Luận văn thạc sĩ kinh tế cấu trúc sở hữu và hiệu quả hoạt động của các ngân hàng thương mại tại việt nam

40PHỤ LỤC Trang 7 CF : Dòng tiền DIV : Tỷ lệ chi trả cổ tức Cổ tức/ lợi nhuận mỗi cổ phần EPS : Thu nhập trên mỗi cổ phần Earning per share FORO : Tỷ lệ sở hữu của cổ đơng nước ngồi For

Lý thuyết về chính sách cổ tức

Những lập luận về chính sách cổ tức được bắt nguồn từ nghiên cứu của Modigliani và Miller (MM) năm 1961, hai tác giả cho rằng trong một thị trường vốn hoàn hảo (không có thuế, không có chi phí phát hành, chi phí giao dịch, chi phí thông tin) thì chính sách cổ tức không tác động đến giá trị doanh nghiệp vì phần cổ tức mà cổ đông nhận được bị bù trừ từ sự giảm giá trị mỗi cổ phần do doanh nghiệp phải phát hành thêm cổ phần mới để huy động vốn trong khi tài sản của doanh nghiệp không thay đổi nghĩa là chính sách cổ tức không ảnh hưởng đến quyền lợi của cổ đông

Tuy nhiên trên thực tế, cả cổ tức và lãi vốn đều bị đánh thuế, quá trình giao dịch hay phát hành đều tốn chi phí và các nhà đầu tư tham gia vào thị trường chứng khoán đều gặp phải tình trạng bất cân xứng thông tin nên chi phí cho thông tin là rất lớn Trên cơ sở này, nhiều nhà nghiên cứu đã không đồng tình với kết luận của MM khi cho rằng chính sách cổ tức có ảnh hưởng nhất định đến giá trị của doanh nghiệp Điển hình là tác giả Gordon (1963) cho rằng các nhà đầu tư thích được chi trả cổ tức bằng tiền hơn là kỳ vọng một sự gia tăng trong lãi vốn do sự tiềm ẩn nhiều rủi ro ở tương lai

Jensen và Meckling (1976) đã kết luận rằng tỷ lệ sở hữu của nhà quản lý có ảnh hưởng đến chính sách cổ tức của doanh nghiệp còn Miller và Schole (1976) thì cho rằng sự khác biệt về lãi suất đánh trên cổ tức và lãi vốn tạo nên sự khác biệt trong chính sách chi trả cổ tức của doanh nghiệp nhằm thỏa mãn lợi ích của cổ đông

Black và Scholes (1974) cho rằng chính sách cổ tức cũng ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp và các nhà quản trị khi quyết định chính sách cổ tức cần quan tâm đến mong muốn và lợi ích của cổ đông, các lợi ích này bao gồm: việc chi trả cổ tức

Luận văn thạc sĩ KT là có lợi cho những cổ đông đang cần thu nhập và giúp họ không phải bán đi cổ phiếu đang sở hữu và phải chịu chi phí giao dịch, giúp cổ đông đánh giá được rủi ro của công ty từ đó giúp giảm bớt phần nào sự bất cân xứng thông tin giữa cổ đông và các nhà quản lý.

Lý thuyết đại diện (Agency Theory)

Tác động của cấu trúc sở hữu đến chính sách chi trả cổ tức của doanh nghiệp bắt nguồn từ lý thuyết về mâu thuẫn đại diện tồn tại trong những doanh nghiệp có sự tách bạch về quyền quản lý và quyền sở hữu

Theo Jensen (1986), các nhà quản lý doanh nghiệp có xu hướng chuyển các nguồn lực của doanh nghiệp để phục vụ cho lợi ích riêng của họ thay vì cho lợi ích của toàn bộ cổ đông và điều này làm phát sinh mâu thuẫn đại diện giữa nhà quản lý và cổ đông Vì lý do này, các nhà quản lý sẽ ưa thích một mức lợi nhuận giữ lại cao thay vì chi trả cổ tức từ đó tăng sự kiểm soát của họ đối với nguồn lực của doanh nghiệp Một khi nắm giữ dòng tiền lớn, các nhà quản lý sẽ có xu hướng tìm cách chi tiêu nó và có thể sẽ dễ dàng chấp nhận những dự án không sinh lợi, thậm chí là những dự có có giá trị hiện tại ròng (NAV) âm (Opler, 1999); Điều này sẽ đẩy toàn bộ rủi ro cho cổ đông gánh chịu

Chính sách cổ tức không chỉ giúp làm giảm bớt mâu thuẫn đại diện mà còn có thể cung cấp thông tin để cổ đông có thể đánh giá hoạt động của doanh nghiệp (Arshad, Akram, Amjad, Usman (2013)) Một tỷ lệ chi trả cổ tức cao sẽ làm giảm dòng tiền tự do của doanh nghiệp từ đó làm giảm sự kiểm soát của nhà quản lý đối với nguồn lực của doanh nghiệp và buộc các nhà quản lý phải tìm kiếm những nguồn vốn khác từ bên ngoài để tài trợ cho các quyết định đầu tư, khi đó họ sẽ phải chịu sự giám sát chặt chẽ từ thị trường vốn (Rozeff, 1982)

Nghiên cứu thực nghiệm của Souza năm 1999 trên mẫu gồm 394 công ty tại

Mỹ trong giai đoạn từ 1995 đến 1997 đã chỉ ra mối quan hệ ngược chiều giữa chi phí đại diện và tỷ lệ chi trả cổ tức của doanh nghiệp

Luận văn thạc sĩ KT

Câu hỏi đặt ra là tác động nào làm cho các nhà quản lý đồng ý một tỷ lệ chi trả cổ tức cao khi mà họ luôn muốn giữ lại phần dòng tiền thặng dư (Firth, Gao, Shen, Zhang (2016))

La Porta & cộng sự (2000b) cho rằng các nhà đầu tư nhỏ khó lòng có tiếng nói đủ lớn để gây ảnh hưởng đến các quyết định của nhà quản lý, đặc biệt là trong môi trường tồn tại sự bất cân xứng thông tin ở mức độ cao và sự bảo vệ nhà đầu tư nhỏ lẻ của cơ quan quản lý thị trường còn kém Một cách để giải quyết vấn đề này là phải có sự hiện diện của các nhà đầu tư tổ chức vì họ có thể gây ảnh hưởng đến các quyết định của nhà quản lý, một trong số đó là những quyết định liên quan đến cổ tức (Short & cộng sự., 2002; Smith, 1996.)

