49
Sau khi ước lượng mô hình hồi quy, ta tiến hành kiểm ñịnh WHITE không có các tính chéo giữa các biến ñộc lập trong mô hình gốc. Ta có kết quả như sau:
Bảng 4.6: Kết quả kiểm ñịnh White
Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Eview 6.0
Ta cũng nhận thấy rằng kết quả kiểm ñịnh White của mô hình ở bảng 4.6 có Kiểm ñịnh F là 35.92737 và Giá trị p-value = 0.000333<0.1 có nghĩa là các mô hình này có hiện tượng phương sai của sai số thay ñổi.
50
4.2.2. Kiểm ñịnh Likelihood Ratio
Sử dụng kiểm ñịnh Likelihood Ratio ñể xác ñịnh xem hai mô hình hồi quy là mô hình hồi quy gốc (Pooled regression model) và mô hình tác ñộng cốñịnh FEM thì ta chọn mô hình nào. Ta ñặt giả thuyết H0: Mô hình Plooled hiệu quả hơn, nếu xác xuất F nhỏ (prob<10%) thì giả thuyết H0 bị bác bỏ, nghĩa là chọn mô hình FEM.
Bảng 4.7: Kết quả kiểm ñịnh Likelihood Ratio
51
Ta cũng thấy rằng kết quả kiểm ñịnh Likelihood Ratio của mô hình ở
bảng 4.7 có Kiểm ñịnh F là 2.98 và Giá trị p-value =0.0000 < 0.1 nên ta bác bỏ H0, nghĩa là mô hình FEM ñược chọn.
4.2.3. Kiểm ñịnh Hausman
Sử dụng kiểm ñịnh Hausman ñể xác ñịnh xem nên sử dụng mô hình hồi quy nào giữa mô hình tác ñộng cốñịnh FEM và mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên REM là phù hợp với nghiên cứu, ta có kết quả như sau:
52
Bảng 4.8: Kết quả kiểm ñịnh Hausman
53
Kiểm ñịnh Hausman ñể xác ñịnh tính hiệu quả giữa hai mô hình FEM và REM. Theo kết quả kiểm ñịnh trình bày trong bảng 4.8, giá trị chi bình phương của kiểm ñịnh Hausman là 5.3 với giá trị p là 0.098<0.1 nên giả
thuyết H0 bị bác bỏ, như vậy mô hình FEM ñược lựa chọn tin cậy hơn, các biến ñộc lập giải thích ñược 39,64% (R2) cho biến phụ thuộc. Qua kiểm ñịnh Hausman Test ta thấy rằng mô hình tác ñộng cốñịnh (FEM) có sự biến ñộng ít hơn so với mô hình tác ñộng ngẫu nhiên (REM). Như vậy, mô hình tác
ñộng cố ñịnh (FEM) dùng ñể giải thích tỷ lệ chi trả cổ tức phụ thuộc vào các biến ñòn bẩy tài chính, khả năng sinh lợi, rủi ro kinh doanh, hệ số PE, cơ hội tăng trưởng và quy mô doanh nghiệp.
4.3. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Từ kết quả của mô hình gốc (bảng 4.3), mô hình tác ñộng cố ñịnh (FEM) (bảng 4.4) và kết quả mô hình tác ñộng ngẫu nhiên (REM) (bảng 4.5), ta có bảng ước lượng tổng hợp kết quả của 3 mô hình như sau:
Bảng 4.9 : Bảng ước lượng kết quả của 03 mô hình Mô hình gốc Mô hình tác
ñộng cố ñịnh
Mô hình tác ñộng ngẫu nhiên Biến
Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy
Hằng số 1.019690 1.373839 1.035691 FIRM_SIZE -0.090677*** -0.143321** -0.085636**
PE -0.015824** -0.000116 -0.000118
BETA -0.000122 -0.042348 -0.042169
54 GROWTH_RATE -0.000528 -0.000527 -0.000504
LEV -0.023703 -0.004442 -0.020661
Phương pháp Least Squares Panel Least
Squares Panel EGLS
Số quan sát 300 300 300 Hệ số R2 0.035162 0.396491 0.029717 Hệ số R2 hiệu chỉnh 0.015404 0.260454 0.009848 Kiểm ñịnh F 1.779658 2.914579 1.495651 Thống kê Durbin-Watson 1.423204 1.681268 1.066762 Ghi chú: *** Có ý nghĩa 1%, ** Có ý nghĩa 5% , *Có ý nghĩa 10% Sau khi kiểm ñịnh 3 mô hình ước lượng là mô hình hồi quy gốc (Pooled), mô hình tác ñộng cố ñịnh (FEM), mô hình tác ñộng ngẫu nhiên (REM) thì cuối cùng ta chọn mô hình tác ñộng cố ñịnh (FEM). Mặc dù qua kiểm ñịnh White, mô hình hồi quy xảy ra hiện tượng phương sai thay ñổi, ñó là do việc sử dụng dữ liệu bảng, ñể khắc phục hiện tượng này ta phải sử dụng mô hình GLS (Generalized Least Square) hoặc GMM (Generalized Method of Moments) mà tác giả chưa thực hiện ñược. Như vậy mô hình tác ñộng ñến tỷ lệ chi trả cổ tức của các công ty niêm yết trên SGDCK TPHCM giai ñoạn 2008-2013 như sau:
