Giới thiệu
Lý do chọn đề tài
Chính sách cổ tức đóng vai trò quan trọng trong nghiên cứu tài chính và là một trong những chủ đề gây tranh cãi nhất trong lĩnh vực này.
Vì vậy có rất nhiều nhà kinh tế trên thế giới nghiên cứu về chính sách cổ tức ở nhiều quốc gia khác nhau trong nhiều giai đoạn khác nhau
Nghiên cứu cổ điển liên quan đến chính sách cổ tức là John Lintner
Vào giữa thập niên 1950, John Lintner đã khảo sát các quan điểm của giám đốc doanh nghiệp về chính sách phân phối cổ tức, từ đó rút ra bốn mô hình chính Thứ nhất, các doanh nghiệp thường có tỷ lệ chi trả cổ tức mục tiêu dài hạn, với doanh nghiệp có thu nhập ổn định thường có tỷ lệ chi trả cao, trong khi doanh nghiệp tăng trưởng có tỷ lệ thấp Thứ hai, các giám đốc thường chú trọng vào sự thay đổi của cổ tức hơn là mức chi trả tuyệt đối; ví dụ, tăng cổ tức từ 1$ lên 2$ sẽ gây ấn tượng hơn so với tăng từ 2$ lên 3$ Thứ ba, các giám đốc tài chính rất lo ngại về việc hủy bỏ chính sách chi trả cổ tức cao trước đây, vì điều này có thể gây tác động tiêu cực, dẫn đến sự miễn cưỡng trong việc thay đổi chính sách cổ tức.
Nghiên cứu của Kania và Bacon (2005) đã chỉ ra rằng lợi nhuận, tăng trưởng, thanh khoản và rủi ro có tác động đáng kể đến chính sách chi trả cổ tức Bằng cách phân tích dữ liệu tài chính của hơn 10.000 công ty thông qua phương pháp bình phương bé nhất (OLS), tác giả kết luận rằng tỷ lệ chi trả cổ tức chủ yếu bị ảnh hưởng bởi lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu, tốc độ tăng trưởng doanh số bán hàng, mức độ rủi ro (beta), tính thanh khoản (tỷ số thanh toán hiện hành) và quyền sở hữu nội bộ.
Nghiên cứu về chính sách cổ tức đã được thực hiện rộng rãi ở các thị trường phát triển và mới nổi, nhưng tại thị trường chứng khoán Việt Nam, nghiên cứu này vẫn còn hạn chế Bài viết này nhằm tìm hiểu các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ lệ chi trả cổ tức của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong thời gian qua Tác giả lựa chọn đề tài "CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TỶ LỆ CHI TRẢ CỔ TỨC" để khám phá sâu hơn về vấn đề này.
TỨC CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM’’
Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu
Mục tiêu của nghiên cứu này là phân tích các yếu tố tác động đến tỷ lệ chi trả cổ tức của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam Để đạt được mục tiêu này, tác giả đặt ra một số câu hỏi nghiên cứu, bao gồm: Các yếu tố nào như quy mô công ty, khả năng sinh lợi, đòn bẩy tài chính, rủi ro và tính thanh khoản ảnh hưởng đến chính sách cổ tức của các công ty? Và yếu tố nào được coi là quan trọng nhất trong quyết định chi trả cổ tức của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam?
Đóng góp của luận văn
Luận văn này có 3 đóng góp chính như sau :
Luận văn này làm rõ hơn về chính sách cổ tức, đồng thời cung cấp thêm bằng chứng từ thị trường mới nổi, đặc biệt là tại Việt Nam.
Nghiên cứu này cung cấp bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởng của đòn bẩy tài chính, rủi ro và thu nhập trên mỗi cổ phiếu đến tỷ lệ chi trả cổ tức của các công ty niêm yết tại Việt Nam, nơi chính sách cổ tức chưa được nghiên cứu nhiều Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng giúp các nhà đầu tư trong việc xác định các yếu tố ảnh hưởng để lựa chọn danh mục đầu tư phù hợp với nhu cầu của họ Chương 2 sẽ trình bày tổng quan các nghiên cứu trước đây liên quan đến chủ đề này.
Chương 3 trình bày các phương pháp nghiên cứu, dữ liệu nghiên cứu, mẫu nghiên cứu, các biến nghiên cứu và giả thuyết nghiên cứu Chương 4 thảo luận về nội dung và kết quả của nghiên cứu thực nghiệm Cuối cùng, Chương 5 đưa ra những kết luận chính của luận văn.
Bố cục của luận văn
Chính sách cổ tức đã thu hút sự quan tâm nghiên cứu từ các nhà kinh tế ở cả nước phát triển lẫn nước đang phát triển Bài viết này sẽ tổng hợp một số nghiên cứu trước đây về vấn đề này.
Nghiên cứu của Fama và French (2001) đã chỉ ra rằng chính sách cổ tức của các công ty Mỹ từ 1926 đến 1999 chịu ảnh hưởng bởi ba yếu tố chính: quy mô, lợi nhuận và cơ hội đầu tư Cụ thể, khả năng chi trả cổ tức có mối tương quan tích cực với quy mô doanh nghiệp và lợi nhuận, trong khi lại có mối tương quan nghịch với tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (P/B), một tiêu chuẩn đánh giá cơ hội tăng trưởng Theo đó, các công ty lớn, có lợi nhuận cao và ít cơ hội đầu tư thường có xu hướng trả cổ tức, ngược lại, những công ty nhỏ, lợi nhuận thấp và nhiều cơ hội đầu tư lại không trả cổ tức.