2.1.3 Lý thuyết phát tín hiệu (Signaling Theory)

Năm 1979, Bhattacharya đã đưa ra lập luận về tác động phát tín hiệu của chính sách cổ tức Tác giả này cho rằng cổ tức mang tín hiệu thông tin mà nhà quản lý muốn truyền tải tới cổ đông khi mà hiện tượng bất cân xứng thông tin làm cho lượng thông tin mà cổ đông nắm giữ là rất ít

Chính vì vậy, chính sách cổ tức có thể giúp giảm bớt sự bất cân xứng thông tin bằng việc cung cấp cho cổ đông những thông tin hữu ích về nội bộ doanh nghiệp và triển vọng phát triển trong tương lai của doanh nghiệp (Miller & Rock, 1985.)

2.1.4 Hiệu ứng nhóm khách hàng (Clientele effect)

Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra rằng chính sách cổ tức của doanh nghiệp sẽ có xu hướng thu hút các nhóm cổ đông khác nhau tùy thuộc vào việc nhóm cổ đông đó ưa thích nhận suất sinh lời từ việc đầu tư vào cổ phiếu của doanh nghiệp bằng hình thức nào

Gorden (1962) đã chỉ ra rằng các cổ đông bên ngoài ưa thích được nhận phần lợi nhuận từ đầu tư vào cổ phiếu của doanh nghiệp thông qua cổ tức và ưa thích một tỷ lệ chi trả cổ tức cao Họ ưa thích thu nhập ở hiện tại hơn là phần lợi vốn ở tương lai mà không có gì đảm bảo là nó sẽ chắc chắn

Tổng quan các nghiên cứu trước đây:

Trên thế giới đã có nhiều nghiên cứu xem xét tác động của cấu trúc sở hữu đến chính sách cổ tức của doanh nghiệp; Đa phần các nghiên cứu này đều xem xét cấu trúc sở hữu thông qua các yếu tố: sở hữu nhà nước, sở hữu của cổ đông tổ chức, sở hữu của cổ đông nước ngoài, sở hữu của ban điều hành còn yếu tố chính sách chi trả cổ tức được xem xét thông qua tỷ lệ chi trả cổ tức (DIV) hoặc quyết định có chi trả cổ tức hay không, tuy nhiên các kết quả thu được là không thống nhất

2.2.1 Nghiên cứu về mối quan hệ giữa cổ đông tổ chức và chính sách cổ tức: Sheifer và Vishny (1986) lập luận rằng cổ đông tổ chức có xu hướng sẽ giám sát hoạt động và các quyết định của ban điều hành, điều này giúp giải quyết được vấn đề về “người ăn theo” (free – rider) khi mà các cổ đông cá nhân sẽ không có đủ tiếng nói và quyền lực Một khi có sự giám sát một cách chủ động và tích cực từ phía các cổ đông tổ chức, ban điều hành sẽ không bị đi chệch khỏi mục tiêu của tất cả các doanh nghiệp là mang lại lợi ích cho cổ đông của họ Về phía cổ đông tổ chức, họ sẽ nhận thấy sự khó khăn nếu muốn bán một lượng lớn cổ phiếu đang nắm giữ mà không làm cho giá cổ phiếu bị giảm mạnh, do vậy họ sẽ lựa chọn cách giám sát hoạt động của doanh nghiêp để mang lại một sự gia tăng trong giá cổ phiếu hơn là bán cổ phiếu và chịu lỗ Điều này có nghĩa cổ đông tổ chức sẽ có ảnh hưởng lớn đến các quyết định tài chính của doanh nghiệp mà một trong số đó là quyết định về chi trả cổ tức Điều này cũng hàm ý, thông qua việc giám sát hoạt động của doanh nghiệp, cổ đông tổ chức sẽ giúp làm giảm bớt chi phí đại diện và từ đó họ sẽ không có động cơ để yêu cầu một mức chi trả cổ tức cao như một công cụ giảm bớt chi phí đại diện

Trên thực tế cũng đã có nghiều nghiên cứu thực nghiệm kiểm tra mối quan hệ giữa sở hữu của cổ đông tổ chức và tỷ lệ chi trả cổ tức

Nghiên cứu của Mahmoud Al và Nawaiseh thực hiện vào năm 2013 nhằm xem xét tác động của cấu trúc sở hữu đến chính sách cổ tức của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Amman (ASE) thông qua bộ dữ liệu gồm 62 doanh nghiệp trong giai đoạn từ 2000 đến 2006 bằng phân tích Tobit và hồi quy OLS đã chỉ ra mối quan hệ cùng chiều khá lớn giữa cổ đông tổ chức và tỷ lệ chi trả cổ tức

Firth, Gao, Shen, Zhang (2016) đã thực hiện nghiên cứu mối quan hệ giữa cổ đông tổ chức và chính sách cổ tức tiền mặt của doanh nghiệp: Bằng chứng thực nghiệm tại Trung Quốc Các tác giả này sử dụng tỷ lệ sở hữu quỹ đầu tư và BIS (ngân hàng, bảo hiểm, công ty chứng khoán) để đại diện cho sở hữu tổ chức và tỷ lệ chi trả cổ tức (DIV) để đại diện cho chính sách cổ tức Bằng mô hình ước lượng hiệu ứng cố định (FEM) và thực hiện kiểm soát các yếu tố: dòng tiền tự do (FCF), quy mô doanh nghiệp, sở hữu của ban điều hành, tốc độ tăng trưởng doanh thu thuần, tỷ lệ nợ, lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA), độ biến thiên giá cổ phiếu trong năm, sở hữu nhà nước, sự tập trung quyền sở hữu; Kết quả nghiên cứu này cho thấy mối quan hệ đồng biến giữa sở hữu của quỹ đầu tư và tỷ lệ chi trả cổ tức trong khi tỷ lệ sở hữu của BIS không có ý nghĩa thống kê Giải thích cho kết quả này, các tác giả lập luận rằng, cổ đông tổ chức mong muốn một tỷ lệ chi trả cổ tức cao nhằm hạn chế việc dòng tiền của doanh nghiệp sẽ bị lãng phí vào những hoạt động không hiệu quả