DIV = 1.373839 – 0.143321FIRM_SIZE* – 0.000116PE - 0.042348 BETA - 0.004442LEV + 0.659983 ROA** - 0.000527 GROWTH_RATE
55
Mức ý nghĩa thống kê: *** Có ý nghĩa 1%, ** Có ý nghĩa 5% , *Có ý nghĩa 10%
Mô hình hồi quy ở trên phù hợp với những thời gian khác nhau ñể ñạt ñược mô hình có ý nghĩa thống kê. Sau khi loại bỏ các biến ñộc lập không có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc, mô hình ñược viết lại như sau:
DIV = 1.373839 – 0.143321FIRM_SIZE* + 0.659983 ROA** Trong ñó: DIV: Tỷ lệ chi trả cổ tức
FIRM_SIZE: Biến quy mô doanh nghiệp ROA: Biến khả năng sinh lợi
Giả ñịnh không có tác ñộng của biến khả năng sinh lợi, việc tăng 1
ñơn vị quy mô doanh nghiệp sẽ làm tỷ lệ chi trả cổ tức giảm 14.33%.
Giả ñịnh không có sự tác ñộng của biến quy mô doanh nghiệp, việc tăng 1 ñơn vị khả năng sinh lợi sẽ làm cho tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 65.99%.
Căn cứ kết quả hồi quy, dấu của các hệ số hồi quy của nghiên cứu ta nhận thấy rằng có mối tương quan giữa các biến ñộc lập với biến phụ thuộc cũng tương ñối phù hợp so với các nghiên cứu trước ñây và dự báo ban ñầu. Tuy nhiên, cũng có một số khác biệt xảy ra. Nhưñã trình bày trong phần dự
báo về kết quả thống kê, ñiều này có thể do các nghiên cứu ñược thực hiện ở
các quốc gia, môi trường khác nhau, số mẫu quan sát khác nhau dẫn ñến các kết quả thống kê chưa thực sự có nhiều ý nghĩa. Cụ thể:
- ROA (Khả năng sinh lợi) = 0.659983, hệ số mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê, kết quả nghiên cứu cho thấy khả năng sinh lợi có tác ñộng cùng chiều ñến tỷ lệ chi trả cổ tức. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand (2010) cũng
56 như tương tự với kết quả nghiên cứu của Pandy (2001), Fama và French
(2001), Al-Kuwari (2009). ROA cho các nhà ñầu tư biết về khoản thu nhập
ñược tạo ra từ lượng tài sản mang ñi ñầu tư, phản ánh hiệu quả của việc luân chuyển vốn ñầu tư thành lợi nhuận. Cho nên ROA càng cao cho thấy các doanh nghiệp hoạt ñộng có hiệu quả, tạo ra lợi nhuận thì sẵn sàng có tỷ lệ chi trả cổ tức cao và ngược lại.
- FIRM_SIZE: (Quy mô doanh nghiệp) = - 0.143321 hệ số mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê, kết quả nghiên cứu cho thấy quy mô doanh nghiệp có tác ñộng ngược chiều ñến tỷ lệ chi trả cổ tức, các doanh nghiệp có quy mô lớn thì sẽ có tỷ lệ chi trả cổ tức thấp và ngược lại. Kết quả này giống với kết quả nghiên cứu của Ahmed và Javid (2009), khác với kết quả nghiên cứu của Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand (2010), Fadaeinejhad (2005) là không có mối quan hệ giữa quy mô doanh nghiệp và tỷ lệ chi trả cổ tức, khác với kết quả của Fama và French (2001), Faris Nasif AL-Shubiri (2011), Anil & Kapoor (2008), Al-Kuwari (2009), Kowalewski và Oleksandr (2007) cho rằng quy mô doanh nghiệp tác ñộng cùng chiều với tỷ lệ chi trả cổ tức.
