phiếu doanh nghiệp Các mô hình định giá được sử dụng để đánh giá ảnh hưởng của thông tin kế toán lên giá cổ phiếu, với khả năng tóm tắt thông tin này thường được đo lường qua biến giải thích trong mô hình hồi quy, như R² Mô hình định giá của Đại học Kinh tế TPHCM cho thấy rằng R² cao cho thấy thông tin kế toán có khả năng giải thích sự biến động trong giá cổ phiếu tốt hơn.

Giá trị thông tin kế toán có thể được nâng cao thông qua mô hình định giá chéo, dựa vào dữ liệu kế toán lịch sử và các nghiên cứu liên quan Việc áp dụng mô hình này giúp cải thiện độ chính xác trong việc định giá tài sản, đồng thời cung cấp cái nhìn sâu sắc hơn về hiệu suất tài chính Các nhà đầu tư và nhà phân tích có thể sử dụng thông tin này để đưa ra quyết định đầu tư thông minh hơn, tối ưu hóa lợi nhuận và giảm thiểu rủi ro.

Nghiên cứu kế toán dựa trên cơ sở thị trường (MBAR) thường so sánh các mô hình theo giá và lợi nhuận để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu Các mô hình theo giá hồi quy giá cổ phiếu dựa trên thu nhập trên mỗi cổ phiếu, trong khi các mô hình theo lợi nhuận hồi quy lợi nhuận dựa trên biến thu nhập theo quy mô Nghiên cứu trước đây chủ yếu dựa vào mô hình theo giá của Ohlson (1995) và các nghiên cứu tiếp theo, với nhiều bài viết tìm hiểu mối quan hệ giữa giá trị thị trường, thu nhập, giá trị sổ sách và cổ tức Mặc dù nhiều nghiên cứu đã được thực hiện tại các thị trường vốn mới nổi như Kuwait, Trung Quốc và Thái Lan, nhưng tại Việt Nam, đề tài này vẫn thu hút sự quan tâm, với nhiều nghiên cứu về tác động của giá trị sổ sách và thu nhập trên mỗi cổ phiếu đến giá cổ phiếu thị trường Nghiên cứu này được thực hiện với các mục tiêu nghiên cứu cụ thể.

M ục tiêu nghiên cứu

Nghiên cứu sự tác động thu nhập lên giá trị thị trường cổ phiếu tại 52 công ty

(không hoạt động trong lĩnh vực tài chính) trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2017

Nghiên cứu này phân tích tác động của giá trị sổ sách cổ phiếu đối với giá trị thị trường cổ phiếu tại 52 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2017 Kết quả cho thấy sự tương quan giữa giá trị sổ sách và giá trị thị trường cổ phiếu, cung cấp cái nhìn sâu sắc về yếu tố ảnh hưởng đến định giá cổ phiếu trong bối cảnh kinh tế Việt Nam Nghiên cứu góp phần làm rõ vai trò của giá trị sổ sách trong việc đánh giá tiềm năng đầu tư và quản lý rủi ro cho các nhà đầu tư.

Nghiên cứu này phân tích tác động của cổ tức cổ phiếu đến giá trị thị trường cổ phiếu tại 52 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2017 Nghiên cứu được thực hiện bởi Đại học Kinh tế TPHCM, nhằm cung cấp cái nhìn sâu sắc về mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và giá trị cổ phiếu trong bối cảnh kinh tế Việt Nam.

Nghiên cứu sự tác động khủng hoảng tài chính (2008 và 2009) lên giá trị thị trường cổ phiếu tại 52 công ty trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 –

Nội dung luận văn sẽ khám phá các mục tiêu nghiên cứu đã đề ra thông qua các câu hỏi nghiên cứu được nêu dưới đây.

Câu h ỏi nghiên cứu

Nghiên cứu này phân tích ảnh hưởng của thu nhập cổ phiếu đến giá trị thị trường của 52 công ty không thuộc lĩnh vực tài chính trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2017 Kết quả cho thấy, thu nhập cổ phiếu có tác động tích cực đến giá trị thị trường, phản ánh sự quan tâm của nhà đầu tư đối với hiệu quả tài chính của các công ty Sự biến động của thu nhập cổ phiếu cũng góp phần vào sự thay đổi giá cổ phiếu, cho thấy mối liên hệ chặt chẽ giữa lợi nhuận và giá trị doanh nghiệp trên thị trường chứng khoán.