David Denis and Igor Osobov (2008) đã mở rộng nghiên cứu của Fama and French bằng cách kiểm tra các chỉ số theo thời gian tại một số thị trường
Tổng quan các nghiên cứu trước đây
Chính sách cổ tức đã thu hút sự chú ý của các nhà kinh tế ở cả nước phát triển và đang phát triển Nhiều nghiên cứu trước đây đã được thực hiện để hiểu rõ hơn về tác động và vai trò của chính sách này trong nền kinh tế.
Nghiên cứu của Fama và French (2001) chỉ ra rằng các yếu tố ảnh hưởng đến chính sách cổ tức của các công ty Mỹ trong giai đoạn 1926-1999 bao gồm quy mô, lợi nhuận và cơ hội đầu tư Khả năng chi trả cổ tức có mối tương quan tích cực với quy mô doanh nghiệp và lợi nhuận, trong khi đó lại có mối tương quan tiêu cực với tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (P/B) Theo đó, các công ty lớn, có lợi nhuận cao và ít cơ hội đầu tư thường có xu hướng trả cổ tức, trong khi các công ty nhỏ, lợi nhuận thấp và nhiều cơ hội đầu tư thì ít khi trả cổ tức.
David Denis và Igor Osobov (2008) đã mở rộng nghiên cứu của Fama và French bằng cách kiểm tra các chỉ số theo thời gian tại một số thị trường tương đồng ở các quốc gia khác nhau Họ đặt ra câu hỏi liệu các đặc điểm này có thay đổi theo thời gian hay không, và nghiên cứu xem các doanh nghiệp ở các quốc gia khác có thể hiện xu hướng giảm chi trả cổ tức trong những năm gần đây.
Việc sử dụng dữ liệu quốc tế giúp tác giả kiểm tra lý thuyết vòng đời, phát tín hiệu, hiệu ứng khách hàng và lý thuyết đáp ứng nhu cầu, đặc biệt khi phân tích tập trung vào cổ tức và phần bù cổ tức.
Tác giả đã sử dụng mẫu từ các công ty cổ phần trong hệ thống dữ liệu Worldscope, loại bỏ những đối tượng không phù hợp để giới hạn nghiên cứu ở 06 quốc gia: Mỹ, Canada, Anh, Đức, Pháp và Nhật, trong khoảng thời gian từ năm 1989 đến 2002.
Tác giả đã áp dụng các phương pháp nghiên cứu để phân tích ảnh hưởng của đặc điểm công ty đến chính sách cổ tức Cụ thể, qua phân tích đơn biến, tác giả đã thống kê và tập hợp số liệu, cho thấy cổ tức bị chi phối bởi các yếu tố như qui mô, lợi nhuận, cơ hội đầu tư và lợi nhuận giữ lại trên vốn chủ sở hữu Bên cạnh đó, tác giả còn sử dụng phân tích đa biến thông qua mô hình hồi quy logit, với biến phụ thuộc là biến giả nhận hai giá trị 1 hoặc 0, để đo lường mức độ ảnh hưởng của các yếu tố này đến chính sách cổ tức.
Nghiên cứu cho thấy rằng chính sách cổ tức tại các quốc gia có mối tương quan mạnh mẽ với lợi nhuận, quy mô và lợi nhuận giữ lại trên vốn chủ sở hữu Từ năm 1990 đến 2002, cổ tức đã gia tăng ở hầu hết các nước, ngoại trừ Canada Cổ tức chủ yếu tập trung ở các công ty lớn và có lợi nhuận cao, với các yếu tố như khả năng sinh lợi, quy mô và tỷ lệ lợi nhuận giữ lại trên vốn chủ sở hữu ảnh hưởng đến chính sách chi trả cổ tức ở cả 6 quốc gia
Kanwal và Kapoor (2008) đã thực hiện một phân tích thực nghiệm về các yếu tố quyết định tỷ lệ chi trả cổ tức trong ngành công nghệ thông tin Ấn Độ, sử dụng phương pháp thống kê, tương quan và hồi quy Dựa trên dữ liệu tổng hợp trong khoảng thời gian từ 2000 đến 2006, họ nhận thấy rằng thuế doanh nghiệp và tăng trưởng doanh thu không ảnh hưởng đến các mô hình thanh toán cổ tức trong ngành này Tuy nhiên, thanh khoản và beta (biến động thu nhập hàng năm) được xác định là những yếu tố quan trọng, cho thấy rằng một vị trí thanh khoản tốt có thể nâng cao khả năng chi trả cổ tức của các công ty.
Nghiên cứu của Ahmed và Javid (2009) chỉ ra rằng các yếu tố như thanh khoản và quyền sở hữu ảnh hưởng tích cực đến tỷ lệ chi trả cổ tức của các công ty phi tài chính niêm yết Ngược lại, quy mô của công ty có mối quan hệ nghịch chiều với chính sách chi trả cổ tức, cho thấy rằng các công ty ưu tiên đầu tư vào tài sản thay vì trả cổ tức cho cổ đông.
Nghiên cứu của Yordying Thanatawee (2011) phân tích chính sách cổ tức của 287 công ty phi tài chính Thái Lan trong giai đoạn 2002-2008, sử dụng các biến như tỷ lệ thanh toán cổ tức (DPR) và tỷ suất cổ tức (YLD) làm biến phụ thuộc Tác giả đã áp dụng các yếu tố độc lập như vòng đời, dòng tiền, khả năng sinh lợi, quy mô, cơ hội tăng trưởng và đòn bẩy tài chính Phương pháp thống kê mô tả được sử dụng để tính toán các giá trị trung bình và phân tích tương quan để xác định mối quan hệ giữa các biến Nghiên cứu chia mẫu thành các nhóm dựa trên tỷ lệ chi trả cổ tức và tỷ suất cổ tức, và sử dụng phương pháp OLS để kiểm tra sự khác biệt giữa các nhóm Kết quả cho thấy các công ty lớn với dòng tiền và lợi nhuận giữ lại cao có xu hướng trả cổ tức nhiều hơn, trong khi các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao thường trả cổ tức thấp hơn, và đòn bẩy tài chính có mối quan hệ tích cực với tỷ lệ chi trả cổ tức.