Kết quả này cũng được ủng hộ bới nghiên cứu của Fida và cộng sự (2012) trong nghiên cứu về tác động của cấu trúc sở hữu đến chính sách cổ tức ở các thị trường mới nổi, bằng phương pháp hồi quy đa biến nghiên cứu này đã cho thấy mối quan hệ đồng biến giữa sở hữu của cổ đông tổ chức và tỷ lệ chi trả cổ tức

Biến độc lập và các giả thuyết nghiên cứu

Sở hữu của cổ đông tổ chức (LPO t )

Được tính bằng tỷ lệ sở hữu cổ phần có quyền biểu quyết của cổ đông tổ chức trong nước (không tính cổ đông nhà nước) vào thời điểm cuối năm t

Về mặt lý thuyết, mối quan hệ giữa sở hữu của cổ đông tổ chức và chính sách cổ tức có thể được lý giải đựa trên lý thuyết đại diện hoặc lý thuyết phát tín hiệu;

Bên cạnh đó, như đã trình bày ở phần các nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu của cổ đông tổ chức và chính sách cổ tức của doanh nghiệp, kết quả từ các nghiên cứu này là không thống nhất Cụ thể, một số nghiên cứu trước đây đã chỉ ra một mối quan hệ đồng biến giữa cổ đông tổ chức và tỷ lệ chi trả cổ tức như: Mahmoud Al và Nawaiseh (2013), Fida & cộng sự (2012) trong khi cũng có khá nhiều nghiên cứu cho thấy một kết quả ngược lại như nghiên cứu của Al Shubiri & cộng sự (2010) và cũng có những nghiên cứu cho thấy không có mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu của cổ đông tổ chức và chính sách cổ tức như nghiên cứu của Trần Thị Hải

Lý, Đỗ Thị Bảy (2015) Vì vậy, tác giả chưa thể đưa ra kỳ vọng về mối quan hệ này, thay vào đó giả thuyết được kiểm định sẽ là:

Giả thuyết 1: Không có mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu của cổ đông tổ chức và tỷ lệ chi trả cổ tức/ quyết định chi trả cổ tức tiền mặt

Sở hữu nhà nước (STATE t )

Được tính bằng tỷ lệ sở hữu cổ phần có biểu quyết của cổ đông nhà nước vào cuối năm t

Giống với bối cảnh tại Trung Quốc, Việt Nam hiện nay có rất nhiều doanh nghiệp có sở hữu nhà nước cũng như có nguồn gốc từ doanh nghiệp nhà nước Với sự “hậu thuẫn” to lớn, các doanh nghiệp này đa số đều không phải gặp phải nhiều ràng buộc về mặt tài chính như các doanh nghiệp tư nhân khác, họ có thể dễ dàng đi vay, đặc biệt là vay tại các ngân hàng có sở hữu của nhà nước để tài trợ cho các quyết định đầu tư, điều này có nghĩa họ cũng không có nhiều động cơ để giữ lại nhiều lợi nhuận mà không chi trả cổ tức cho cổ đông

Hơn nữa, với lộ trình thoái vốn của Chính phủ thì việc chi trả cổ tức ở mức hấp dẫn là khá thuận tiện và còn có tác dụng thu hút các nhà đầu tư khác tham gia đầu tư vào doanh nghiệp (Trần Thị Hải Lý & Đỗ Thị bảy 2015)

Từ những lập luận trên và kết quả từ các nghiên cứu trước đây như đã trình bày, tác giả kỳ vọng một mối quan hệ đồng biến giữa tỷ lệ sở hữu của nhà nước và tỷ lệ chi trả cổ tức

Giả thuyết 2: Sở hữu nhà nước có tác động cùng chiều đến tỷ lệ chi trả cổ tức/ quyết định chi trả cổ tức tiền mặt

Sở hữu của nhà cổ đông nước ngoài (FORO t )

Được tính bằng tỷ lệ sở hữu của tất cả cổ đông nước ngoài vào cuối năm t

Sau khi tiến hành thu thập dữ liệu tác giả nhận thấy tỷ lệ sở hữu của cổ đông nước ngoài tại các doanh nghiệp niêm yết trong giai đoạn này là không nhiều, một phần vì quy định sở hữu tối đa đối với cổ đông nước ngoài tại các doanh nghiệp niêm yết là 49% Với tỷ lệ sở hữu tương đối thấp và trong một môi trường mà độ minh bạch về thông tin còn chưa cao đi kèm với nhiều rắc rối về mặt pháp lý do những quy định không nhất quán từ các cơ quan quản lý mà có thể nhà đầu tư nước ngoài sẽ không có nhiều động cơ đối với việc giám sát hoạt động của ban điều hành, nếu có đi chăng nữa thì chi phí phải bỏ ra để làm điều này là rất tốn kém

Hơn nữa, đa phần các nhà đầu tư nước ngoài không tham gia vào ban điều hành hay hội đồng quản trị của doanh nghiệp, nghĩa là họ có thể chỉ tham gia thị trường với tư cách là một nhà đầu tư đi tìm kiếm lợi nhuận và rất có thể cũng ưa thích một tỷ lệ chi trả cổ tức cao

Dựa vào lập luận trên và kết quả từ các nghiên cứu trước đây như đã trình bày, tác giả kỳ vọng một mối quan hệ tỷ lệ thuận giữa tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài và tỷ lệ chi trả cổ tức

Giả thuyết 3: Sở hữu của cổ đông nước ngoài có tác động cùng chiều đến tỷ lệ chi trả cổ tức

Sở hữu của ban điều hành (MAO t )

Ban điều hành bao gồm các thành viên trong Ban giám đốc được liệt kê trong Báo cáo thường niên của công ty

Tỷ lệ sở hữu của ban điều hành được tính bằng tổng tỷ lệ sở hữu cá nhân cổ phần biểu quyết của tất cả các thành viên trong ban điều hành vào cuối năm t

Theo lý thuyết đại diện, không giống như các thành viên trong hội đồng quản trị các thành viên trong ban điều hành (những người trực tiếp đưa ra các quyết định quan trọng của công ty) thường có xu hướng sử dụng nguồn lực của doanh nghiệp để phục vụ cho mục đích riêng; Do vậy ban điều hành có khả năng yêu thích việc giữ lại dòng tiền thặng dư và hạn chế chi trả cổ tức

