4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.8 Biến ñạ i diện khác cho dòng tiền bất ñị nh
Trong các phần trước, tơi đã sử dụng SRVOL là biến chính đại diện cho dịng tiền bất định. Nhưng đã cĩ nhiều nghiên cứu sử dụng ROAVOL làm biến đại diện cho dịng tiền bất định như nghiên cứu của Jagannathan, Stephens và Weisbach (2000); Guay và Harford (2000); Jensen, Solberg và Zorn (1992); Crutchley và Hansen (1989).
Vì vậy trong phần này tơi sẽ sử dụng ROAVOL là biến đại diện cho dịng tiền bất
định nhằm nghiên cứu xem biến động trong lợi nhuận hoạt động cĩ tác động đến việc chi trả cổ tức hay khơng, để trả lời câu hỏi này tơi thực hiện mơ hình hồi quy Tobit theo từng năm dựa theo cách tiếp cận của Fama-MacBeth (1973). Trong mơ hình nghiên cứu này tơi sử dụng DV/E, DV/S là biến đại diện cho chính sách chi trả cổ tức, ngồi ra tơi cũng thêm vào mơ hình 03 biến kiểm sốt là log(TA), ROA và CASH.
Thực hiện hồi quy Tobit qua 04 năm với DV/E là biến chi trả cổ tức. Trước khi thực hiện hồi quy mơ hình Tobit, tơi tiến hành kiểm tra phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định Lagrange Multiplier Test, qua kết quả kiểm tra cho thấy qua 04 năm mơ hình đều cĩ hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Vì vậy, tơi đã sử dụng ước lượng robust để khắc phục và qua 04 năm thì kết quả hồi quy Tobit chỉ phù hợp với 03 năm 2010, 2012 và 2013.
Từ kết quả hồi quy Tobit của 03 năm phù hợp tơi xác định hệ số hồi quy trung bình, giá trị t-statistics trung bình của từng biến độc lập, biến kiểm sốt của 03 mơ hình Tobit phù hợp, ‘# -‘ (‘# +‘) biểu hiện số lần hệ số hồi quy cùng dấu với dựđốn về sự
dự đốn và cĩ ý nghĩa. Ave N là số lượng mẫu quan sát trung bình. LK là trung bình của tỷ số log likelihood
Tương tự, tơi cũng thực hiện hồi quy Tobit qua 04 năm với DV/S là biến chi trả
cổ tức. Trước khi thực hiện hồi quy mơ hình Tobit, tơi tiến hành kiểm tra phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định Lagrange Multiplier Test, qua kết quả kiểm tra cho thấy qua 04 năm mơ hình đều khơng cĩ hiện tượng phương sai sai số thay đổi và kết quả hồi quy Tobit phù hợp trong cả 04 năm. Từ kết quả hồi quy Tobit của 04 năm phù hợp tơi xác định hệ số hồi quy trung bình, giá trị t-stat trung bình, ‘# -‘ (‘# +‘), ‘# sig’, Ave N, LK
Bảng 4.11: Trình bày kết quả hồi quy Tobit về chính sách chi trả cổ tức với ROAVOL là thước đo của dịng tiền bất định
Panel A: Trình bày kết quả với DV/E là biến chi trả cổ tức
Ave N = 188 LK = -144.707
Năm
Intercept ROAVOL RE/TE OWN MBR Log(TA) ROA CASH
Coef
(t-stat) (t-stat) Coef