Doanh nghiệp với quy mô nhỏ nhưng có tỷ lệ chi trả cổ tức cao, trong khi doanh nghiệp lớn lại có tỷ lệ chi trả cổ tức thấp là một mảng và là hai phần ñối lập của bức tranh TTCK ở Việt Nam trong những năm vừa qua. Có thể thấy, ña số các doanh nghiệp có tỷ lệ chi trả cổ tức cao thường có quy mô nhỏ và có hoạt ñộng không dàn trải, không ña ngành nghề như ABT (Công ty CP XNK Thuỷ Sản Bến Tre), AAM (Công ty CP Thuỷ Sản Mekong), AGF ( công ty CP XNK Thuỷ sản An Giang-Agifish ), ACL (Công ty CP XNK Thuỷ sản Cửu Long An Giang) chuyên về thủy sản; DPR (Công ty CP Cao su Đồng Phú), PHR (Công ty CP Cao su Phước Hoà), TRC (Công ty CP Cao su Tây Ninh) chuyên về cao su; KTS (Công ty CP ñường Komtum),
57
BHS (Công ty CP Đường Biên Hoà) chuyên về ñường; còn BMC (Công ty CP Khoáng sản Bình Định), KSB (Công ty CP Khoáng sản và Xây Dựng Bình Dương), NNC (Công ty CP Đá Núi Nhỏ) chuyên về khoáng sản...Các doanh nghiệp nói trên dù là quy mô nhỏ nhưng ñồng vốn của họ ñược sử
dụng một cách có hiệu quả và chia cổ tức cao.
Bên cạnh ñó những năm vừa qua, do ảnh hưởng khủng hoảng kinh tế
toàn cầu, nền kinh tế Việt Nam gặp rất nhiều khó khăn ñã tác ñộng không nhỏ ñến tình hình sản xuất kinh doanh của các doanh nghiệp, nhất là các doanh nghiệp vừa và nhỏ. Trước tình hình ñó, Quốc hội và Chính phủñã ban hành chính sách miễn, giảm, gia hạn nộp thuế thu nhập doanh nghiệp cho các doanh nghiệp có quy mô vừa và nhỏ từ 2008 ñến 2013 như một số nghị
quyết, nghị ñịnh theo sau ñây: nghị quyết số 30/2008/NQ-CP ngày 11/12/2008, quyết ñịnh số 16/2009/QĐ-TTg ngày 20/01/2009, quyết ñịnh số
58/2009/QĐ-TTg ngày 16/4/2009, nghị ñịnh 60/NĐ-CP ngày 30/07/2012, nghị ñịnh số 92/2013/NĐ-CP ngày 13/08/2013. Do ñó các doanh nghiệp này
ñược hưởng nguồn tiền ưu ñãi miễn giảm thuếñầu tư tạo ra khả năng sinh lời cao nên chia cổ tức cao.
Ngoài ra, các doanh nghiệp với quy mô nhỏ có thể dựa vào thông tin bất cân xứng ở thị trường chứng khoán Việt Nam phát tín hiệu chi trả cổ tức cao ñể thu hút các nhà ñầu tư.
Mặt khác các doanh nghiệp có quy mô nhỏ do ít cơ hội ñầu tư nên chi trả cổ tức cao.
Mức ý nghĩa thống kê: Các biến ñộc lập trong mô hình ñều mức ý nghĩa ñạt yêu cầu (<10%). Ngoài ra, ta thấy trị số F của mô hình là 2.914579 và giá trị p-value =0.000 chứng tỏ mô hình hồi quy có tính khả dụng cao.
58 Như vậy qua kết quả nghiên cứu trên ta có bảng kết quả so sánh với
nhóm tác giả Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand như sau:
Bảng 4.10: Bảng so sánh kết quả nghiên cứu
STT Các biến ñộc lập
Kết quả nghiên cứu Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand (2010)
Kết quả nghiên cứu của luận văn
này
1 Hệ số beta - không
2 Cơ hội tăng trưởng không không
3 Đòn bẩy tài chính - không
4 ROA + +
5 PE - không
6 Quy mô doanh nghiệp không -
Như vậy so với bài nghiên cứu của nhóm tác giả Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand thì ta có kết quả ROA là tác ñộng cùng chiều với DIV là giống với nhóm tác giả Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand. Bên cạnh ñó ta tìm thấy ñiểm mới trong bài nghiên cứu này là quy mô doanh nghiệp tác ñộng nghịch chiều với DIV.
59
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN
5.1. Kết luận
Chính sách cổ tức ngày càng ñóng vai trò quan trọng trong quyết ñịnh tài chính của doanh nghiệp vì ảnh hưởng ñến quyết ñịnh tài trợ của doanh nghiệp. Vì vậy, bài luận văn này ñã thực hiện nghiên cứu mối quan hệ của các nhân tố bên trong của doanh nghiệp ñến chính sách cổ tức ñược tiến hành dựa trên một mẫu gồm 50 doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam cho giai ñoạn sáu (06) năm, từ năm 2008-2013, tạo thành 300 quan sát.