Nghiên cứu của Anupam Mehta (2012) đã khảo sát các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định chi trả cổ tức của các doanh nghiệp tại UAE, tập trung vào các ngành như bất động sản, năng lượng, xây dựng, viễn thông và y tế trong giai đoạn 2005-2009 Nghiên cứu phân tích các yếu tố như khả năng sinh lợi, rủi ro, thanh khoản, quy mô và đòn bẩy tài chính, sử dụng ma trận tương quan và kỹ thuật hồi quy để xác định các biến quan trọng Kết quả cho thấy quy mô công ty có tác động tích cực đến tỷ lệ chi trả cổ tức, trong khi rủi ro và lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu có tác động tiêu cực Nghiên cứu khẳng định rằng quy mô công ty và rủi ro là những yếu tố quyết định chính trong chính sách cổ tức của doanh nghiệp UAE, đồng thời cung cấp bằng chứng thực nghiệm đầu tiên về vấn đề này.
Phương pháp nghiên cứu
Dữ liệu nghiên cứu và mẫu nghiên cứu
Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu từ báo cáo tài chính và các chỉ số tài chính đã được kiểm toán của 100 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2009 đến 2012 Dữ liệu được thu thập từ trang web của công ty chứng khoán Tân Việt, cùng với các nguồn thông tin từ http://cafef.vn/ và http://fpts.com.vn/ Thời gian nghiên cứu được chọn là 4 năm, bắt đầu từ năm 2009.
2012 là vì trong giai đoạn này dữ liệu tài chính được công bố khá đầy đủ
Nghiên cứu này bao gồm 100 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2009 đến 2012, thuộc các ngành xây dựng, bất động sản, thực phẩm, y tế và công nghệ thông tin Những lĩnh vực này đại diện cho các ngành then chốt trong nền kinh tế Việt Nam, thu hút sự quan tâm của nhà đầu tư Các công ty được chọn mẫu đều có đầy đủ thông tin về báo cáo tài chính và dữ liệu giao dịch.
Phương pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu này bắt đầu bằng nền tảng là nghiên cứu Anupam Mehta
Năm 2012, tác giả thực hiện nghiên cứu định lượng sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) trên phần mềm Eviews 6.0 để ước lượng tác động của quy mô công ty, đòn bẩy tài chính, khả năng sinh lợi, rủi ro và tính thanh khoản lên tỷ lệ chi trả cổ tức Quy trình nghiên cứu được thực hiện qua các bước cơ bản nhằm phân tích mối quan hệ giữa các yếu tố này và tỷ lệ chi trả cổ tức của doanh nghiệp.
Hình 3.1 Quy trình nghiên cứu
Xác định vấn đề cần nghiên cứu
Thiết lập mô hình nghiên cứu
Thu thập và xử lý dữ liệu Ước lượng mô hình kinh tế lượng
Bước 1: Dựa trên lý thuyết, các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới, tác giả xác định vấn đề cần nghiên cứu và thiếp lập mô hình nghiên cứu
Bước 2: Tiến hành thu thập và xử lý dữ liệu bằng cách lấy mẫu dữ liệu và tính toán các biến phụ thuộc cùng với các biến độc lập theo mô hình đã được chọn.
Bước 3: Ước lượng mô hình nghiên cứu theo phương pháp hồi quy dữ liệu bảng mô hình những ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM)
Bước 4 trong quy trình kiểm định mô hình bao gồm việc kiểm tra sự phù hợp của mô hình, xác định hiện tượng đa cộng tuyến, kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi và phát hiện hiện tượng tự tương quan.
Bước 5: Đưa ra kết quả nghiên cứu thực nghiệm, những hạn chế của bài nghiên cứu và đề xuất hướng nghiên cứu tiếp theo.
Các biến nghiên cứu và giả thuyết nghiên cứu
Để phân tích ảnh hưởng của quy mô công ty, đòn bẩy tài chính, khả năng sinh lợi, rủi ro và tính thanh khoản đến tỷ lệ chi trả cổ tức, tác giả áp dụng các biến nghiên cứu trong mô hình tương tự như Anupam Mehta.
(2012), được mô tả bởi bảng sau:
Bảng 3.1: Các biến trong nghiên cứu và ký hiệu
3.3.2 Các giả thuyết nghiên cứu và kỳ vọng dấu
Dựa vào các kết quả nghiên cứu trước đây và kỳ vọng của bài nghiên cứu, tác giả đưa ra các giả thuyết nghiên cứu như sau:
Tên biến Ký hiệu Mô tả
Tỷ lệ chi trả cổ tức DPR Cổ tức tiền mặt trên mỗi cổ phiếu
Qui mô LTA Logarit của tổng tài sản công ty phản ánh kích thước và quy mô hoạt động Đòn bẩy tài chính LEV được tính bằng tỷ lệ nợ phải trả ngắn hạn và dài hạn so với tổng vốn cổ phần, cho thấy mức độ rủi ro tài chính Khả năng sinh lợi ROA, được tính bằng lợi nhuận ròng chia cho tổng tài sản, đánh giá hiệu quả sử dụng tài sản trong việc tạo ra lợi nhuận.
ROE Lợi nhuận ròng (trừ đi cổ tức ưu đãi)/Vốn chủ sở hữu
EPS là chỉ số lợi nhuận ròng trên tổng số cổ phiếu được phát hành, trong khi P/E thể hiện tỷ lệ giá cổ phiếu so với thu nhập trên mỗi cổ phiếu Tính thanh khoản được đo bằng chỉ số CR, phản ánh tỷ lệ tài sản ngắn hạn so với nợ ngắn hạn.