# - [# sig] Coef (t-stat) # + [# sig] Coef (t-stat) # - [# sig] Coef (t-stat) # - [# sig] Coef (t-stat) # + [# sig] Coef (t-stat) # + [# sig] Coef (t-stat) # + [# sig] 2010 0.745 (1.48) -2.400(2.93) *** [1] 1 (-1.55) -0.722 [0] 0 (1.07) 0.195 [0] 0 (-0.23) -0.021 [0] 1 (-0.89) -0.078 [0] 0 1.484(2.60) *** [1] 1 (-0.74) -0.204 [0] 0 2012 1.625(2.60) *** -2.967(-1.83) * [1] 1 0.666(1.95) * [1] 1 -0.400 (-1.64) * [1] 1 (0.32) 0.025 [0] 0 -0.219(-2.14) ** [0] 0 (1.46) 1.049 [0] 1 (1.79) 0.725* [1] 1 2013 (1.56) 0.792 -3.557(-2.20) ** [1] 1 0.645(3.33) *** [1] 1 (-1.00) -0.198 [0] 1 (-0.27) -0.024 [0] 1 (-1.20) -0.098 [0] 0 (0.81) 0.617 [0] 1 0.963(2.59) ** [1] 1 Tổng # - [# sig] 3 [3] [2] 2 [1] 2 [0] 2 [0] 0 [1] 3 [2] 3 Coef (t-stat) trung bình 1.054* (3.69) -2.975 ** (-8.90) 0.196 (0.43) (-0.77) -0.134 (-0.41) -0.007 -0.132 * (-2.98) 1.050 * (4.20) (1.39) 0.494
Panel B: Trình bày kết quả với DV/S là biến chi trả cổ tức
Ave N = 184.5 LK = 113.408
Năm
Intercept ROAVOL RE/TE OWN MBR Log(TA) ROA CASH
Coef
(t-stat) (t-stat) Coef [## sig] - Coef (t-stat) [## sig] + Coef (t-stat) [## sig] - Coef (t-stat) [## sig] - Coef (t-stat) [## + sig] Coef (t-stat) [## sig] + Coef (t-stat) [## sig] + 2010 (0.45) 0.029 (-1.65) -0.263 [0] 1 (-0.07) -0.004 [0] 0 (1.13) 0.028 [0] 0 (-0.15) -0.002 [0] 1 (-0.58) -0.007 [0] 0 0.292(2.85) *** [1] 1 (0.20) 0.011 [0] 1 2011 (-0.58) -0.086 (1.45) 0.473 [0] 0 (-0.39) -0.046 [0] 0 (1.35) 0.075 [0] 0 (3.05) 0.090*** [0] 0 (0.18) 0.005 [0] 1 (-0.02) -0.005 [0] 0 (-0.54) -0.064 [0] 0 2012 (-0.42) -0.026 (-1.03) -0.165 [0] 1 (-0.65) -0.025 [0] 0 (-0.17) -0.004 [0] 1 (-1.29) -0.015 [0] 1 (0.21) 0.002 [0] 1 0.517(5.71) *** [1] 1 0.114(2.33) ** [1] 1 2013 (-0.10) -0.008 (-1.44) -0.288 [0] 1 (1.37) 0.047 [0] 1 (-0.43) -0.012 [0] 1 (-0.71) -0.010 [0] 1 (-0.11) -0.001 [0] 0 0.425(3.46) *** [1] 1 0.100(1.72) * [1] 1 Tổng # - [# sig] 3 [0] [0] 1 [0] 2 [0] 3 [0] 2 [3] 3 [2] 3 Coef (t-stat) trung bình -0.023 (-0.95) (-0.34) -0.061 (-0.35) -0.007 (1.10) 0.022 (0.62) 0.016 (-0.13) 0.000 0.307 * (2.70) (0.97) 0.040
Qua kết quả hồi quy trên chỉ ra rằng, khi sử dụng ROAVOL là biến đại diện cho dịng tiền bất định cũng cho thấy tác động ngược chiều của dịng tiền bất định đến chính sách chi trả cổ tức tại các doanh nghiệp trên thị trường Việt Nam. Khi DV/E là biến đại diện cổ tức, hệ số hồi quy của ROAVOL trong các mơ hình qua từng năm và hệ số hồi quy trung bình của ROAVOL đều mang dấu âm và cĩ ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10%, tuy nhiên khi DV/S là biến đại diện cổ tức hệ số hồi quy trung bình và hệ số hồi quy qua từng năm của ROAVOL đều mang dấu âm nhưng đều khơng cĩ ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10%.