Một số nghiên cứu trước đây đã kiểm chứng mối quan hệ này và cho thấy kết quả về tác động ngược chiều giữa tỷ lệ sở hữu của ban điều hành và tỷ lệ chi trả cổ tức Nghiên cứu của Eckbo & Verma (1994) cho thấy cổ tức tiền mặt giảm khi tỷ lệ sở hữu của ban điều hành tăng và tại các công ty mà ban điều hành nắm giữ quyền kiểm soát thì cổ tức tiền mặt là bằng 0 Kết quả này được ủng hộ bởi một số nghiên cứu khác như: Jensen (1986), Fida & cộng sự (2012); Firth, Gao, Shen, Zhang (2016); Dựa trên những cơ sở này tác giả kỳ vọng một mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ sở hữu của ban điều hành và tỷ lệ chi trả cổ tức

Giả thuyết 4: Sở hữu của ban điều hành có tác động ngược chiều đến tỷ lệ chi trả cổ tức.

Biến phụ thuộc

Tỷ lệ chi trả cổ tức (DIV)

Tương tự như hai tác giả Adjaoud và Ben Amar (2010) trong đó xem xét chính sách cổ tức thông qua tỷ lệ chi trả được tính bằng tổng cổ tức tiền mặt năm t chia cho lợi nhuận ròng năm t; Tác giả sử dụng biến tỷ lệ chi trả cổ tức (DIV) để đánh giá chính sách cổ tức của doanh nghiệp, biến này được đo lường bằng công thức

Lợi nhuận trên mỗi cổ phần (EPS)

DIV được dùng để đánh giá mức chi trả cổ tức của doanh nghiệp là cao hay thấp

Quyết định chi trả cổ tức (DIVDM)

Quyết định chi trả cổ tức được đánh giá thông qua biến giả DIVDM, biến này nhận giá trị 1 khi doanh nghiệp có chi trả cổ tức bằng tiền mặt và bằng 0 khi doanh nghiệp không chi trả cổ tức bằng tiền mặt

Biến kiểm soát

Tác giả sử dụng các biến:

- Quy mô doanh nghiệp (SIZE): được tính bằng cách lấy logarit tự nhiên của tổng tài sản cuối năm t Biến này được đưa vào mô hình để kiểm soát hiệu ứng về quy mô

- Dòng tiền (CF): đại diện cho khả năng thanh khoản, được đo lường bằng cách lấy logarit tự nhiên của chỉ tiêu tiền và tương đương tiền cuối năm t trong báo cáo lưu chuyển tiền tệ Doanh nghiệp chỉ có thể chi trả cổ tức khi có dòng tiền thặng dự, chính vì vậy, tác giả kỳ vòng một mối quan hệ đồng biến giữa dòng tiền và tỷ lệ chi trả cổ tức

- Tỷ lệ nợ (LEVE): đo lường bằng tổng nợ chia tổng tài sản Vì nợ và cổ tức đều làm giảm dòng tiền nên có thể giải quyết được vấn đề về mâu thuẫn đại diện Vì vậy, tác giả kỳ vọng một tương quan âm giữa tỷ lệ nợ và tỷ lệ chi trả cổ tức

- Lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA): vì cổ tức được chi trả từ lợi nhuận hiện tại và lợi nhuận giữ lại nên tác giả kỳ vọng một mối quan hệ đồng biến giữa ROA và tỷ lệ chi trả cổ tức

- Tỷ lệ chi trả cổ tức năm trước (DIVit-1): được tính bằng DIV của năm liền trước năm t Vì các doanh nghiệp có xu hướng giữ một chính sách chi trả cổ tức ổn định nên tác giả kỳ vọng một mối quan hệ đồng biến giữa tỷ lệ chi trả cổ tức năm trước và tỷ lệ chi trả cổ tức

- Quyết định chi trả cổ tức năm trước (DIVDMit-1): nhận giá trị bằng 0 nếu năm liền trước doanh nghiệp không chi trả cổ tức và nhận giá trị 1 nếu năm liền trước doanh nghiệp có chi trả cổ tức

Việc đưa biến trễ của biến phụ thuộc là: Tỷ lệ chi trả cổ tức năm trước (DIVit- 1): và Quyết định chi trả cổ tức năm trước (DIVDMit-1) vào mô hình được dựa trên

Luận văn thạc sĩ KT đề xuất của Baker và cộng sự (2007) về việc doanh nghiệp có xu hướng quyết định chính sách cổ tức dựa trên chính sách cổ tức của năm trước nhằm tránh các thay đổi đột ngột có thể gây hoang mang cho cổ đông

Bảng 3.1: Tổng hợp các biến

Biến Viết tắt Công thức tính

Tỷ lệ chi trả cổ tức DIV

Cổ tức trên mỗi cổ phần/ lợi nhuận trên mỗi cổ phần (Earning Per Share –EPS)

Quyết định chi trả cổ tức DIVDM

= 0 nếu không chi trả cổ tức và =1 nếu doanh nghiệp có chi trả cổ tức

Sở hữu của cổ đông tổ chức LPO

Tổng số cổ phần có quyền biểu quyết của cổ đông tổ chức/ Tổng số cổ phần đang lưu hành

Sở hữu của nhà nước STATE

Tổng số cổ phần có quyền biểu quyết của cổ đông nhà nước/ Tổng số cổ phần đang lưu hành

Sở hữu của cổ đông nước ngoài FORO

Tổng số cổ phần có quyền biểu quyết của cổ đông nước ngoài/ Tổng số cổ phần đang lưu hành

Sở hữu của ban điều hành MAO

Tổng số cổ phần có quyền biểu quyết của các thành viên trong ban điều hành/ Tổng số cổ phần đang lưu hành

Quy mô công ty SIZE Logarit của tổng tài sản

Dòng tiền CF Logarit của tiền và tương đương tiền

Tỷ lệ nợ LEVE Tổng nợ/ Tổng tài sản

Lợi nhuận trên tổng tài sản ROA Lợi nhuận/ Tổng tài sản

Quyết định chi trả cổ tức năm trước DIVDMt-1

=0 nếu năm liền trước doanh nghiệp không chi trả cổ tức và =1 nếu năm liền trước doanh nghiệp có chi trả cổ tức

