3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨ U
3.1.9. Sở hữu bên trong (Insider ownership)
Sở hữu bên trong được định nghĩa là phần trăm của cổ phần phổ thơng của cơng ty được nắm giữ bởi những người bên trong như một tỷ lệ của số lượng cổ
phiếu lưu hành. Biến này thường được dùng trong các nghiên cứu trước đây nhưlà
một yếu tố quyết định của chính sách cổ tức (Mehar, 2002; Al-Malkawi, 2007). Mehar (2002) đưa ra giả thuyết và thấy rằng nếu một cơng ty cĩ quyền sở hữu tập trung lớn thì cơ hội trả cổ tức sẽ cao hơn. Vì với cách thức như vậy cổ tức sẽ đi vào
túi của các thành viên HĐQT. Cơ hội sẽ thấp nếu một lượng lớn đáng kể được trả
thơng qua cổ tức cho bên ngồi. Trong trường hợp này, các thành viên HĐQT sẽ bù đắp cho họ thơng qua các lợi ích từ điều hành. Các thành viên so sách rằng bằng
cách nào họ tối đa hĩa thu nhập, ngay cả thơng qua cổ tức hay thơng qua lương điều
hành. Kết quả thực nghiệm của Najjar (2009) ở Anh và Moradi (2012) ở Iran cũng cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa cổ tức chi trả và sở hữu bên trong. Mặt khác, Al-Malkawi (2007) đưa ra giả thuyết và thấy rằng sở hữu bên trong cĩ mối tương quan nghịch với chính sách cổ tức. Họ cho rằng chi phí đại diện cĩ thể được giảm đi nếu phần trăm sở hữu bên trong tăng. Do đĩ, khơng cần thiết cho cơng ty với sở hữu bên trong cao khi dùng cổ tức nhưlà cơng cụ giảm chi phí đại diện. Farinha (2003)
giải thích kết quả khơng thống nhất này bằng cách đưa ra bằng chứng rằng trả cổ
tức cĩ mối liên hệ nghịch với quyền sở hữu của nhĩm lợi ích bên trong bên dưới một mức độ cố vị (an entrenchment level) của quyền sở hữu, trong khi chúng cĩ
quan hệ cùng chiều bên trên mức độ đĩ. Vì kết quả khơng thống nhất này, giả
thuyết đưa ra là:
H9: cĩ mối quan hệ giữa tỷ lệ phần trăm sở hữu của các thành viên bên trong
và tỷ lệ trả cổ tức.
Bảng 3-1- Tương quan giữa tỷ lệ trả cổ tức và các yếu tố trong các nghiên cứu
trước đây
Nghiên cứu trước đây S T T Yếu tố Tác giả Kết quả Dự đốn bài này Bathala và Rao (1995), Borokhovich
và cộng sự (2005), Najjar (2009), Moradi (2012)
- Schellenger và cộng sự (1989),
Kaplan và Reishus (1990), Belden và
cộng sự (2005),
+ 1 Thành viên
bên ngồi
Cotter và Silvester (2003) Khơng
tương quan + 2 Khả năng sinh lời Chang và Rhee (1990), Ho (2003), Aivazian và cộng sự (2003), Najjar (2009) + + Ho (2003), Kanwal và Kapoor (2008), Ahmed và Javid (2009), Moradi (2012)
+ 3 Tính thanh
khoản
Al-Shubiri (2011), Mehta (2012) Khơng
tương quan + Aivazian và cộng sự (2003), Ho (2003), Najjar (2009), Moradi (2012) - 4 Cấu trúc tài sản Kock và Shenoy (1999) + +/-
doanh cộng sự (1998), Kock và Shenoy (1999), Ho (2003), Vivazian và cộng sự (2003), Najjar (2009), Moradi (2012)
6 Quy mơ cơng
ty
Holder và cộng sự (1998), Gul và
Kealey (1999), Koch và Shenoy (1999), Chang và Rhee (1990), Ho (2003), Aivazian và cộng sự (2003), Najjar (2009) + + 7 Cơ hội tăng trưởng
Chang và Rhee (1990), Myers và
Majluf (1984) , Holder và cộng sự (1998), Gul và Kealey (1999), Ho (2003) và Aivazian và cộng sự (2003), Moradi (2012) - - Jensen và cộng sự (1992) và Avaizian và cộng sự (2003), Moradi (2012) - 8 Mức độ nợ Chang và Rhee (1990) + +/-
Mehar (2002), Najjar (2009), Moradi
(2012) + Al-Malkawi (2007) - 9 Sở hữu bên trong Farinha (2003) +/- +/-
(ký hiệu dấu + là tương quan cùng chiều, ký hiệu dấu - là tương quan ngược chiều,
ký hiệu +/- là tương quan cùng hoặc ngược chiều)
3.2. Dữ liệu và mơ hình 3.2.1. Dữ liệu
Dữ liệu được lấy từ 2 nguồn:
i) Các báo cáo tài chính của các cơng ty được niêm yết trên sàn chứng
ii) Dữ liệu về giá cổ phiếu và chỉ số thị trường lấy từ nguồn dữ liệu của HOSE, HNX, website cafef.vn, website stox.vn.