Bảng 3.2: Các giả thuyết nghiên cứu và kỳ vọng dấu
Giả thuyết Kỳ vọng Cơ sở
H1: Quy mô công ty (LTA) có mối tương quan cùng chiều với tỷ lệ chi trả cổ tức (DPR) +
- David Denis and Igor Osobov (2008)
H2: Đòn bẩy tài chính (LEV) có mối tương quan cùng chiều với tỷ lệ chi trả cổ tức (DPR) +
H3 : Khả năng sinh lợi (ROA, ROE, EPS) có mối tương quan cùng chiều với tỷ lệ chi trả cổ tức (DPR)
- David Denis and Igor Osobov (2008)
H4 : Rủi ro có mối tương quan nghịch chiều với tỷ lệ chi trả cổ tức (DPR) - - Anupam Mehta (2012)
H5 : Tính thanh khoản (CR) có mối tương quan cùng chiều với tỷ lệ chi trả cổ tức (DPR) +
Mô hình nghiên cứu và phương pháp kiểm định mô hình
Tác giả ước lượng mô hình nghiên cứu sau:
DPR it = 0i + 1 LTA it + 2 LEV it + 3 ROA it + 4 ROE it + 5 EPS it + 6 P/E it + 7 CR it + u it
B 0i : là hệ số chặn, phản ánh tỷ lệ chi trả cổ tức trong điều kiện các nhân tố khác bằng 0
Hệ số góc B i thể hiện mức độ thay đổi của tỷ lệ chi trả cổ tức khi nhân tố i tăng lên 1 đơn vị, trong khi các nhân tố khác được giữ cố định ở giá trị 0 Giá trị của i dao động từ 1 đến 7.
3.4.2 Phương pháp kiểm định mô hình
Kiểm định Likelihook Ratio và Hausman Test được sử dụng để xác định phương pháp hồi quy phù hợp, bao gồm bình phương bé nhất thông thường OLS, mô hình ảnh hưởng cố định FEM và mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên REM Việc lựa chọn phương pháp phù hợp giúp tối ưu hóa kết quả phân tích dữ liệu bảng.
- Nếu Prob ≥ 0.05 tác giả ước lượng hồi quy theo phương pháp OLS
Nếu giá trị Prob ≤ 0.05, phương pháp hồi quy dữ liệu bảng với mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) sẽ cung cấp kết quả ước lượng chính xác hơn Tác giả cũng thực hiện kiểm định Hausman để xác nhận kết quả.
- Nếu Prob ≤ 0.05 mô hình những ảnh hưởng cố định (FEM) sẽ cho kết quả ước lượng tốt hơn mô hình những ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM)
Kiểm định Redundant Variables-Likelihood Ratio là phương pháp dùng để xác định sự hiện diện của các biến không cần thiết trong mô hình hồi quy dữ liệu bảng Qua việc phân tích kết quả ước lượng mô hình, tác giả đánh giá mức ý nghĩa Prob của từng biến để xác định biến nào là không cần thiết.
+ Nếu Prob ≤ 0.05 các biến có ý nghĩa thống kê và cần thiết trong mô hình
+ Nếu Prob ≥ 0.05 các biến không có ý nghĩa thống kê và loại ra khỏi mô hình Kiểm định sự phù hợp của mô hình:
Tác giả sẽ tiến hành chọn lựa mô hình theo tiêu chí R 2 hiệu chỉnh cao, Pro(T-statistic) < 0.05, và Pro(F-statistic) < 0.05 là mô hình phù hợp
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến:
Để kiểm tra sự ảnh hưởng lẫn nhau của các biến độc lập, cần tạo ma trận tương quan giữa chúng Nếu hệ số tương quan giữa các biến độc lập cao, cụ thể là lớn hơn 0,8, điều này cho thấy có hiện tượng đa cộng tuyến.
Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi:
Kiểm định White không được phần mềm Eviews hỗ trợ cho ước lượng dữ liệu bảng Tuy nhiên, phần mềm đã tự động xử lý hiện tượng phương sai của nhiễu thay đổi trong mô hình hồi quy dữ liệu bảng.
Kiểm định tự tương quan:
Kiểm định tự tương quan của nhiễu qua hệ số Durbin-Watson trong phân tích hồi quy cho thấy, nếu hệ số này nằm trong khoảng từ 1 đến 3, thì hiện tượng tự tương quan là ít xảy ra.
Nội dung nghiên cứu và các kết quả nghiên cứu
Thống kê mô tả các biến nghiên cứu
Bài nghiên cứu bắt đầu bằng việc trình bày các kết quả phân tích thực nghiệm, trong đó cung cấp các thống kê mô tả cho các biến được sử dụng trong nghiên cứu.
Bảng 4.1: Thống kê mô tả của các biến được sử dụng trong nghiên cứu
Biến Giá trị trung bình
Giá trị nhỏ nhất Độ lệch chuẩn Mẫu quan sát
DPR LTA LEV ROA ROE EPS P/E
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Bảng tính chi tiết giá trị từng biến phụ thuộc, biến độc lập giai đoạn 2009-
Bảng 4.1 trình bày các chỉ số thống kê quan trọng như giá trị trung bình, giá trị trung vị, giá trị lớn nhất, nhỏ nhất và độ lệch chuẩn của các biến trong phân tích Dữ liệu cho thấy rằng các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2009-2012 có tỷ lệ chi trả cổ tức trung bình là 54.3% Trong đó, 50% tổng số quan sát có tỷ lệ chi trả cổ tức dưới 40%, trong khi 50% còn lại có tỷ lệ chi trả cổ tức lớn hơn hoặc bằng 40%.