Tỷ lệ chi trả cổ tức năm t-1 DIVit-1 DIV của năm t-1

(Nguồn: tác giả tổng hợp)

Mô hình nghiên cứu đề xuất

Với mục tiêu nghiên cứu tác động của cấu trúc sở hữu đến chính sách chi trả cổ tức của doanh nghiệp, tác giả nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố thuộc cấu trúc sở hữu đến tỷ lệ chi trả cổ tức (DIV) và quyết định chi trả cổ tức (DIVDM)

Mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và chính sách chi trả cổ tức được ước lượng thông qua 2 mô hình:

DIVit = α + β1(LPOit) + β2(STATEit) + β3(FOROit) + β4(MAOit) + β5(SIZEit) + β6(CFit) + β7(LEVEit) + β8(GROWTHit) + β9(ROAit) + β10(DIVit-1) + ui + εit

DIVDMit = α + β1(LPOit) + β2(STATEit) + β3(FOROit) + β4(MAOit) + β5(SIZEit) + β6(CFit) + β7(LEVEit) + β8(GROWTHit) + β9(ROAit) + β10(DIVDMit-1) + ui + εit

Mô hình 1 dùng để xem xét tác động của cấu trúc sở hữu đến tỷ lệ chi trả cổ tác còn mô hình 2 dùng để xem xét tác động của cấu trúc sở hữu đến quyết định chi trả cổ tức của doanh nghiệp

Các bước phân tích định lượng:

Bước 1: Thống kê mô tả dữ liệu

Thống kê mô tả là việc mô tả dữ liệu bằng các chỉ số thống kê cho các biến trong mô hình Việc sử dụng thống kê để tóm tắt và lập bảng, hình cho một tập dữ liệu để làm cho các đặc điểm chính của các biến biểu lộ gọn và rõ hơn Mục tiêu là

Luận văn thạc sĩ KT giúp cho người sử dụng dữ liệu có thể hệ thống hóa lại các con số nhằm có những hình dung ban đầu về bộ dữ liệu của mình Cụ thể phần này, tác giả sẽ thể hiện các chỉ số: giá trị trung bình (mean), độ lệch chuẩn (standard deviation), giá trị nhỏ nhất (min) và giá trị lớn nhất (max) của tất cả các biến trong mô hình

Bước 2: Phân tích tương quan giữa các biến trong mô hình

Phân tích tương quan giữa các biến bằng ma trận hệ số tương quan nhằm phát hiện dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến và tác giả sẽ có được những nhận xét, đánh giá ban đầu về ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc

Bước 3: Phân tích hồi quy đa biến bằng phương pháp Pooled OLS Đầu tiên tác giả thực hiện phân tích hồi quy đa biến Pooled OLS bằng phần mềm Stata phiên bản 12 nhằm kiểm tra tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc

Tuy nhiên, việc sử dụng mô hình này bỏ qua tính đặc trưng của từng công ty mà những đặc trưng này có thể ảnh hưởng đến tỷ lệ chi trả cổ tức ; Hơn nữa, giả định về hệ số chặn và hệ số góc là không đổi giữa các công ty và không thay đổi theo thời gian của mô hình này là khá phi thực tế ; Việc gộp tất cả các đặc trưng của từng doanh nghiệp vào sai số ngẫu nhiên dẫn đến khả năng rất cao là sai số ngẫu nhiên có thể tương quan một phần với biến độc lập làm cho ước lượng thu được bị chệch Vì vậy, mô hình này có thể sẽ làm mất đi hình ảnh thật về mối quan hệ giữa các biến của các đối tượng quan sát nên tác giả tiến hành tiếp bước 4

Bước 4: Phân tích hồi quy đa biến bằng mô hình tác động cố định (Fixed effects model-FEM) Để khắc phục những thiếu sót trong mô hình Pooled OLS, tác giả sử dụng mô hình FEM để tách các đặc trưng của từng doanh nghiệp ra khỏi các biến độc lập

Giả định hệ số chặn của từng công ty là không thay đổi theo thời gian

Bước 5: Kiểm định tính gộp của mô hình FEM

Kiểm định F (F-test) được sử dụng để kiểm định tính gộp của FEM

Nếu giá trị p-value nhỏ hơn 5% : kết luận FEM phù hợp hơn Pooled OLS

Bước 6 : Phân tích hồi quy đa biến bằng mô hình tác động ngẫu nhiên (Random Effects Model –REM)

Mô hình hồi quy được viết dưới dạng :

Bước 6: Kiểm định sự phù hợp của phương pháp FEM/REM

Hausman Test (1978) được thực hiện để kiểm tra sự phù hợp của FEM và REM với cặp giả thuyết:

Giả thuyết H0: Không có mối tương quan giữa các thành phần sai số theo cá nhân εi và các biến độc lập: LPO, STATE, FORO và MAO

Giả thuyết H1: Có mối tương quan giữa các thành phần sai số theo cá nhân εi và các biến độc lập: LPO, STATE, FORO và MAO

Nếu giá trị p-value nhỏ hơn 5%: kết luận bác bỏ giả thuyết H0, mô hình FEM là phù hợp hơn REM

Bước 7: Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan

Hiện tượng phương sai thay đổi xảy ra khi phương sai trong mô hình ước lượng không còn là bé nhất; Cùng với hiện tượng tự tương quan sẽ làm cho kết quả thu được từ ước lượng hồi quy trở nên kém tin cậy

Bước 8: Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan bằng ước lượng bình phương bé nhất tổng quát

Sau cùng tác giả sử dụng mô hình được xem là phù hợp nhất để đánh giá mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và chính sách cổ tức của doanh nghiệp

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM Ở chương này, đầu tiên tác giả sẽ tiến hành thống kê mô tả biến, phân tích mối tương quan giữa các biến và thực hiện các phương pháp hồi quy để kiểm định mối quan hệ giữa cấu trúc sỡ hữu và tỷ lệ chi trả cổ tức, quyết định chi trả cổ tức Sau đó, tác giả sử dụng các kiểm định về tự tương quan và phương sai thay đổi