Sau khi loại bỏ các cơng ty khơng thu thập đủ dữ liệu cho các biến cần nghiên cứu, kết quả thu được 192 cơng ty. Được phân thành 6 ngành theo hệ thống ICB gồm: vật liệu cơbản (basic material), hàng tiêu dùng (consummer goods), dịch
vụ tiêu dùng (consummer service), cơng nghiệp (industrial), cơng nghệ
(technology), dịch vụ hạ tầng (utilities).
3.2.2. Mơ hình
Bài nghiên cứu sử dụng hai mơ hình hồi quy tobit và hồi quy logit.
Đa số các cơng ty chi trả cổ tức bằng tiền hằng năm, nhưng bên cạnh đĩ cũng
cĩ khơng ít trường hợp cơng ty chi trả cổ tức bằng cổ phiếu hoặc khơng trả cổ tức trong năm. Do đĩ, biến phụ thuộc cần khảo sát là tỷ lệ trả cổ tức bằng tiền sẽ chỉ
quan sát được đối với những năm cĩ chi trả cổ tức. Những năm khơng chi trả cổ tức
thì biến phụ thuộc khơng quan sát được. Để ước lượng mơ hình hồi quy trong trường hợp này, tác giả khơng sử dụng mơ hình thơng thường OLS mà sử dụng mơ
hình tobit để đo lường mức độ và tỷ lệ tác động của các yếu tố lên tỷ lệ trả cổ tức.
Ngồi ra, để xem xét khả năng tác động của các yếu tố khảo sát lên quyết
định cổ tức. Hay nĩi cách khác, đĩ là khả năng cơng ty trả cổ tức hay khơng trả cổ
tức phụ thuộc vào yếu tố nào, bài nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy logit với biến phụ thuộc là một biến giả. Trường hợp cơng ty cĩ trả cổ tức trong năm thì giá trị của biến phụ thuộc là 1 và ngược lại thì nhận giá trị 0.
3.2.2.1. Mơ hình hồi quy tobit
DPRit = α + β’Xit + εit nếu vế phải > 0, hoặc DPRit = 0 (3.1)
• Biến phụ thuộc:
DPRit : Tỷ lệ trả cổ tức bằng tiền = cổ tức bằng tiền trên mỗi cổ phần chia cho thu nhập trên mỗi cổ phần.
(1) OUTSIDE :Số lượng thành viên trong HĐQT khơng trực tiếp tham gia
điều hành cơng ty (cịn gọi là thành viên độc lập hoặc thành viên bên ngồi) (2) CFA :Đo lường khả năng sinh lời và bằng dịng tiền thuần từ hoạt
động kinh doanh chia cho tổng tài sản.
(3) FCF :Đo lường khả năng thanh khoản và được tính bằng tỷ lệ dịng tiền tự do chia cho tổng tài sản.