Bảng 4.2: Ma trận tương quan
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Kết quả từ bảng 4.2 cho thấy, ở mức ý nghĩa 1%, quy mô công ty và đòn bẩy tài chính có mối tương quan tích cực với tỷ lệ chi trả cổ tức, trong khi rủi ro lại có mối tương quan tiêu cực Điều này cho thấy các yếu tố này có ý nghĩa thống kê Ở mức ý nghĩa 10%, thu nhập trên mỗi cổ phiếu có ảnh hưởng tiêu cực đến tỷ lệ chi trả cổ tức.
DPR LTA LEV ROA ROE EPS P/E CR
*** Hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 1%
** Hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 5%
* Hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 10%
4.3 Kết quả mô hình hồi quy thực nghiệm 4.3.1 Lựa chọn mô hình hồi quy dữ liệu bảng
Mô hình hồi quy tổng thể:
DPR it = 0i + 1 LTA it + 2 LEV it + 3 ROA it + 4 ROE it + 5 EPS it + 6 P/E it + 7 CR it + u it
Tác giả áp dụng kiểm định Likelihook Ratio để quyết định giữa phương pháp bình phương bé nhất (OLS) và phương pháp hồi quy dữ liệu bảng với mô hình ảnh hưởng cố định (FEM).
Bảng 4.3: Bảng kết quả kiểm định Likelihook Ratio
Redundant Fixed Effects Tests Equation: Untitled
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Từ kết quả kiểm định bảng 4.3, Prob =0.0013 < 0.05 nên sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng mô hình FEM ước lượng hiệu quả hơn phương pháp OLS
Bảng 4.4: Bảng kết quả kiểm định Hausman Test
Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: Untitled
Test cross-section random effects
Test Summary Chi-Sq Statistic Chi-Sq d.f Prob
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Từ kết quả kiểm định bảng 4.4, Prob =0.186 > 0.05 nên sử dụng mô hình REM ước lượng hiệu quả hơn mô hình FEM
Dựa trên các kết quả kiểm định, tác giả đã lựa chọn phương pháp hồi quy dữ liệu bảng với mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) để ước lượng cho mô hình nghiên cứu.
4.3.2 Ước lượng mô hình hồi quy tổng thể
DPR it = 0i + 1 LTA it + 2 LEV it + 3 ROA it + 4 ROE it + 5 EPS it + 6 P/E it + 7 CR it + u it
Số liệu sau khi được thu thập và xử lý đưa vào mô hình hồi quy tổng thể
Sử dụng phần mềm Eviews 6.0, chúng tôi đã tiến hành chạy mô hình hồi quy tổng thể từ năm 2009 đến năm 2012 bằng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng mô hình REM Kết quả hồi quy cho thấy
Bảng 4.5: Bảng kết quả hồi quy tổng thể
Model 1: DPR it = 0i + 1 LTA it + 2 LEV it + 3 ROA it + 4 ROE it + 5 EPS it + 6 P/E it + 7 CR it + u it
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Kết quả từ bảng 4.5 chỉ ra rằng, ở mức ý nghĩa 5%, các biến LTA, ROE, ROA, CR và EPS không có mối quan hệ thống kê đáng kể với tỷ lệ chi trả cổ tức, do giá trị Prob lớn hơn 0.05.
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Trước khi loại biến LTA, tác giả kiểm định sự không cần thiết của biến LTA này Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 4.6: Bảng kết quả kiểm định biến không cần thiết LTA
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Từ bảng 4.6 tác giả thấy Prob F(1,392) =0.675>0.05 Nên biến LTA không cần thiết trong mô hình
Loại biến LTA, kết quả hồi quy như sau:
Redundant Variables: LTA F-statistic 0.176 Prob F(1,392) 0.675
Bảng 4.7: Bảng kết quả hồi quy đã loại biến LTA
Model 2: DPR it = 0i + 1 LEV it + 2 ROA it + 3 ROE it + 4 EPS it + 5 P/E it + 6 CR it + u it
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Kết quả ở bảng 4.7 cho thấy với mức ý nghĩa 5% thì các biến ROE, ROA,
CR và EPS không có mối quan hệ thống kê đáng kể với tỷ lệ chi trả cổ tức do Prob > 0.05 Biến ROE cũng có giá trị Prob = 0.542, lớn hơn 0.05, dẫn đến việc biến này sẽ bị loại khỏi mô hình.
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Bảng 4.8: Bảng kết quả kiểm định biến không cần thiết ROE
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Từ bảng 4.8 tác giả thấy Prob F(1,393) = 0.538 > 0.05 Nên biến ROE không cần thiết trong mô hình
Tiếp tục loại biến ROE kết quả mô hình hồi quy như sau:
Bảng 4.9: Bảng kết quả hồi quy đã loại biến ROE
Model 3: DPR it = 0i + 1 LEV it + 2 ROA it + 3 EPS it + 4 P/E it + 5 CR it + u it
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Kết quả từ bảng 4.9 chỉ ra rằng ở mức ý nghĩa 5%, các biến ROA, CR và EPS không có mối quan hệ thống kê đáng kể với tỷ lệ chi trả cổ tức, với giá trị Prob > 0.05 Cụ thể, biến ROA có giá trị Prob = 0.504, lớn hơn 0.05, dẫn đến việc biến ROA sẽ bị loại khỏi mô hình.