Giá trị sổ sách cổ phiếu tác động lên giá trị thị trường tại 52 công ty trên sàn chứng khoán Việt Nam như thế nào trong giai đoạn 2008 – 2017?

Cổ tức cổ phiếu tác động lên giá trị thị trường tại 52 công ty trên sàn chứng khoán

Việt Nam như thế nào trong giai đoạn 2008 – 2017?

Hai năm khủng hoảng tài chính 2008 và 2009 đã ảnh hưởng đáng kể đến giá trị thị trường cổ phiếu của 52 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam Sự biến động này không chỉ phản ánh tình hình kinh tế toàn cầu mà còn tác động sâu sắc đến tâm lý nhà đầu tư và chiến lược kinh doanh của các công ty Các yếu tố như giảm sút lợi nhuận, sự không chắc chắn trong thị trường và chính sách tài chính đã dẫn đến sự sụt giảm giá cổ phiếu, ảnh hưởng đến khả năng huy động vốn và phát triển bền vững của các doanh nghiệp trong giai đoạn khó khăn này.

Luận văn này có hai điểm mới so với các nghiên cứu khác: đầu tiên, dữ liệu thống kê dạng bảng được cập nhật mới nhất trong giai đoạn gần đây, và thứ hai, các câu hỏi nghiên cứu được thiết kế để cung cấp cái nhìn sâu sắc hơn về vấn đề đang được khảo sát.

Từ năm 2008 đến 2017, nghiên cứu đã chỉ ra tác động của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 và 2009 đến giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam Đại học Kinh tế TPHCM đã thực hiện các phân tích nhằm làm rõ mối liên hệ giữa sự kiện này và biến động giá cổ phiếu, cung cấp cái nhìn sâu sắc về ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính đối với nền kinh tế Việt Nam.

Phương pháp tiếp cận

Luận văn này nghiên cứu tác động của giá trị sổ sách, thu nhập và cổ tức đến giá cổ phiếu, đồng thời phân tích ảnh hưởng của hai năm khủng hoảng tài chính Kết quả mong đợi cho thấy rằng giá trị sổ sách, thu nhập và cổ tức có mối tương quan tích cực với giá cổ phiếu, trong khi đó, tác động của hai năm khủng hoảng tài chính lại có mối tương quan tiêu cực.

Dữ liệu thu thập từ luận văn bao gồm giá trị sổ sách, thu nhập và cổ tức của 52 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch.

Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và Sở Giao dịch Chứng khoán

Nghiên cứu về Thành phố Hà Nội (HNX) trong giai đoạn 2008 - 2017 sử dụng phương trình định giá Ohlson (1995) để phân tích tác động của thu nhập, giá trị sổ sách và cổ tức đến giá cổ phiếu Nghiên cứu này bao gồm 52 công ty niêm yết trên hai sàn chứng khoán, nhằm cung cấp cái nhìn sâu sắc về mối quan hệ giữa các yếu tố tài chính và giá trị cổ phiếu.

Kết quả cho thấy việc ước lượng dữ liệu bảng có sự phù hợp với các nghiên cứu trước đây về mối liên quan của thông tin kế toán, được đo bằng giá trị R², tại Việt Nam Nghiên cứu này xác nhận mối tương quan theo thời gian, như đã chỉ ra trong các công trình của Balachandran & Mohanram (2011), Core, Guay & Buskirk (2003), Dontoh, Radhakrishnan & Ronen (2004), Elliott & Jacobsen (1991), Entwistle & Phillips (2003), Francis & Schipper (1999), Lev & Zarowin (1999), và Ramesh & Thiagarajan (1995).

Tác động của cổ tức đối với giá cổ phiếu doanh nghiệp là một chủ đề thu hút sự chú ý của các nhà nghiên cứu Nghiên cứu này không chỉ kiểm tra sự phù hợp giữa giá trị thu nhập và giá trị sổ sách, mà còn xem xét mối liên hệ của cổ tức thông qua dữ liệu từ 52 công ty niêm yết trên HOSE và HNX tại Việt Nam Chẳng hạn, Al-Deehani và Al-Loughani (2004) lập luận rằng chính sách cổ tức ảnh hưởng đến giá trị cổ phiếu mà không cần xem xét các yếu tố khác, như đã được Miller và Modigliani (1961) đề xuất Những nghiên cứu này cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm về mối liên hệ giữa cổ tức và thu nhập đối với các doanh nghiệp niêm yết trên HOSE và HNX.