(Dịng tiền tự do = Thu nhập sau thuế + khấu hao - thay đổi vốn lưu động - chi tiêu vốn)
(4) TANG :Cấu trúc tài sản được tính bằng tài sản cố định chia cho tổng
tài sản.
(5) BETA :Rủi ro kinh doanh được đo lường thơng qua chỉ số beta của thị
trường. Beta được đo lường bằng tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu cơng ty và tỷ
suất sinh lợi của thị trường, được tính theo tuần.
(6) SIZE : Quy mơ cơng ty được tính bằng logarit tự nhiên của tổng tài
sản.
(7) MB : Cơ hội tăng trưởng được tính bằng giá thị trường chia cho giá trị sổ sách của vốn cổ phần.
(8) LEV : Mức độ nợ được đo lường bằng tổng nợ vay chia cho tổng vốn chủ sở hữu.
(9) BOARDOWN: Tỷ lệ phần trăm cổ phần được sở hữu bởi các thành viên bên trong cơng ty.
3.2.2.2. Mơ hình hồi quy logit
Gọi Pi là xác suất cơng ty quyết định trả cổ tức và được ước lượng bằng một
hàm phân phối logit.
Pi= 1/ [1+ exp(-XTiβ)]
Với XTi β là ma trận các tham số, nhận giá trị từ -∞ đến +∞. Pi nhận giá trị
từ 0 đến 1. Khi đĩ, (1-Pi) là xác suất cơng ty khơng trả cổ tức. Nên Pi /(1-Pi) = exp(XTiβ)
Li = Ln[Pi /(1-Pi)] =XTiβ
Và do đĩ, ta cĩ mơ hình ước lượng logit như sau:
Li = ln [Pi/(1-Pi)] = XTiβ + εi (3.2)
• Biến phụ thuộc:
Là biến giả, nhận giá trị 1 cho các cơng ty trong năm cĩ trả cổ tức bằng tiền, ngược lại nhận giá trị là 0 (các cơng ty khơng trả cổ tức hoặc cổ tức bằng cổ phiếu).
• Các biến độc lập: giống như mơ hình tobit ở trên.
Trong hai mơ hình trên thì các biến địn bẩy tài chính, rủi ro hệ thống, quy mơ cơng ty được xem là biến kiểm sốt. Và các biến tỷ lệ thành viên khơng điều
hành trong ban quản trị, dịng tiền tự do, cơ hội cĩ thu nhập được xem như thay cho chi phí đại diện.
3.2.3. Kiểm định sự tác động của yếu tố ngành lên chính sách cổ tức
Để xem xét tác động của yếu tố ngành lên chính sách cổ tức, tác giả thêm
vào cả hai mơ hình tobit và logit 5 biến giả ngành. Vì cĩ tất cả 6 ngành nên số biến
giả là 6-1=5 để tránh bẫy biến giả. Nếu cơng ty thuộc ngành thứ nhất (vật liệu cơ bản) thì IND1=1, ngược lại nếu cơng ty khơng thuộc ngành thứ nhất thì IND1 = 0.
Cách gán giá trị tương tự cho các biến từ IND2đến IND5. Như vậy các cơng ty thuộc ngành thứ 6 sẽ cĩ giá trị IND1=IND2=IND3=IND4=IND5=0.
DPRit = α + β’Xit + £INDit +εit nếu vế phải > 0, hoặc DPRit = 0 (3.3)
Li = ln [Pi/(1-Pi)] = XTiβ + £INDit + εi (3.4)
Ngồi ra, do các cơng ty cĩ năm trả cổ tức nhưng cĩ năm thì giữ lại tồn bộ
lợi nhuận, nên tỷ lệ trả cổ tức khơng tuân theo phân phối chuẩn. Đo đĩ, tác giả đề
xuất kiểm định phi tham số theo Kruskal-Wallis để kiểm tra sự khác biệt trong tỷ lệ
cổ tức chi trả giữa các ngành. Phương pháp này được đề xuất bởi A.Michel (1979) khi kiểm tra sự khác biệt về tỷ lệ trả cổ tức ở Mỹ giai đoạn 1967-1976 và Pandey (2003) khi kiểm tra sự khác biệt tỷ lệ trả cổ tức các cơng ty ở Malaysia giai đoạn 1993-2000. Bài nghiên cứu này sử dụng kiểm định Friedman để kiểm tra sự khác biệt tỷ lệ trả cổ tức của mỗi ngành qua các năm.