Trước khi loại biến ROA, tác giả kiểm định sự không cần thiết của biến ROA này Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 4.10: Bảng kết quả kiểm định biến không cần thiết ROA
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Từ bảng 4.10 tác giả thấy Prob F(1,394) = 0.499 > 0.05 Nên biến ROA không cần thiết trong mô hình
Tiếp tục loại biến ROA kết quả mô hình hồi quy như sau:
Bảng 4.11: Bảng kết quả hồi quy đã loại biến ROA
Model 4: DPR it = 0i + 1 LEV it + 2 EPS it + 3 P/E it + 4 CR it + u it
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Kết quả từ bảng 4.11 chỉ ra rằng ở mức ý nghĩa 5%, biến CR không có mối quan hệ thống kê đáng kể với tỷ lệ chi trả cổ tức, với giá trị Prob = 0.196, lớn hơn 0.05 Do đó, biến CR sẽ được loại khỏi mô hình tiếp theo.
Trước khi loại biến CR, tác giả kiểm định sự không cần thiết của biến CR này Kết quả kiểm định như sau:
Dependent Variable: DPR Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Bảng 4.12: Bảng kết quả kiểm định biến không cần thiết CR
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Từ bảng 4.12 tác giả thấy Prob F(1,395) = 0.191 > 0.05 Nên biến CR không cần thiết trong mô hình
Tiếp tục loại biến CR kết quả mô hình hồi quy như bảng 4.13
4.3.3 Mô hình hồi quy giới hạn
Sau khi loại biến CR, mô hình hồi quy giới hạn được xác định như sau:
Bảng 4.13: Bảng kết quả hồi quy giới hạn
Model 5: DPR it = 0i + 1 LEV it + 2 EPS it + 3 P/E it + u it
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Kết quả từ bảng 4.13 chỉ ra rằng ở mức ý nghĩa 5%, các biến LEV, P/E và EPS đều có giá trị Prob(t-Statistic) nhỏ hơn 5%, cho thấy chúng có mối quan hệ thống kê có ý nghĩa với tỷ lệ chi trả cổ tức (DPR) Cụ thể, các biến LEV và EPS có mối tương quan tích cực với DPR, nghĩa là đòn bẩy tài chính và thu nhập trên mỗi cổ phiếu đều tác động cùng chiều đến tỷ lệ chi trả cổ tức, trong khi đó, rủi ro lại có tác động nghịch chiều.
Tác giả kết luận rằng các công ty có đòn bẩy tài chính cao, thu nhập trên mỗi cổ phiếu cao và rủi ro thấp thường có tỷ lệ chi trả cổ tức cao hơn so với các công ty có đòn bẩy tài chính thấp, thu nhập trên mỗi cổ phiếu thấp và rủi ro cao.
Dependent Variable: DPR Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Kết quả hồi quy cho thấy rằng các công ty có tỷ lệ chi trả cổ tức cao thường sở hữu đặc điểm tài chính vững mạnh, bao gồm đòn bẩy tài chính cao, mức độ rủi ro thấp và thu nhập trên mỗi cổ phiếu cao Thống kê F (Prob) đạt 0.000 và chỉ số Durbin-Watson là 1.341, cho thấy tính chính xác và độ tin cậy của mô hình.
Như vậy, từ bảng 4.13, tác giả xác định được mô hình hồi quy giới hạn như sau:
Dựa trên kết quả thu được, tác giả thực hiện kiểm định để xác định sự phù hợp của mô hình, đồng thời kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai thay đổi và tự tương quan.
4.3.4 Kiểm định sự phù hợp của mô hình, hiện tượng đa cộng tuyến, hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan
Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy
Bảng 4.14: Mô hình tóm tắt thông tin
Mô hình hồi quy giới hạn có hệ số xác định R² hiệu chỉnh là 55.1%, cho thấy mức độ phù hợp của mô hình đạt 55.1% Với Prob(F-statistic) = 0.000 < 0.05, ba biến độc lập LEV, EPS và P/E giải thích được 55.1% sự thay đổi của biến phụ thuộc, đồng thời khẳng định mô hình có ý nghĩa thống kê.
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Kết quả mô hình hồi quy thực nghiệm
Mô hình hồi quy tổng thể:
DPR it = 0i + 1 LTA it + 2 LEV it + 3 ROA it + 4 ROE it + 5 EPS it + 6 P/E it + 7 CR it + u it
Tác giả áp dụng kiểm định Likelihook Ratio để xác định xem nên sử dụng phương pháp bình phương bé nhất (OLS) hay phương pháp hồi quy dữ liệu bảng với mô hình ảnh hưởng cố định (FEM).
Bảng 4.3: Bảng kết quả kiểm định Likelihook Ratio
Redundant Fixed Effects Tests Equation: Untitled
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Từ kết quả kiểm định bảng 4.3, Prob =0.0013 < 0.05 nên sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng mô hình FEM ước lượng hiệu quả hơn phương pháp OLS
Bảng 4.4: Bảng kết quả kiểm định Hausman Test
Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: Untitled
Test cross-section random effects
Test Summary Chi-Sq Statistic Chi-Sq d.f Prob
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Từ kết quả kiểm định bảng 4.4, Prob =0.186 > 0.05 nên sử dụng mô hình REM ước lượng hiệu quả hơn mô hình FEM
Dựa trên các kết quả kiểm định, tác giả đã chọn phương pháp hồi quy dữ liệu bảng với mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) để ước lượng mô hình nghiên cứu.