Bảng 4.1 trình bày thống kê mô tả của tất cả các biến trong mô hình bao gồm số lượng quan sát, giá trị trung bình, độ lệch chuẩn của các biến trong giai đoạn nghiên cứu từ 2011 – 2015:

Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến

Std Dev Độ lệch chuẩn

Min Giá trị nhỏ nhất

Max Giá trị lớn nhất

(Nguồn: tính toán từ bộ dữ liệu)

Giá trị trung bình của tỷ lệ chi trả cổ tức DIV là 14,75% với độ lệch chuẩn là 14,9%, giá trị nhỏ nhất là 0, giá trị lớn nhất là 0.85 Từ thông tin này, có thể đánh giá các doanh nghiệp trong mẫu chi trả cổ tức ở mức tương đối

Giá trị trung bình của biến giả quyết định chi trả cổ tức DIVDM rất cao là 75% với độ lệch chuẩn là 43%, điều này cho thấy phần đông các doanh nghiệp trong mẫu đều chia cổ tức

Giá trị trung bình của tỷ lệ sở hữu của cổ đông tổ chức là 20% với độ lệch chuẩn là 23.7%, giá trị nhỏ nhất là 0, giá trị lớn nhất lên rất cao là 94,9%; Có thể thấy tỷ lệ sở hữu của cổ đông tổ chức đối với các doanh nghiệp trong mẫu ở mức tương đối và sự khác biệt của chỉ tiêu này giữa các doanh nghiệp cũng khá lớn

Kết quả hồi quy Pooled Ordinary Least Square (Pooled OLS)

Để xem xét ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc, đầu tiên tác giả thực hiện ước lượng hồi quy bằng phương pháp Pooled OLS:

Bảng 4.4: Kết quả hồi quy theo OLS

Ghi chú: * , ** , *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% Các số trong ngoặc là chỉ số t-statistic

(Nguồn: tính toán của tác giả từ bộ dữ liệu)

Từ kết quả hồi quy OLS trên ta thấy:

Tỷ lệ sở hữu của cổ đông tổ chức có tác động nghịch biến đến tỷ lệ chi trả cổ tức nhưng lại có tác động đồng biến đến quyết định chi trả cổ tức của doanh nghiệp với hệ số tương quan lần lượt là -.0026634 và 0,0236794 nhưng lại không có ý nghĩa

Luận văn thạc sĩ KT thống kê, có nghĩa không tồn tại mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu của cổ đông tổ chức và tỷ lệ chi trả cổ tức.

Tỷ lệ sở hữu của nhà nước có tác động thuận chiều đến tỷ lệ chi trả cổ tức cũng như quyết định chi trả cổ tức với hệ số tương quan lần lượt là là 0,03293 ở mức ý nghĩa 10% và 0, 3594675 ở mức ý nghĩa 1% nghĩa là khi sở hữu nhà nước tăng lên 1% thì tỷ lệ chi trả cổ tức tăng lên 0,03% và khi sở hữu nhà nước tăng lên 1% mà khả năng mà doanh nghiệp sẽ đưa ra quyết định chi trả cổ tức tăng lên 0,359%; Kết quả này phù hợp với kỳ vọng ban đầu của tác giả

Tỷ lệ sở hữu của cổ đông nước ngoài có tác động thuận chiều đến tỷ lệ chi trả cổ tức cũng như quyết định chi trả cổ tức với hệ số tương quan lần lượt là 0,0868577 ở mức ý nghĩa 5% và 0,3200406 ở mức ý nghĩa 1%; Điều này có thể hiểu là khi tỷ lệ sở hữu của cổ đông nước ngoài tăng lên 1% thì tỷ lệ chi trả cổ tức tăng lên 0,0868% còn khả năng doanh nghiệp sẽ quyết định chi trả cổ tức tăng lên 0,32%, kết quả này cũng phù hợp với kỳ vọng ban đầu của tác giả

Ngoài ra thì các chỉ tiêu tổng tài sản, tỷ lệ nợ, lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA), tỷ lệ chi trả cổ tức năm liền trước và dòng tiền có tác động đồng biến đến tỷ lệ chi trả cổ tức ở mức ý nghĩa 1% trong khi biến tỷ lệ tăng trưởng lại không có ý nghĩa thống kê Tương tự, các chỉ tiêu tổng tài sản, tỷ lệ nợ, lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA), quyết định chi trả cổ tức năm liền trước và dòng tiền cũng có tác động đồng biến đến quyết định chi trả cổ tức.

Phương pháp OLS cho kết quả sơ bộ nhất về mối quan hệ giữa các biến Để đánh giá liệu rằng phương pháp hồi quy OLS đã cho kết quả phù hợp hay chưa, tác giả tiến hành kiểm định F-test

Kiểm định F-test: thể hiện mức ý nghĩa của hiệu ứng cố định được tạo ra từ tập hợp các yếu tố đặc trưng của doanh nghiệp với cặp giả thuyết

Giả thuyết H0: không có tác động do đặc trưng của các doanh nghiệp gây ra Giả thuyết H1 : có có tác động do đặc trưng của các doanh nghiệp gây ra

Nếu giả thuyết H0 bị bác bỏ nghĩa là phương pháp OLS là không thích hợp, nên sử dụng các phương pháp khác như mô hình tác động ngẫu nhiên REM (Random Effects Model) hoặc tác động cố định FEM (Fixed Effects Model)

Nếu F < F-statistic: Chấp nhận giả thuyết H0 hay nói cách khác nên sử dụng mô hình Pooled OLS

Nếu F > F-statistic: Bác bỏ giả thuyết H0 hay nói cách khác nên sử dụng mô hình FEM/REM

Dựa vào kết quả hồi quy của phương pháp FEM, ta thấy các giá trị Prob>F của kiểm định F ở cuối bảng hồi quy bằng 0.0000 Do đó ta bác bỏ H0, tức là có sự khác biệt giữa các công ty, vì vậy nên sử dụng phương pháp FEM và REM với dữ liệu bảng thay cho Pooled OLS.