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Sau khi loại trừ các cơng ty thuộc lĩnh vực tài chính như chứng khốn, bảo hiểm, ngân hàng. Mẫu cịn lại 192 cơng ty, niêm yết trên cả 2 sàn HOSE và NHX. Kết quả hồi quy từ chương trình phần mềm stata-12 như sau:
4.1. Kết quả từ mơ hình hồi quy tobit
Bảng 4-1 - Thống kê mơ tả các biến trong mơ hình hồi quy
- Tỷ lệ trả cổ tức bình quân trong suốt thời kỳ 2008-2012 là 40%.
- Trung bình số lượng thành viên bên ngồi (thành viên khơng điều hành) trong mỗi cơng ty là 3 người. Tối thiểu là 0 và tối đa là 9 người.
- Tỷ lệ dịng tiền tự do trên tổng tài sản là 4%, cho thấy các cơng ty khơng cĩ tình trạng thặng dư tiền nhiều.
- Cơ hội tăng trưởng bình quân khơng cao, chỉ ở mức 1,04 %. Cho thấy giai
đoạn 2008-2012 thị trường khơng đánh giá cao khả năng tăng trưởng của các doanh nghiệp.
Bảng 4-2 - Ma trận tương quan các biến độc lập
- Nhìn chung khơng cĩ mối tương quan cao giữa các biến độc lập. Hệ số tương quan cao nhất là của LEV và SIZE với giá trị 0,46. Mức tương quan này là
khơng cao và chấp nhận được.
Bảng 4-3 - Kiểm tra chỉ số VIF
- Chỉ số VIF = 1,19 < 10 nên khơng xảy ra trường hợp đa cộng tuyến trong mơ
Bảng 4-4 - Kết quả hồi quy mơ hình tobit với tác động ngẫu nhiên
Kết quả mơ hình cho thấy cĩ 3 biến cĩ ý nghĩa thống kê. Chỉ số Prob > chi2
nhỏ hơn 0.0001, nên bác bỏ giả thuyết H0 - các hệ số đồng thời bằng khơng. Do đĩ, mơ hình cĩ ý nghĩa thống kê.
- Hệ số của biến MB là 0,12 và của biến SIZE là -0,05 với mức ý nghĩa khá
cao, nhỏ hơn 1%.
- Hệ số của biến BOARDOWN là 0,20 với mức ý nghĩa là nhỏ hơn 5%.
- Các biến cịn lại như OUTSIDE, CFA, FCF, TANG, BETA, LEV đều khơng
Bảng 4-5 - Mơ hình tobit: tác động biên trường hợp tỷ lệ cổ tức ước lượng
Bảng 4-7 - Mơ hình tobit: tác động biên trường hợp tỷ lệ cổ tức thực tế
Kết quả từ bảng 4.7 thể hiện mức độ tác động của từng biến lên biến phụ
thuộc. Trong đĩ, biến BOARDOWN cĩ tác động mạnh nhất với hệ số 0,11 và kế đến là MB với hệ số là 0,06 và cuối cùng là SIZE với hệ số -0.02.
4.2. Kết quả từ mơ hình hồi quy logit.
Bảng 4-8 - Kết quả hồi quy logit
Cĩ 5 biến cĩ ý nghĩa thống kê gồm: OUTSIDE, TANG, MB, LEV và
MB với hệ số 1,74 , biến LEV với hệ số -0,26 và với cùng mức ý nghĩa 1%. Biến BOARDOWN cĩ hệ số 0,66 với mức ý nghĩa nhỏ hơn 10%.