4.3.2 Ước lượng mô hình hồi quy tổng thể
DPR it = 0i + 1 LTA it + 2 LEV it + 3 ROA it + 4 ROE it + 5 EPS it + 6 P/E it + 7 CR it + u it
Số liệu sau khi được thu thập và xử lý đưa vào mô hình hồi quy tổng thể
Sử dụng phần mềm Eviews 6.0, chúng tôi đã tiến hành chạy mô hình hồi quy tổng thể từ năm 2009 đến năm 2012 theo phương pháp hồi quy dữ liệu bảng với mô hình REM Kết quả hồi quy cho thấy
Bảng 4.5: Bảng kết quả hồi quy tổng thể
Model 1: DPR it = 0i + 1 LTA it + 2 LEV it + 3 ROA it + 4 ROE it + 5 EPS it + 6 P/E it + 7 CR it + u it
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Kết quả từ bảng 4.5 chỉ ra rằng, tại mức ý nghĩa 5%, các biến LTA, ROE, ROA, CR và EPS không có mối quan hệ thống kê đáng kể với tỷ lệ chi trả cổ tức, do giá trị Prob lớn hơn 0.05.
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Trước khi loại biến LTA, tác giả kiểm định sự không cần thiết của biến LTA này Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 4.6: Bảng kết quả kiểm định biến không cần thiết LTA
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Từ bảng 4.6 tác giả thấy Prob F(1,392) =0.675>0.05 Nên biến LTA không cần thiết trong mô hình
Loại biến LTA, kết quả hồi quy như sau:
Redundant Variables: LTA F-statistic 0.176 Prob F(1,392) 0.675
Bảng 4.7: Bảng kết quả hồi quy đã loại biến LTA
Model 2: DPR it = 0i + 1 LEV it + 2 ROA it + 3 ROE it + 4 EPS it + 5 P/E it + 6 CR it + u it
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Kết quả ở bảng 4.7 cho thấy với mức ý nghĩa 5% thì các biến ROE, ROA,
CR và EPS không có mối quan hệ thống kê đáng kể với tỷ lệ chi trả cổ tức, với giá trị Prob > 0.05 Biến ROE cũng có giá trị Prob = 0.542, lớn hơn 0.05, do đó biến này sẽ được loại khỏi mô hình.
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Bảng 4.8: Bảng kết quả kiểm định biến không cần thiết ROE
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Từ bảng 4.8 tác giả thấy Prob F(1,393) = 0.538 > 0.05 Nên biến ROE không cần thiết trong mô hình
Tiếp tục loại biến ROE kết quả mô hình hồi quy như sau:
Bảng 4.9: Bảng kết quả hồi quy đã loại biến ROE
Model 3: DPR it = 0i + 1 LEV it + 2 ROA it + 3 EPS it + 4 P/E it + 5 CR it + u it
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Kết quả từ bảng 4.9 chỉ ra rằng với mức ý nghĩa 5%, các biến ROA, CR và EPS không có mối quan hệ thống kê đáng kể với tỷ lệ chi trả cổ tức, do giá trị Prob lớn hơn 0.05 Cụ thể, biến ROA có giá trị Prob = 0.504, vì vậy nó sẽ được loại khỏi mô hình tiếp theo.
Trước khi loại biến ROA, tác giả kiểm định sự không cần thiết của biến ROA này Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 4.10: Bảng kết quả kiểm định biến không cần thiết ROA
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Từ bảng 4.10 tác giả thấy Prob F(1,394) = 0.499 > 0.05 Nên biến ROA không cần thiết trong mô hình
Tiếp tục loại biến ROA kết quả mô hình hồi quy như sau:
Bảng 4.11: Bảng kết quả hồi quy đã loại biến ROA
Model 4: DPR it = 0i + 1 LEV it + 2 EPS it + 3 P/E it + 4 CR it + u it
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Kết quả từ bảng 4.11 cho thấy rằng ở mức ý nghĩa 5%, biến CR không có mối quan hệ thống kê đáng kể với tỷ lệ chi trả cổ tức, với giá trị Prob = 0.196, lớn hơn 0.05 Do đó, biến CR sẽ bị loại khỏi mô hình.
Trước khi loại biến CR, tác giả kiểm định sự không cần thiết của biến CR này Kết quả kiểm định như sau:
Dependent Variable: DPR Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Bảng 4.12: Bảng kết quả kiểm định biến không cần thiết CR
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Từ bảng 4.12 tác giả thấy Prob F(1,395) = 0.191 > 0.05 Nên biến CR không cần thiết trong mô hình
Tiếp tục loại biến CR kết quả mô hình hồi quy như bảng 4.13
4.3.3 Mô hình hồi quy giới hạn
Sau khi loại biến CR, mô hình hồi quy giới hạn được xác định như sau:
Bảng 4.13: Bảng kết quả hồi quy giới hạn
Model 5: DPR it = 0i + 1 LEV it + 2 EPS it + 3 P/E it + u it
(Nguồn: tác giả tính toán từ phần mềm Eview)
Kết quả từ bảng 4.13 chỉ ra rằng, với mức ý nghĩa 5%, các biến LEV, P/E và EPS đều có giá trị Prob(t-Statistic) nhỏ hơn 5%, cho thấy chúng có mối quan hệ thống kê có ý nghĩa với tỷ lệ chi trả cổ tức (DPR) Cụ thể, các biến LEV và EPS có mối tương quan dương với DPR, nghĩa là đòn bẩy tài chính và thu nhập trên mỗi cổ phiếu đều tác động tích cực đến tỷ lệ chi trả cổ tức, trong khi rủi ro lại có tác động ngược chiều.
Tác giả kết luận rằng các công ty có đòn bẩy tài chính cao, thu nhập trên mỗi cổ phiếu cao và rủi ro thấp thường có tỷ lệ chi trả cổ tức cao hơn so với những công ty có đòn bẩy tài chính thấp, thu nhập trên mỗi cổ phiếu thấp và rủi ro cao.
Dependent Variable: DPR Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Kết quả hồi quy cho thấy rằng các công ty chi trả cổ tức cao thường sở hữu đặc điểm đòn bẩy tài chính lớn, ít rủi ro và có thu nhập trên mỗi cổ phiếu cao Thống kê F có xác suất 0.000 và chỉ số Durbin-Watson là 1.341.