Kết quả hồi quy theo phương pháp Random Effects Model (REM)

Bảng 4.5: Kết quả hồi quy theo REM

(Nguồn: tính toán từ bộ số liệu)

Kết quả hồi quy theo phương pháp tác động ngẫu nhiên cho thấy tỷ lệ sở hữu nhà nước và tỷ lệ sở hữu của cổ đông nước ngoài có tác động đồng biến đến tỷ lệ chị trả cổ tức và quyết định chi trả cổ tức trong khi biến tỷ lệ sở hữu của cổ đông tổ chức và tỷ lệ sở hữu của ban điều hành không có ý nghĩa thống kê Kết quả này tương đối giống với kết quả thu được từ phương pháp Pooled OLS.

Kết quả hồi quy theo phương pháp Fixed Effects Model (FEM)

Bảng 4.6: Kết quả hồi quy theo FEM

Kết quả với mô hình tác động cố định cho kết quả khác với mô hình tác động ngẫu nhiên REM ở biến tỷ lệ sở hữu của cổ đông nước ngoài, nếu như trong mô hình tác động ngẫu nhiên tỷ lệ sở hữu của cổ đông nước ngoài có tác động đồng biến đến tỷ lệ chi trả cổ tức ở mức ý nghĩa 5% thì ở mô hình tác động cố định FEM biến này cũng có tác động đồng biến đến tỷ lệ chi trả cổ tức nhưng lại không có ý nghĩa thống kê

4.3.4 Kiểm định Hausman để so sánh hai mô hình REM và FEM: Để xem xét liệu mô hình REM hay FEM cho kết quả phù hợp hơn, tác giả sử dụng kiểm định Hausman để so sánh

Giả thuyết H0: các đặc trưng riêng của từng đối tượng không có tương quan với các biến độc lập, tức mô hình REM thích hợp hơn mô hình FEM

Giả thuyết H1 : các đặc trưng riêng của từng đối tượng có tương quan với các biến độc lập, nghĩa là mô hình FEM thích hợp hơn REM

Nếu Prob của Chi thấp hơn mức ý nghĩa 5% thì bác bỏ giả thuyết H0 Kết quả kiểm định Hausman được thể hiện trong bảng 4.6 và 4.7 Kết quả kiểm định Hausman

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Hausman đối với mô hình 1

(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) fe re Difference S.E

Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Hausman đối với mô hình 2

(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) fe re Difference S.E

CF 0231346 1578465 -.1347119 0301695 b: Kết quả từ hồi quy theo phương pháp FEM

B: Kết quả từ hồi quy theo phương pháp REM

Kết quả kiểm định Hausman cho thấy các giá trị Prob>chi2 đều thấp hơn 0,05 nên bác bỏ giả thiết H0, chứng tỏ mô hình FEM phù hợp hơn mô hình REM

4.3.5 Kiểm định phương sai thay đổi đối với mô hình FEM: Để kiểm định mô hình nghiên cứu có hay không hiện tượng phương sai thay đổi, nghiên cứu được kiểm định bằng kiểm định Modified Wald Test trong stata

Giả định H0 phương sai không đổi, nếu Prob>chi2 lớn hơn 0,05 thì chấp nhận

H0, ngược lại thì bác bỏ H0, tức là có hiện tượng phương sai thay đổi

Bảng 4.9 Kết quả kiểm định phương sai thay đổi với mô hình 1

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (164) = 2.7e+05

Bảng 4.10 Kết quả kiểm định phương sai thay đổi với mô hình 2

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model

Luận văn thạc sĩ KT chi2 (164) = 1.0e+07

(Nguồn: tính toán từ bộ số liệu

Các chỉ số Prob>Chi2 = 0.0000 nhỏ hơn 0,05 nên bác bỏ giả thiết H0, có nghĩa là có hiện tượng phương sai thay đổi và tác giả sẽ phải sử dụng một mô hình phù hợp để khắc phục hiện tượng này

4.3.6 Kiểm định hiện tượng tự tương quan:

Tiếp theo tác giả tiến hành kiểm định hiện tượng tự tương quan giữa các biến trong mô hình với cặp giả thuyết:

Giả thuyết H0: Không có hiện tượng tự tương quan

Giải thuyết H1: Có hiện tượng tự tương quan

Nếu Prob>F nhỏ hơn 0,05 thì giả thuyết H0 bị bác bỏ, nghĩa là có hiện tượng tự tương quan giữa các biến trong mô hình và phải thực hiện các biện pháp để khắc phục

Bảng 4.11: Kết quả hiện tượng tự tương quan đối với mô hình 1

Wooldridge test for autocorrelation in panel data

Bảng 4.12: Kết quả hiện tượng tự tương quan đối với mô hình 2

Wooldridge test for autocorrelation in panel data

Vì các giá trị Prob>F đều nhỏ hơn 0,05 nên giả thuyết H0 bị bác bỏ, nghĩa là xảy ra hiện tượng tự tương quan giữa các biến trong mô hình; Để khắc phục hiện

Luận văn thạc sĩ KT tượng phương sai thay đổi và tự tương quan, tác giả sử dụng ước lượng bình phương nhỏ nhất GLS

Phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất tổng quát là phương pháp được phát triển từ phương pháp hồi quy gộp Pooled OLS Ước lượng GLS dùng để khắc phục vấn đề phương sai thay đổi và tự tương quan, là một lỗi của mô hình gây ảnh hưởng đến kết quả hồi quy và làm cho kết quả không đáng tin cậy vì phương sai không còn là nhỏ nhất Phần mềm Stata cho phép chạy ước lượng GLS bao gồm khắc phục phương sai thay đổi bằng phương pháp heteroskedastic và khắc phục tự tương quan đối với dữ liệu bảng Bảng 4.13 “Kết quả sử dụng phương pháp GLS khắc phục phương sai thay đổi và tự tương quan” thể hiện ước lượng GLS đã bao gồm thủ tục khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi bằng phương pháp heteroskedastic và khắc phục tự tương quan đối với dữ liệu bảng