Vì Việt Nam là thị trường đang phát triển, đặc biệt trong năm 2007 nền kinh tế
tăng trưởng mạnh khi Việt Nam gia nhập WTO, dịng vốn đầu tư nước ngồi tăng mạnh giúp hoạt động đầu tư dự án cũng như các hoạt động mua bán chứng khốn cực
kỳ sơi nổi, lợi nhuận của doanh nghiệp Việt Nam trong năm vì thế cũng biến động mạnh. Tuy nhiên, sang năm 2008, khủng hoảng tài chính tồn cầu tác động tiêu cực
đến các doanh nghiệp Việt Nam dẫn đến hoạt động đầu tư tài chính thua lỗ. Năm 2009, thị trường phục hồi giúp các doanh nghiệp được cải thiện được lợi nhuận trong hoạt
động kinh doanh của mình, nhưng năm 2010 nhu cầu tiêu thụ giảm mạnh làm hoạt
động tiêu thụ hàng hĩa các doanh nghiệp gặp nhiều khĩ khăn dẫn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp biến động giảm mạnh so với 2009. Vào những năm 2011 và 2012, nền kinh tế Việt Nam bị giảm sút do các nhà đầu tư nước ngồi tháo vốn, thị trường xuất khẩu giảm nên dẫn đến lợi nhuận hoạt động của các cơng ty giảm mạnh. Năm 2013, lợi nhuận của các cơng ty đã được cải thiện do thị trường đã dần phục hồi. Qua
đĩ cho thấy trong giai đoạn nghiên cứu, lợi nhuận của các cơng ty cĩ sự biến động khá mạnh.
Đồng thời, từ kết quả thống kê mơ tả tại bảng 4.1 cho thấy biến ROAVOL cĩ sự
dao động mạnh trong mẫu nghiên cứu từ 0.2% đến 41.9%. Từ những nguyên nhân này nên việc sử dụng biến ROAVOL làm đại diện cho dịng tiền bất định là ít khả thi tại thị
trường Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu vì lợi nhuận của các cơng ty cĩ sự biến
động khá mạnh, bên cạnh đĩ lợi nhuận hoạt động của các cơng ty cịn phụ thuộc nhiều vào các yếu tố vĩ mơ như lạm phát, tỷ giá hối đối, mơi trường kinh doanh, rủi ro kinh doanh,…Do đĩ, kết quả nghiên cứu chưa thể hiện rõ được tác động ngược chiều của dịng tiền bất định đến chính sách chi trả cổ tức.
4.9 Dịng tiền bất định và vịng đời của doanh nghiệp
Các cơng ty trong giai đoạn sung mãn cĩ dịng tiền tương đối ổn định và vì vậy cổ
phiếu của những cơng ty này sẽ ít biến động hơn những cơng ty trong giai đoạn khởi sự. Do đĩ, mối quan hệ giữa chính sách chi trả cổ tức và biến động trong giá cổ phiếu cĩ thể phản ánh ảnh hưởng của vịng đời của doanh nghiệp đến chính sách chi trả cổ
Trong phần này tơi sẽ nghiên cứu xem tác động của tính bất định trong dịng tiền đến chính sách chi trả cổ tức cĩ khác biệt so với tác động của vịng đời của doanh nghiệp đến chính sách chi trả cổ tức hay khơng. Để trả lời câu hỏi này, tơi kiểm tra tác
động của dịng tiền bất định đến chính sách chi trả cổ tức giữa các cơng ty tại các giai
đoạn khác nhau trong vịng đời tài chính. Tơi phân tách các cơng ty trong mẫu trong giai đoạn nghiên cứu 2010-2013 thành 02 nhĩm:
- Nhĩm các cơng ty cĩ RE/TE âm (nhĩm 0)
- Nhĩm các cơng ty cĩ RE/TE dương. Sau đĩ tơi tiếp tục chia nhĩm các cơng ty cĩ RE/TE dương thành 05 nhĩm (nhĩm 1, 2, 3, 4, 5) dựa trên mức độ tăng dần của RE/TE.
Trong nghiên cứu này tơi thực hiện hồi quy Tobit với 06 nhĩm cơng ty đã phân tách dựa trên mức độ tăng dần của RE/TE và sử dụng DV/E là biến đại diện cho chính sách chi trả cổ tức, SRVOL đại diện cho dịng tiền bất định và 03 biến đại diện cho 03 yếu tố quyết định khác tác động đến việc chi trả cổ tức là vịng đời của doanh nghiệp (RE/TE); chi phí đại diện (OWN); cơ hội đầu tư (MBR). Ngồi ra tơi cịn đưa vào mơ hình 03 biến kiểm sốt là log(TA), ROA và CASH.