Quyền sở hữu vốn chủ sở hữu tại Việt Nam thường tập trung vào một nhóm nhỏ cổ đông lớn, bao gồm chính phủ, các cơ quan, gia đình thống trị và nhà đầu tư tổ chức Những nhóm này có khả năng nâng cao mức độ và chất lượng công bố thông tin, đồng thời khẳng định quyền lực để ảnh hưởng đến các chính sách cổ tức và tính hợp lệ của các số liệu kế toán Nghiên cứu của Al-Kuwari (2009) chỉ ra rằng quyền sở hữu của chính phủ có tác động đáng kể đến việc thúc đẩy trả cổ tức cho các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán tại các nước mới nổi Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy rằng các công ty thường xuyên thay đổi chính sách cổ tức mà không theo đuổi mục tiêu dài hạn Sự kết hợp của các yếu tố này, cùng với môi trường điều tiết yếu kém ở Việt Nam, có thể dẫn đến sự khác biệt trong nội dung thông tin về biến kế toán và cổ tức.

KHUNG LÝ THUYẾT

Cơ sở lý thuyết

Mối quan hệ giữa thông tin kế toán và giá cổ phiếu đã thu hút sự quan tâm của nhiều học giả kinh tế trong những thập kỷ qua Ohlson (1995) được coi là người tiên phong xây dựng lý thuyết giải thích mối quan hệ này thông qua mô hình Ohlson, phát triển từ mô hình lợi nhuận thặng dư (Residual income model – IM) do Preinreich (1938) đề xuất Mô hình lợi nhuận thặng dư được mô tả bằng một dạng tổng quát, cung cấp cơ sở lý thuyết cho việc phân tích ảnh hưởng của thông tin kế toán đến giá cổ phiếu.

Giá trị nội tại của cổ phiếu tại thời điểm t, ký hiệu là P t, được xác định dựa trên lợi nhuận trên cổ phiếu vào thời điểm t+τ (x t+τ) và lợi nhuận thặng dư (x α t+τ) Thu nhập thông thường tại thời điểm t (x t) phản ánh lợi nhuận ròng, trong khi giá trị sổ sách của cổ phiếu tại thời điểm t-1 (b t-1) cung cấp thông tin về giá trị tài sản Cuối cùng, cổ tức (d t) được hiểu rộng rãi, bao gồm cả các giao dịch của chủ sở hữu có thể làm tăng hoặc giảm vốn chủ sở hữu, như việc phát hành thêm cổ phiếu hoặc mua lại cổ phiếu.

R: (1 + lãi suất phi rủi ro r)

E t : kỳ vọng toán học dựa trên thông tin vào thời điểm t

Theo mô hình lợi nhuận thặng dư, giá trị nội tại của cổ phiếu bao gồm giá trị sổ sách và tổng giá trị hiện tại của các dòng lợi nhuận thặng dư tương lai Nếu tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu lớn hơn lợi suất yêu cầu, cổ phiếu sẽ có giá trị cao hơn giá trị sổ sách, thể hiện việc công ty tạo ra giá trị cho cổ đông Ngược lại, nếu lợi nhuận thặng dư âm, giá trị cổ phiếu sẽ thấp hơn giá trị sổ sách, dẫn đến việc công ty bị coi là phá hủy giá trị của cổ đông Ohlson (1995) phát triển mô hình này dựa trên giả thiết rằng chuỗi thời gian của dòng lợi nhuận thặng dư phải tuyến tính và cố định.