4.3.7 Kết quả GLS khắc phục phương sai thay đổi và tự tương quan

Bảng 4.13: Kết quả sử dụng GLS khắc phục phương sai thay đổi và tự tương quan

Kết quả trên cho thấy mức ý nghĩa của các biến trong mô hình đã được cải thiện đáng kể so với kết quả từ phương pháp FEM Tỷ lệ sở hữu nhà nước và tỷ lệ sở hữu của cổ đông nước ngoài có tác động cùng chiều đến tỷ lệ chi trả cổ tức cũng như quyết định chi trả cổ tức của doanh nghiệp với cùng mức ý nghĩa 1% trong khi tỷ lệ sở hữu của cổ đông tổ chức và tỷ lệ sở hữu của ban điều hành lại không có ý nghĩa thống kê Ngoài ra thì các yếu tố được đưa vào kiểm soát cũng cho thấy kết quả có tác động đến tỷ lệ chi trả cổ tức: cụ thể các yếu tố: tổng tài sản, tỷ lệ nợ, lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA), tỷ lệ chi trả cổ tức năm trước và tiền mặt có tác động cùng chiều đến tỷ lệ chi trả cổ tức ở mức ý nghĩa cao trong khi biến tỷ lệ tăng trưởng không có ý nghĩa thống kê

Bảng 4.14 Tổng hợp kết quả hồi quy từ các phương pháp đối với mô hình 1

Pooled OLS REM FEM GLS

Bảng 4.15 Tổng hợp kết quả hồi quy từ các phương pháp đối với mô hình 2

Pooled OLS REM FEM GLS

Từ bảng tổng hợp trên có thể thấy, hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan nếu không được xử lý sẽ có ảnh hưởng khá nhiều đến kết quả hồi quy

Giải thích kết quả hồi quy

Bảng 4.13 và 4.14 thể hiện kết quả hồi quy cuối cùng bằng phương pháp GLS có khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan Kết quả cho thấy:

Tỷ lệ sở hữu nhà nước có tác động đồng biến đến tỷ lệ chi trả cổ tức với hệ số hồi quy là 0,0656 ở mức ý nghĩa 1% và tác động đồng biến đến quyết định chi trả cổ tức với hệ số hồi quy 0,29 ở mức ý nghĩa 1% có nghĩa những doanh nghiệp có sở hữu nhà nước cao có xu hướng thực hiện chính sách cổ tức và mức chi trả cổ tức cao Điều này phù hợp với kỳ vọng ban đều của tác giả cũng như thống nhất với kết quả của các nghiên cứu trước đây (Wang, Manry, Wandler (2011); Wei (2004); Trần Thị Hải Lý & Đỗ Thị Bảy (2015) Nguyên nhân của hiện tượng này xuất phát từ việc phần lớn các doanh nghiệp tại Việt Nam có sở hữu nhà nước rất cao hoặc được cổ phần hóa từ doanh nghiệp nhà nước; Do vậy việc chi trả cổ tức như thế nào đơn thuần là để thỏa mãn mong muốn của nhà nước; Điều này cũng khá phù hợp khi Chính phủ đang có chính sách thoái vốn dần khỏi các doanh nghiệp nhà nước Hơn nữa một điểm khá đặc trưng ở Việt Nam là các doanh nghiệp có sở hữu nhà nước có thể tiếp cận rất dễ dàng với vốn vay từ ngân hàng, đặc biệt là từ các ngân hàng có sở hữu nhà nước để tài trợ cho các quyết định đầu tư của mình Đã từng có thời gian, tín dụng chỉ định mà chủ yếu là cho các doanh nghiệp nhà nước nổi lên như một hiện tượng tiêu cực của thị trường vốn khi mà quyết định cho vay không dựa trên hiệu quả dự án mà lại dựa trên chỉ định của nhà nước; Điều này đã dẫn đến tác động xấu đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp có vốn nhà nước

Tỷ lệ sở hữu của cổ đông nước ngoài cũng có tác động cùng chiều đến tỷ lệ chi trả cổ tức và quyết định chi trả cổ tức với hệ số hồi quy lần lượt là 0,085 và 0,19 ở cùng mức ý nghĩa 1% Quay lại với trị số giá trị trung bình tỷ lệ sở hữu của cổ đông nhà nước tại các doanh nghiệp trong mẫu là 12%, có thể thấy tỷ lệ sở hữu của cổ đông nước ngoài tại các doanh nghiệp trong mẫu là khá khiêm tốn, việc quy định room 49% đối với nhà đầu tư nước ngoài là một trong những nguyên nhân cho vấn đề này Kết quả hồi quy của biến tỷ lệ sở hữu của cổ đông nước ngoài phù hợp với kỳ vọng ban đầu của tác giả Có thể giải thích rằng vì tỷ lệ sở hữu là không cao, đồng thời hầu như nhà đầu tư nước ngoài không tham gia vào ban điều hành hay hội đồng quản trị nên họ không có nhiều động cơ cho việc tham gia kiểm soát hoạt động của ban điều hành

Bên cạnh đó, với sự thiếu thốn thông tin của doanh nghiệp lẫn thị trường cộng với nhiều rắc rối do các quy định pháp luật mà việc kiểm soát hoạt động của doanh nghiệp từ đó làm giảm chi phí đại diện tỏ ra khá tốn kém Do vậy, để bù đắp rủi ro và để giảm dòng tiền nằm dưới sự kiểm soát của ban điều hành, nhà đầu tư nước ngoài ưa thích một tỷ lệ chi trả cổ tức cao Kết quả này cũng được ủng hộ bởi nhiều nghiên cứu trước đây trên thế giới và ở Việt Nam (Jeon & cộng sự (2011) ; Cao, Du, Hansen (2016); Trần Thị Hải Lý & Đỗ Thị Bảy (2015))

Trong khi đó, tỷ lệ sở hữu của ban điều hành trong cả hai mô hình đều không có ý nghĩa thống kê Thực tế là tỷ lệ sở hữu cá nhân của các thành viên ban điều hành khá khiêm tốn với giá trị trung bình chỉ là 6% - thấp nhất trong 4 biến độc lập được xem xét Tỷ lệ sở hữu quá thấp làm cho hiệu ứng về lợi ích cá nhân chưa được thể hiện rõ nét

Tiêu đề	Cấu Trúc Sở Hữu Và Chính Sách Cổ Tức: Bằng Chứng Thực Nghiệm Tại Việt Nam
Tác giả	Nguyễn Thị Khánh Linh
Người hướng dẫn	TS. Vũ Việt Quảng
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế Tp. Hồ Chí Minh
Chuyên ngành	Tài chính – Ngân hàng
Thể loại	luận văn
Năm xuất bản	2017
Thành phố	Tp. Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	76
Dung lượng	1,73 MB