Trước khi thực hiện hồi quy mơ hình Tobit, tơi tiến hành kiểm tra phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định Lagrange Multiplier Test và sử dụng ước lượng robust để
khắc phục trong trường hợp mơ hình cĩ hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Tuy nhiên kết quả hồi quy Tobit khơng phù hợp với nhĩm 0 – nhĩm cơng ty cĩ giá trị
RE/TE âm mà chỉ phù hợp đối với 05 nhĩm 1, 2, 3, 4, 5 – nhĩm cơng ty cĩ giá trị
RE/TE dương
Bảng 4.12: Trình bày kết quả hồi quy Tobit về chính sách chi trả cổ tức của các nhĩm cơng ty với mức độ tăng dần của RE/TE
Nhĩm Giá trtrung bình ị RE/TE Intercept SRVOL RE/TE OWN MBR Log(TA) ROA CASH N 0 -0.277 Mơ hình khơng phù hợp 60 1 0.033 (0.29) 0.340 -10.650(-5.18) *** 7.221(1.84) * (-0.73) -0.301 (-0.88) -0.249 (0.70) 0.125 6.005(2.97) *** (-0.48) -0.501 130 2 0.088 1.120(1.82) * -5.161(-3.67) *** (-1.16) -3.112 0.019 (0.09) (0.87) 0.084 (-0.17) -0.018 (1.33) 1.394 0.792(1.80) * 130 3 0.147 2.149(3.06) *** -5.080(-4.22) *** (-1.01) -2.885 (-2.37) -0.510** (0.37) 0.043 (-0.87) -0.086 (-0.31) -0.307 (0.03) 0.015 130 4 0.212 2.045(3.39) *** -5.963(-5.21) *** -3.184(-2.04) ** (-0.16) -0.027 (-1.49) -0.096 (-0.66) -0.046 (-0.26) -0.178 0.465(1.81) * 130 5 0.353 1.456(4.12) *** -3.069(-4.90) *** (0.31) 0.128 (1.01) 0.138 (-0.19) -0.008 -0.151(-3.24) *** (-0.11) -0.055 (0.51) 0.137 130
DeAngelo, DeAngelo và Stultz (2006) trong nghiên cứu của mình đã tìm thấy rằng các cơng ty cĩ tỷ lệ RE/TE cao là những cơng ty đang trong giai đoạn bão hồvới nguồn lợi nhuận tích luỹ cao sẽ cĩ khả năng chi trả cổ tức cao, ngược lại các cơng ty cĩ tỷ lệ RE/TE thấp là những cơng ty đang trong giai đoạn khởi sự, cần nhiều vốn và do
đĩ khơng đủ khả năng để chi trả cổ tức. Qua kết quả về giá trị RE/TE trung bình của 05 nhĩm cơng ty cĩ giá trị RE/TE dương thì nhĩm 1 cĩ giá trị RE/TE trung bình là 0.033, giá trị này thấp hơn rất nhiều so với giá trị RE/TE trung bình của nhĩm 5 là 0.353, qua
đĩ cho thấy các cơng ty trong nhĩm 1 là các cơng ty đang trong giai đoạn khởi sự, cịn các cơng ty trong nhĩm 5 là các cơng ty đang trong giai đoạn bão hồ.