Mô hình Ohlson (1995) được diễn giải qua phương trình 𝑣𝑡+1 =𝛾𝑣𝑡+𝛿𝑡+1, trong đó ω và γ là các hệ số hồi quy của lợi nhuận thặng dư và ảnh hưởng của thông tin, với giá trị nằm trong khoảng từ 0 đến 1 Sai số ε và δ phản ánh sự khác biệt giữa kỳ vọng của thị trường về lợi nhuận thặng dư tương lai và thông tin chưa được phản ánh trong báo cáo tài chính Giả thiết này cho thấy rằng kỳ vọng của nhà đầu tư về khả năng sinh lời tương lai của công ty phụ thuộc vào thông tin tài chính hiện tại và các yếu tố khác chưa được công bố Các hệ số ω và γ phản ánh kết quả từ nhiều nghiên cứu thực nghiệm về chuỗi thời gian lợi nhuận Hai phương trình (2) và (3) kết hợp với mô hình lợi nhuận thặng dư trong phương trình (1) tạo thành chuỗi thông tin Ohlson, từ đó dẫn đến mô hình Ohlson (1995).

Mô hình nàycho phép diễn giải giá cổ phiếu trong mối liên hệ với thông tin kế toán tài chính như sau:

𝑃 𝑡 =𝑏 𝑡 +𝛼 1 𝑥 𝑡 𝛼 +𝛼 2 𝑣 𝑡 (4) Đại học kinh tế TPHCM

Các hệ số α1 và α2 đóng vai trò quan trọng trong mô hình kinh tế, với giả thiết 0≤ ω ≤1 và 0≤γ|t| [95% Conf Interval]

Source SS df MS Number of obs = 520

F test that all u_i=0: F(51, 465) = 6.07 Prob > F = 0.0000 rho 43313698 (fraction of variance due to u_i) sigma_e 13.698582 sigma_u 11.974274

_cons -.549334 1.880927 -0.29 0.770 -4.245504 3.146836 fc -.6555274 1.696603 -0.39 0.699 -3.989485 2.67843 e 9472934 3202464 2.96 0.003 317984 1.576603 bv 1.157099 1224729 9.45 0.000 9164307 1.397768 mv Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] corr(u_i, Xb) = -0.4025 Prob > F = 0.0000

R-sq: within = 0.2658 Obs per group: min = 10

Group vari able: firm Number of groups = 52

Fixed-effects (within) regression Number of obs = 520

xtreg mv bv e fc, fe Đại học kinh tế TPHCM

Bảng 6 So sánh FEM và REM mô hình 1

Bảng 7 Bảng hệ số OLS, FEM, REM mô hình 1

Variable ols fe re bv 0,54 ** 1,1570995 ** 0,901706 ** e 1,535 ** 0,9472934 ** 1,037928 ** fc -4,441 * -0,655527 -2,33138

(Ghi chú: ** và *: Tương quan là ý nghĩa lần lượt ở mức 0,01 và 0,05) rho 29905528 (fraction of variance due to u_i) sigma_e 13.698582 sigma_u 8.94766

_cons 3.12616 2.037708 1.53 0.125 -.8676748 7.119995 fc -2.331376 1.660237 -1.40 0.160 -5.585382 922629 e 1.037928 3143657 3.30 0.001 4217827 1.654074 bv 9017056 1054914 8.55 0.000 6949461 1.108465 mv Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000

Wald chi2(3) = 168.40 overall = 0.2281 max = 10 between = 0.2327 avg = 10.0

Random-effects GLS regression Number of obs = 520

xtreg mv bv e fc, re

Test: Ho: difference in coefficients not systematic

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg fc -.6555274 -2.331376 1.675849 3493883 e 9472934 1.037928 -.0906348 0610898 bv 1.157099 9017056 2553939 0622186 fe re Difference S.E.

hausman fe re Đại học kinh tế TPHCM

Lựa chọn FEM, mô hình có thể viết lại như sau:

MV it = -0,549334 + 1,1570BV it + 0,9472E it + -0,6555FC D[0,1] + εit

Kết quả từ mô hình (1) cho thấy giá cổ phiếu MV phụ thuộc tích cực vào giá trị sổ sách và thu nhập Hệ số giá trị sổ sách có giá trị dương, chứng tỏ ảnh hưởng tích cực và có ý nghĩa đến giá trị thị trường cổ phiếu ở mức 1% Điều này chỉ ra rằng giá trị sổ sách liên quan đến giá cổ phiếu thị trường Hệ số thu nhập cũng dương và có ý nghĩa, cho thấy thu nhập có giá trị liên quan Hệ số biến giả cho hai năm 2008 và 2009 cũng có giá trị dương với giá thị trường cổ phiếu, nhưng chưa đủ cơ sở để khẳng định tác động này Những kết quả này củng cố các phát hiện trong nghiên cứu trước đây về thị trường đang phát triển.