Như vậy, từ bảng 4.13, tác giả xác định được mô hình hồi quy giới hạn như sau:
Tác giả đã tiến hành kiểm định sự phù hợp của mô hình, đồng thời kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan dựa trên kết quả thu được.
4.3.4 Kiểm định sự phù hợp của mô hình, hiện tượng đa cộng tuyến, hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan
Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy
Bảng 4.14: Mô hình tóm tắt thông tin
Kết luận chung về kết quả nghiên cứu
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 4.2 cho thấy ma trận tương quan giữa các biến độc lập (LEV, EPS, P/E) trong mô hình hồi quy giới hạn, với các hệ số tương quan đều nhỏ hơn 0.8 Điều này chứng tỏ không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình.
Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi
Trong nghiên cứu này, tác giả đã sử dụng dữ liệu bảng (panel data) và tiến hành xử lý trên phần mềm Eviews 6.0 Mặc dù Eviews không hỗ trợ chức năng kiểm định White, phần mềm đã tự động xử lý hiện tượng phương sai thay đổi của nhiễu trong mô hình hồi quy dữ liệu bảng.
Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Hệ số Durbin-Watson (DW) trong bảng 4.13 cho thấy giá trị DW = 1.341, gần đạt 2 và nằm trong khoảng từ 1 đến 3, điều này chỉ ra rằng mô hình không xảy ra hiện tượng tự tương quan.
4.4 Kết luận chung từ kết quả nghiên cứu 4.4.1 Kết luận từ thống kê mô tả các biến
Theo bảng 4.1, các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2009-2012 có tỷ lệ chi trả cổ tức trung bình đạt 54.3% Trong tổng số 400 quan sát, 50% có tỷ lệ chi trả cổ tức dưới 40%, trong khi 50% còn lại có tỷ lệ chi trả cổ tức lớn hơn hoặc bằng 40%.
Giá trị logarit trung bình của tổng tài sản trong 400 quan sát là 8.878 Trong số đó, 50% quan sát có logarit tổng tài sản thấp hơn 8.860, trong khi 50% còn lại có logarit tổng tài sản từ 8.860 trở lên.
Tổng nợ trên tổng số vốn cổ phần trung bình của 400 quan sát đạt 1.833 Trong đó, 50% tổng số quan sát có tổng nợ trên tổng số vốn cổ phần thấp hơn 1.325, trong khi 50% còn lại có tổng nợ trên tổng số vốn cổ phần lớn hơn hoặc bằng 1.325.
Lợi nhuận ròng trên tổng tài sản trung bình của 400 quan sát đạt 7,9% Trong số này, 50% có lợi nhuận ròng trên tổng tài sản dưới 6%, trong khi 50% còn lại có lợi nhuận ròng trên tổng tài sản từ 6% trở lên.
Lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu trung bình đạt 16.6% Trong 400 quan sát, 50% có lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu thấp hơn 15%, trong khi 50% còn lại có lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu lớn hơn hoặc bằng 15%.
Tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập (P/E) trung bình của 400 quan sát là 7.721 Trong đó, 50% số quan sát có tỷ số P/E thấp hơn 4.485, trong khi 50% còn lại có tỷ số P/E lớn hơn hoặc bằng 4.485.
Tài sản ngắn hạn trên nợ ngắn hạn trung bình của 400 quan sát đạt 2.031 Trong số này, 50% quan sát có tỷ lệ tài sản ngắn hạn trên nợ ngắn hạn thấp hơn 1.495, trong khi 50% còn lại có tỷ lệ này lớn hơn hoặc bằng 1.495.
4.4.2 Kết luận từ mô hình hồi quy
Từ mô hình hồi quy:
Tác giả kết luận rằng tỷ lệ chi trả cổ tức chịu ảnh hưởng bởi các yếu tố như đòn bẩy tài chính (LEV), rủi ro P/E, và EPS Cụ thể, tỷ lệ nợ phải trả ngắn hạn và dài hạn so với tổng số vốn cổ phần, giá cổ phiếu so với thu nhập mỗi cổ phiếu, và thu nhập trên mỗi cổ phiếu đều đóng vai trò quan trọng trong việc xác định tỷ lệ chi trả cổ tức.
Nhân tố đòn bẩy tài chính có ảnh hưởng tích cực đến tỷ lệ chi trả cổ tức, với hệ số 1 = 0.126 Cụ thể, khi đòn bẩy tài chính tăng thêm 1 đơn vị, tỷ lệ chi trả cổ tức sẽ tăng 12,6% nếu các yếu tố khác giữ nguyên, và ngược lại.
Nhân tố EPS có ảnh hưởng tích cực đến tỷ lệ chi trả cổ tức, với hệ số 2 = 0.061 Cụ thể, khi EPS tăng thêm 1.000 đồng, tỷ lệ chi trả cổ tức sẽ tăng 6,1%, trong khi các yếu tố khác được giữ nguyên.
Nhân tố rủi ro, được đo bằng tỷ lệ giá cổ phiếu trên thu nhập mỗi cổ phiếu, có ảnh hưởng ngược chiều đến tỷ lệ chi trả cổ tức Cụ thể, khi rủi ro giảm 1 đơn vị, tỷ lệ chi trả cổ tức sẽ tăng 9.6% nếu các yếu tố khác không thay đổi, và trường hợp ngược lại cũng xảy ra.
Trong ba yếu tố ảnh hưởng đến tỷ lệ chi trả cổ tức, bao gồm đòn bẩy tài chính, rủi ro và thu nhập trên mỗi cổ phiếu, đòn bẩy tài chính được xác định là yếu tố có tác động mạnh nhất.