Qua kết quả hồi quy Tobit tại bảng 4.12 trên cho thấy hệ số hồi quy của SRVOL, biến đại diện cho tính bất định trong dịng tiền đều mang dấu âm và cĩ ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1%, tức là dịng tiền bất định cĩ tác động ngược chiều đến việc chi trả cổ tức và tác động này khơng chỉ xuất hiện đối với các cơng ty đang trong các giai
đoạn khởi sự, tăng trưởng (nhĩm các cơng ty cĩ giá trị RE/TE trung bình thấp) mà cả
Vì vậy, kết quả nghiên cứu trên cho thấy rằng tại các cơng ty trong mẫu nghiên cứu tại thị trường Việt Nam, ảnh hưởng của dịng tiền bất định đến việc chi trả cổ tức là khác biệt so với ảnh hưởng của vịng đời của doanh nghiệp đến việc chi trả cổ tức, dịng tiền bất định khơng chỉ tác động mạnh và ngược chiều đến giá trị cổ tức được chi trả của các cơng ty trong giai đoạn khởi sự mà cịn tác động mạnh và ngược chiều đến giá trị cổ tức được chi trả của các cơng ty trong giai đoạn bão hồ. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Chay và Suh (2009) khi thực hiện nghiên cứu hơn 5.000 cơng ty tại 7 quốc gia lớn gồm Úc, Canada, Pháp, Đức, Nhật, Anh và Mỹ
5. KẾT LUẬN
Trong bài nghiên cứu này tơi đã kiểm định mối quan hệ giữa chính sách chi trả cổ
tức và dịng tiền bất định. Kết quả nghiên cứu của tơi dựa trên việc sử dụng dữ liệu trên báo cáo tài chính của 240 cơng ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn Thành phố
Hồ Chí Minh trong giai đoạn từ năm 2010 đến năm 2013. Thơng qua 02 đại lượng
được dùng để đo lường tính bất định trong dịng tiền là biến động trong tỷ lệ lợi nhuận cổ phiếu (SRVOL) và biến động trong tỷ lệ lợi nhuận hoạt động (ROAVOL), nghiên cứu của tơi đã cho thấy rằng phù hợp với nghiên cứu của Chay & Suh (2009); Saeid Jabbarzadeh Kangarlouei, Morteza Motavassel, Asghar azizi và Mahdi Sarbandi Farahani (2012) dịng tiền bất định là yếu tố quan trọng nhất trong các yếu tố cĩ tác
động đến chính sách chi trả cổ tức như vịng đời của doanh nghiệp, chi phí đại diện và cơ hội đầu tư. Dịng tiền bất định khơng chỉ tác động mạnh và ngược chiều đến giá trị
cổ tức được chi trả bằng tiền mặt mà cịn tác động mạnh và ngược chiều đến giá trị cổ
tức được chi trả thơng qua việc mua lại vốn cổ phần. Ngồi ra, tính bất định trong dịng tiền cĩ thể giải thích được xác suất chi trả cổ tức của các cơng ty và hơn nữa dựa vào dịng tiền bất định cĩ thể dựđốn được khả năng từ bỏ chi trả cổ tức vào năm sau của các cơng ty khi các cơng ty này đối diện với bất ổn trong dịng tiền tăng lên ở mức độ
vừa phải.
Kết quả của bài nghiên cứu cũng cho thấy rằng, trong 02 đại lượng dùng để đo lường tính bất định trong dịng tiền tại thị trường Việt Nam thì biến động trong tỷ lệ lợi nhuận cổ phiếu (SRVOL) cĩ tính khả thi cao hơn so với biến động trong tỷ lệ lợi nhuận hoạt động (ROAVOL). Bên cạnh đĩ, kết quả nghiên cứu của tơi cịn cho thấy rằng ảnh hưởng của dịng tiền bất định đến việc chi trả cổ tức là khác biệt so với ảnh hưởng của vịng đời của doanh nghiệp đến việc chi trả cổ tức.
Điểm mới của đề tài: Đã cĩ khá nhiều nghiên cứu về các yếu tố tác động đến chính sách chi trả cổ tức. Các bài nghiên cứu cũng chỉ xoay quanh tác động của các yếu tố
sản (ROA), chi phí đại diện, tính thanh khoản và cĩ rất ít bài nghiên cứu về mối quan hệ giữa chính sách chi trả cổ tức và dịng tiền bất định. Bài nghiên cứu của tơi tập trung nghiên cứu vào mối quan hệ này, đây là một kết quả thực nghiệm mới phản ánh khía cạnh tác động của tính bất định trong dịng tiền đối với chính sách chi trả cổ tức mà chưa nhận được nhiều sự quan tâm xem xét trong các nghiên cứu trước đây tại Việt Nam. Điều này cĩ ý nghĩa quan trọng trong việc ra quyết định chi trả cổ tức của các cơng ty niêm yết, đồng thời gĩp phần gia tăng sức mạnh về khả năng dự báo thu nhập trong tương lai từđĩ giúp ích cho người sử dụng thơng tin tài chính của cơng ty đưa ra những quyết định tốt nhất trong việc lựa chọn cổ phiếu và tạo ra danh mục đầu tư phù hợp.
Trong quá trình nghiên cứu luận văn, do điều kiện và khả năng của bản thân cũng như
nguồn lực cĩ hạn, bài nghiên cứu khơng tránh khỏi những hạn chế như:
Kích thước mẫu và thời gian quan sát: Mẫu quan sát là các doanh nghiệp đang niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh, nếu xét quy mơ các