Mô hình 2

MV it = α0 + α BVit + α2E it + α3D it + α4FC D[0,1] + εit (2)

Bảng 8 Ước theo phương pháp OLS mô hình 2

Bảng 9 Ước lượng theo FEM mô hình 2

_cons 5.143426 1.486259 3.46 0.001 2.22355 8.063301 fc -4.008995 1.886036 -2.13 0.034 -7.714265 -.303724 d 2.836312 6901935 4.11 0.000 1.480371 4.192253 e 1.005955 3564885 2.82 0.005 3056041 1.706305 bv 52016 0904484 5.75 0.000 3424668 6978531 mv Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Source SS df MS Number of obs = 520 Đại học kinh tế TPHCM

Bảng 10 Ước lượng theo REM mô hình 2

F test that all u_i=0: F(51, 464) = 5.81 Prob > F = 0.0000 rho 42947795 (fraction of variance due to u_i) sigma_e 13.605771 sigma_u 11.804766

_cons -2.261922 1.971879 -1.15 0.252 -6.136842 1.612997 fc -.3222743 1.689576 -0.19 0.849 -3.642442 2.997893 d 1.787432 6586058 2.71 0.007 4932121 3.081651 e 7452015 3266767 2.28 0.023 1032525 1.38715 bv 1.139758 1218108 9.36 0.000 9003885 1.379127 mv Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] corr(u_i, Xb) = -0.4065 Prob > F = 0.0000

Fixed-effects (within) regression Number of obs = 520

xtreg mv bv e d fc,fe rho 29265317 (fraction of variance due to u_i) sigma_e 13.605771 sigma_u 8.7515216

_cons 1.389419 2.088485 0.67 0.506 -2.703935 5.482774 fc -2.033286 1.651042 -1.23 0.218 -5.26927 1.202697 d 2.016111 6458018 3.12 0.002 7503625 3.281859 e 7747092 3233799 2.40 0.017 1408962 1.408522 bv 8744319 1046775 8.35 0.000 6692678 1.079596 mv Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000

Wald chi2(4) = 180.74 overall = 0.2492 max = 10 between = 0.2666 avg = 10.0

Random-effects GLS regression Number of obs = 520

xtreg mv bv e d fc,re Đại học kinh tế TPHCM

Bảng 12 Bảng hệ số OLS, FEM, REM mô hình 2

Variable ols fe re bv 0,5202 ** 1,1397576 ** 0,874432 ** e 1,006 ** 0,7452015 * 0,774709 * d 2,8363 ** 1,7874316 ** 2,016111 ** fc -4,009 * -0,322274 -2,03329

_cons 5,1434 ** -2,261922 1,389419 Lựa chọn FEM, mô hình có thể viết lại như sau:

MV it = -2,2619+ 1,1397BV it + 0,7452E it + 1,7874D it + -0,3222FC D[0,1] + εit

Kết quả từ mô hình (2) cho thấy giá cổ phiếu trên thị trường MV phụ thuộc vào giá trị sổ sách, thu nhập và cổ tức Cụ thể, giá trị sổ sách có tác động tích cực đến giá cổ phiếu ở mức ý nghĩa 1%, trong khi giá trị thu nhập ảnh hưởng tích cực ở mức 5% Giá trị cổ tức cũng tác động tích cực đến giá thị trường với mức ý nghĩa 1% Tuy nhiên, hệ số chặn và giá trị biến giả trong các năm khủng hoảng có tác động tiêu cực đến giá cổ phiếu, nhưng chưa đủ cơ sở để khẳng định do mức ý nghĩa thấp Những kết quả này củng cố các phát hiện trong nghiên cứu trước đây liên quan đến sự phát triển của thị trường.

(V_b-V_B is not positive definite) Prob>chi2 = 0.0002

= 22.20 chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Test: Ho: difference in coefficients not systematic

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg fc -.3222743 -2.033286 1.711012 358783 d 1.787432 2.016111 -.2286791 1292347 e 7452015 7747092 -.0295077 0462934 bv 1.139758 8744319 2653258 0622937 fe re Difference S.E.