Mức độ ảnh hưởng đến khả năng trả cổ tức được tính bằng eβ. Biến chính cần nghiên cứu là OUTSIDE cĩ tác động với hệ số β= -0,17. Đo đĩ mức độ tác
động là e-0,17 = 0,84 = 84%. Tức là, khi số thành viên bên ngồi tăng 1 đơn vị thì khả năng trả cổ tức giảm 16%. Tương tự biến MB cĩ hệ số β= 1,74 nên khi tỷ lệ giá thị trường trên giá sổ sách tăng 1 đơn vị thì khả năng trả cổ tức tăng 5,7 lần (vì
e1,74= 5,7)
4.3. Tổng hợp kết quả từ hai mơ hình.
Tổng hợp từ 2 mơ hình hồi quy tobit và logit ta tiến kiểm tra với các giả
thuyết ban đầu.
- OUTSIDE: Mặc dù kết quả từ mơ hình tobit cho thấy biến OUTSIDE khơng cĩ ý nghĩa thống kê, nhưng kết quả ở mơ hình logit cho thấy cĩ tác động ngược chiều với quyết định trả cổ tức hệ số -0,17 với mức ý nghĩa nhỏ hơn 1%. Kết
quả này phù hợp với Bathala và Rao (1995), Borokhovich và cộng sự (2005), giả
thuyết thay thế của La Porta và cộng sự (2000), Najjar (2009), Moradi (2012).
Điều này phù hợp với thực tế đa số các cơng ty ở Việt Nam cĩ cơ chế quản
trị yếu kém, nên họ cĩ xu hướng dùng cổ tức cao để tạo danh tiếng. Và thành viên bên ngồi với sự độc lập và kiểm sốt tốt sẽ là sự thay thế cho cổ tức chi trả.
Nên Ta chấp nhận giả thuyết H1.
- CFA: biến CFA ở cả 2 mơ hình tobit và logit đều khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Tức là khơng cĩ sự tương quan giữa khả năng lợi nhuận và tỷ lệ cho trả cổ tức. Do
dĩ, ta bác bỏ giả thuyết H2.
- FCF: Tương tự biến CFA, FCF ở cả 2 mơ hình tobit và logit đều khơng cĩ ý nghĩa thống kê.
Vậy giả thuyết H3 bị bác bỏ.
- TANG: Mơ hình tobit khơng cho thấy khơng cĩ mối quan hệ giữa tài sản hữu
hình cĩ tác động ngược chiều với quyết định cổ tức với mức ý nghĩa nhỏ hơn 1%. Kết quả phù hợp với Ho (2003), Aivazian (2003), Najjar (2009), Moradi (2012). Nên ta chấp nhận giả thuyết H4.
- BETA: cả 2 mơ hình đều cho thấy khơng cĩ mối tương quan giữa cổ tức và rủi ro kinh doanh. Do dĩ, ta bác bỏ giả thuyết H5.
- SIZE: Khơng cĩ mối quan hệ giữa quy mơ cơng ty và quyết định trả cổ tức trong mơ hình logit, nhưng kết quả từ mơ hình tobit lại cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa quy mơ cơng ty và tỷ lệ trả cổ tức với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này ngược với giả thuyết ban đầu được xây dựng từ khung lý thuyết và các nghiên cứu trước đĩ cho rằng quy mơ càng lớn thì tỷ lệ trả cổ tức càng cao. Thực tế, các doanh nghiệp ở Việt Nam khơng theo quy luật này. Điều này cĩ thể dễ nhận ra từ ma trận tương quan ở bảng 4-2, quy mơ doanh nghiệp cĩ mối tương quan ngược chiều với
khả năng lợi nhuận. Trong giai đoạn 2008-2012, đa số các doanh nghiệp lớn đầu tư ngồi ngành quá nhiều nhưng khơng hiệu quả đã làm cho lợi nhuận chung của doanh nghiệp sụt giảm, nên khơng cĩ tiền để trả cổ tức cao. Ngược lại các doanh nghiệp nhỏ với nguồn vốn ít ỏi và khơng đầu tưdàn trải mang lại lợi nhuận cao, nên
trả cổ tức nhiều. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Nguyễn Chế Em (2012)