Do chính sách cổ tức chịu sự tác ñộng ñến nhiều yếu tố và do những yếu tố này có thể ñược tìm thấy bằng cách tiến hành các nghiên cứu thực nghiệm trên thị trường chứng khoán có liên quan. Căn cứ vào phương pháp luận và các kết quả nghiên cứu trước ñây. Cụ thể là nghiên cứu của của nhóm tác giả Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand (2010), tác giả ñã ñưa ra giả thuyết rằng chính sách cổ tức sẽ có mối quan hệ nghịch chiều với hệ số beta, cơ hội tăng trưởng, ñòn bẩy tài chính và mối tương quan thuận chiều với ROA, chỉ số PE và quy mô doanh nghiệp.
Để kiểm ñịnh giả thuyết, tác giả sử dụng phương pháp thống kê mô tả, phân tích tương quan và hồi quy ña biến bằng phần mềm Eview 6.0 trong nghiên cứu. Các biến LEV, ROA, BETA, PE, GROWTH_RATE, FIRM_SIZE ñược sử dụng như là các biến ñộc lập ñể ñánh giá sự tác ñộng
ñến tỷ lệ chi trả cổ tức. Biến phụ thuộc DIV ñược sử dụng ñể ño lường tỷ lệ
60 hệ giữa các biến ñộc lập là các nhân tố bên trong của doanh nghiệp và biến
phụ thuộc là tỷ lệ chi trả cổ tức ñược thực hiện theo phương pháp hồi quy dữ
liệu bảng.
Kết quả từ bài nghiên cứu ñã cung cấp một bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam về mối liên hệ giữa tỷ lệ chi trả cổ tức và các nhân tố bên trong của doanh nghiệp. Cụ thể, kết quả nghiên cứu cũng xác nhận tồn tại mối tương quan thuận, có ý nghĩa thống kê giữa tỷ lệ chi trả cổ tức và khả năng sinh lợi, tồn tại mối tương quan nghịch, có ý nghĩa thống kê giữa tỷ lệ chi trả
cổ tức và quy mô doanh nghiệp. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cho thấy không có mối tương quan có ý nghĩa thống kê giữa tỷ lệ chi trả cổ tức với cơ
hội tăng trưởng, chỉ số PE, hệ số beta, ñòn bẩy tài chính của các doanh nghiệp. Kết quả này cũng có sự khác biệt so với kết quả của bài nghiên cứu của nhóm tác giả Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand (2010) có thể là do khi ứng dụng vào thị trường chứng khoán Việt Nam có thể có những ñặc ñiểm khác (còn non trẻ, chính sách thuế, thông tin bất cân xứng, lạm phát, môi trường) nên có những kết quả khác.
Xuất phát từ các mối quan hệ này, tác giả gợi ý rằng các doanh nghiệp Việt Nam nếu muốn gia tăng tỷ lệ chi trả cổ tức thì nên quan tâm ñến khả năng sinh lợi trong hoạt ñộng quản trị tài chính của mình. Và các doanh nghiệp ở Việt Nam có quy mô nhỏ sẽ linh hoạt trong chính sách, tận dụng
ñược ñược lợi thế riêng, thường ñược hưởng các chế ñộ ưu ñãi của Chính phủ về chính sách thuế khi nền kinh tế gặp khó khăn, dễ dàng bám sát và phản ứng nhanh với thị trường sẽ có tỷ lệ chi trả cổ tức cao.
5.2. Hạn chế và gợi ý trong tương lai 5.2.1. Hạn chế
61
doanh nghiệp niêm yết trên SGDCK TPHCM, chưa mở rộng thêm mẫu quan sát ở Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội, chưa có tính khái quát cao cho toàn bộ các doanh nghiệp tại Việt Nam, nên kết quả nghiên cứu chỉ mang tính khái quát cho các công ty có ñặc tính giống với các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu.
Thời gian nghiên cứu là sáu (06) năm từ năm 2008 ñến năm 2013, chưa ñủ dài ñể gia tăng mẫu quan sát, sẽảnh hưởng ñến kết quả phân tích.
Các nghiên cứu trong tương lai sẽ hướng ñến phạm vi nghiên cứu rộng lớn hơn, ñể có cái nhìn toàn diện và chính xác hơn về mối quan hệ
giữa các nhân tố bên trong (tính thanh khoản, cấu trúc tài sản, cơ cấu vốn chủ sở hữu) và nhân tố bên ngoài (lạm phát, chính sách thuế, sự bất cân xứng thông tin) tác ñộng ñến tỷ lệ chi trả cổ tức của doanh nghiệp. Các yếu tố này cũng nên ñưa vào mô hình hồi quy ñể xem xét và ñánh giá sự tác