Mô hình 3

MV it = α0 + α1BV it + α2D it + α3FC D[0,1] + εit (3)

Bảng 13 Ước lượng theo OLS mô hình 3

_cons 4.337317 1.468355 2.95 0.003 1.452628 7.222006 fc -3.562123 1.892013 -1.88 0.060 -7.27912 154873 d 3.539598 6479519 5.46 0.000 2.26665 4.812546 bv 656887 076889 8.54 0.000 505833 807941 mv Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Source SS df MS Number of obs = 520

The F-test results indicate that all u_i coefficients are equal to zero, with an F-statistic of 5.89 and a corresponding p-value of 0.0000, suggesting strong statistical significance The fraction of variance attributed to u_i is approximately 0.4278, while the standard deviations are sigma_e = 13.67 and sigma_u = 11.82 The constant term (_cons) is -2.38, with a t-value of -1.20 and a p-value of 0.229, indicating no significant effect The coefficient for variable fc is -0.156, with a p-value of 0.927, showing no significant contribution Conversely, the variable d has a significant positive coefficient of 2.13 (p = 0.001), and bv shows a strong positive effect with a coefficient of 1.23 and p < 0.0001 The overall model is significant with F(3, 465) = 57.10 and a p-value of 0.0000, and the R-squared values indicate within, between, and overall variances of 0.2692, 0.2353, and 0.2285, respectively, with a minimum of 10 observations per group.

Group vari able: firm Number of groups = 52 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 520 xtreg mv bv d fc,fe Đại học kinh tế TPHCM

Bảng 17 Hệ số OLS, FEM, REM mô hình 3

Variable ols fe re bv 0,6569 ** 1,2256056 ** 0,972143 ** d 3,5396 ** 2,1298903 ** 2,425368 ** fc -3,562 -0,155986 -1,78497

The regression model indicates that the dependent variable (MV) is influenced by several independent variables, with a significant positive relationship observed for BV and D, as evidenced by their coefficients of 1.2256 and 2.1298, respectively The model's overall significance is confirmed by a chi-squared statistic of 173.37 and a p-value of 0.0000 The variance analysis shows that approximately 29.14% of the variance is attributed to unobserved factors (rho = 0.2914) The R-squared values suggest that the model explains 26.53% of the within-group variance and 25% of the between-group variance The standard errors for the coefficients indicate robust estimates, with notable significance for BV (p < 0.000) and D (p < 0.000), while FC shows no significant impact (p = 0.281) Overall, the findings highlight the importance of BV and D in determining MV, while also addressing the model's explanatory power and variance components.

Random-effects GLS regression Number of obs = 520 xtreg mv bv d fc,re

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg fc -.1559855 -1.784973 1.628988 3668646 d 2.12989 2.425368 -.2954776 1524031 bv 1.225606 9721432 2534623 0648141 fe re Difference S.E.

Kết quả từ mô hình (3) cho thấy cổ tức có mối tương quan với giá cổ phiếu khi thay thế thu nhập trong phương trình định giá Sức mạnh giải thích của mô hình giữa giá trị sổ sách và thu nhập không khác biệt nhiều so với giá trị sổ sách và cổ tức (Pourheydari, Aflatooni, & Nikbakhat, 2008) Ảnh hưởng tích cực và đáng kể của cổ tức lên giá cổ phiếu thị trường nhấn mạnh tầm quan trọng của cổ tức như một chỉ số cho phần thu nhập cố định của công ty (Brief và Zarowin, 1999; Hand & Landsman, 2005) Điều này cho thấy cổ tức có thể phản ánh tác động đồng thời của thu nhập và giá trị sổ sách lên giá cổ phiếu thị trường.

Mô hình 4

MV it = α0 + α1BV it + α2D it + α3(E it – D it )+ α4FC D[0,1] + εit (4)

Bảng 18 Ước lượng theo OLS mô hình 4

_cons 5.143426 1.486259 3.46 0.001 2.22355 8.063301 fc -4.008995 1.886036 -2.13 0.034 -7.714265 -.3037241 ed 1.005955 3564885 2.82 0.005 3056041 1.706305 d 3.842267 6525001 5.89 0.000 2.560378 5.124156 bv 52016 0904484 5.75 0.000 3424668 6978531 mv Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Source SS df MS Number of obs = 520 Đại học kinh tế TPHCM

The F-test results indicate that all u_i coefficients are equal to zero, with an F-value of 5.81 and a probability of F being 0.0000, suggesting a significant relationship The fraction of variance attributed to u_i is approximately 0.4295, while the standard deviations are 13.61 for sigma_e and 11.80 for sigma_u The coefficient for the constant term (_cons) is -2.2619, with a t-value of -1.15 and a p-value of 0.252 The variable fc has a coefficient of -0.3223, with a t-value of -0.19 and a p-value of 0.849 In contrast, the variable ed shows a positive coefficient of 0.7452, significant at p = 0.023 The variable d has a strong positive coefficient of 2.5326, with a t-value of 3.81 and a p-value of 0.000 The variable bv also exhibits a significant positive coefficient of 1.1398, with a t-value of 9.36 and a p-value of 0.000 The overall F-test statistic is 44.51, with a probability of F at 0.0000, and the R-squared values indicate within-group variance at 0.2773, between-group variance at 0.2496, and an overall average of 10 observations per group.

In a fixed-effects regression analysis involving 52 groups and 520 observations, the model reveals a significant fraction of variance attributed to unobserved factors (rho = 0.2927) The coefficients indicate that the variable 'd' shows a strong positive effect (coef = 2.7908, p < 0.001), while 'ed' also has a significant positive impact (coef = 0.7747, p = 0.017) Conversely, 'fc' demonstrates a negative relationship (coef = -2.0333, p = 0.218), and 'bv' is highly significant with a positive coefficient (coef = 0.8744, p < 0.001) The overall model is robust, as evidenced by a Wald chi-squared statistic of 180.74 and a p-value of 0.0000, indicating strong statistical significance The within R-squared value stands at 0.2731, suggesting that approximately 27.31% of the variance within groups is explained by the model.

Group vari able: firm Number of groups = 52 Random-effects GLS regression Number of obs = 520 xtreg mv bv d ed fc,re Đại học kinh tế TPHCM

Bảng 22 Hệ số OLS, FEM, REM mô hình 4

Variable ols fe re bv 0,5202 ** 1,1397576 ** 0,874432 ** d 3,8423 ** 2,5326331 ** 2,79082 ** ed 1,006 ** 0,7452015 * 0,774709 * fc -4,009 * -0,322274 -2,03329

MV it = -2,2619 + 1,1397BV it + 2,5326D it + 0,7452(E it –D it ) + -0,322274FC D[0,1] + εit (4)

Mô hình (4) phân chia thu nhập Et thành cổ tức tiền mặt Dt và thu nhập còn lại (Et – Dt), cho thấy các hệ số ước tính về cổ tức và thu nhập còn lại có mối tương quan tích cực và có ý nghĩa ở mức 5% Kết quả này hỗ trợ nghiên cứu của Skinner và Soltes (2008), trong đó thu nhập được phân phối dưới dạng cố định hoặc chưa phân phối dưới dạng tạm thời Hệ số của biến khủng hoảng tài chính (FCD) có giá trị âm, cho thấy tác động ngược chiều nhưng không có ý nghĩa thống kê trong tất cả các ước tính Điều này có thể hiểu được do thị trường chứng khoán ít bị ảnh hưởng trong giai đoạn 2008 – 2009.

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg fc -.3222743 -2.033286 1.711012 358783 ed 7452015 7747092 -.0295078 0462934 d 2.532633 2.79082 -.2581869 1756306 bv 1.139758 8744319 2653258 0622937 fe re Difference S.E.

hausman fe re Đại học kinh tế TPHCM hưởng bởi khủng hoàng tài chính trên thế giới Nên giá cổ phiếu tại thị trường

Việt Nam ít bị ảnh hưởng tiêu cực bởi cuộc khủng hoảng tài chính trên thế giới Đại học kinh tế TPHCM

Tiêu đề	Nghiên Cứu Tác Động Của Thu Nhập, Giá Trị Sổ Sách Và Cổ Tức Cổ Phiếu Lên Giá Thị Trường Cổ Phiếu – Trường Hợp Việt Nam
Tác giả	Nguyễn Hồng Phong
Người hướng dẫn	PGS.TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế TP. Hồ Chí Minh
Chuyên ngành	Tài chính - Ngân hàng
Thể loại	luận văn thạc sĩ
Năm xuất bản	2018
Thành phố	TP. Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	78
Dung lượng	1,69 MB