Mô hình ñiều chỉnh từng phần giảñịnh rằng ở bất cứ năm t nào, mức cổ tức mục tiêu (D*) của công ty i tại thời ñiểm t có tương quan với lợi nhuận (Eti), bởi tỷ
D*
ti = rE
ti
Nếu chúng ta giả ñịnh rằng các công ty có phần sở hữu ñáng kể của ñịnh chế, của nhà quản lý, của nhà nước và của nước ngoài có thể có một (r) khác nhau, mô hình trở thành: D* ti = rE ti + r IE ti *Inst + r ME ti*MDum + r GE ti *Gov + r FE ti*Forg
Trong bất cứ năm nào, công ty ñiều chỉnh một phần mức cổ tức mục tiêu. như sau:
Dti – D(t-1)i = α + c(D*ti –D(t-1)i) + µti
Trong ñó α = một hằng sốñại diện cho sự miễn cưỡng của nhà quản lý trong việc giảm cổ tức, và c là "hệ số tốc ñộñiều chỉnh” (speed of adjustment coefficient).
Thay thế các biến và ñơn giản ta ñược:
D ti – D (t-1)i = α + crE ti + cr IE ti*Inst + cr ME ti*MDum + cr GE ti *Gov + cr FE ti*Forg – cD(t-1)i + µti (Mô hình 2, PAM)
Trong ñó:
Inst là biến giả biểu thị sự hiện diện ñáng kể quyền sở hữu của các ñịnh chế.
MDum là biến giả biểu thị sự hiện diện ñáng kể của sở hữu nhà quản lý.
Gov là biến giả biểu thị sự hiện diện ñáng kể của sở hữu nhà nước.
Forg là biến giả biểu thị sự hiện diện ñáng kể của sở hữu nước ngoài.
Các hệ số crI , crM , crG , crF biểu thị những tác ñộng tương ứng của quyền sở hữu ñịnh chế, sở hữu nhà quản lý, sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài với tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty.
Như trên, hệ số cr
I của biến E
ti*Inst, cr
M của E
ti*MDum, dự kiến sẽ âm. Trong khi hệ số cr G của E ti*Gov, cr F của E ti*Forg dự kiến dương. 3.3.3. Mô hình Waud
Mô hình Waud kết hợp các yếu tố của hai mô hình FAM và PAM, giả ñịnh cổ tức mục tiêu D* của doanh nghiệp i tại thời ñiểm t tỷ lệ với thu nhập kỳ vọng dài hạn E*:
D*ti = rE*ti
và sự thay ñổi cổ tức tuân theo mô hình ñiều chỉnh từng phần:
D ti – D (t-1)i = α + c(D* ti –D (t-1)i) + µ ti
Sự kỳ vọng tuân theo mô hình kỳ vọng tương ứng:
E*ti – E*(t-1)i = d(Eti –E*(t-1)i)
Nếu chúng ta giả ñịnh rằng các công ty có phần sở hữu ñáng kể của ñịnh chế, của nhà quản lý, của nhà nước và của nước ngoài có thể có một r khác nhau, mô hình trở thành: D ti – D (t-1)i = αd + cdrE ti + cdr IE ti*Inst + cdr ME ti*MDum + cdr GE ti*Gov + cdr FE ti*Forg + (1-d-c)D (t-1)i - (1-d)(1-c)D (t-2)i - µ ti (Mô hình 3, WM) Trong ñó: Inst là biến giả biểu thị sự hiện diện ñáng kể quyền sở hữu của các ñịnh chế. MDum là biến giả biểu thị sự hiện diện ñáng kể của sở hữu nhà quản lý. Gov là biến giả biểu thị sự hiện diện ñáng kể của sở hữu nhà nước.
Các hệ số cdr I , cdr
M , cdr G , cdr
F biểu thị những tác ñộng tương ứng của quyền sở hữu ñịnh chế, sở hữu nhà quản lý, sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài với tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty.
Cũng vậy, hệ số của Eti*Inst, Eti*MDum ñược kỳ vọng sẽ mang dấu âm. Hệ số của Eti*Gov, Eti*Forg thì ngược lại, dự kiến sẽ mang dấu dương.
3.3.4. Mô hình xu hướng thu nhập ETM
Mô hình xu hướng thu nhập là mô hình ñiều chỉnh từng phần sửa ñổi. Mô hình giả ñịnh một tiến trình tạo ra lợi nhuận cụ thể, cho công ty i tại thời ñiểm t, như sau:
E
ti = (1+j)E
(t-1)i
trong ñó j là một yếu tố xu hướng thu nhập. Giả sử một sự khác biệt có thể có trong yếu tố xu hướng thu nhập cho các công ty có phần sở hữu ñáng kể của ñịnh chế, của nhà quản lý, của nhà nước và của nước ngoài, quá trình tạo ra lợi nhuận trở thành:
E ti = E (t-1)i + jE (t-1)i + j IE (t-1)i*Inst + j ME (t-1)i*MDum + j GE (t-1)i*Gov + j FE (t-1)i*Forg Cổ tức mục tiêu ñược tính bởi: D*ti = rE*ti
Giả thiết rằng cổ tức ñiều chỉnh toàn phần cho các thay ñổi dự kiến, ñó là,
jE (t-1)i + j IE (t-1)i*Inst + j ME (t-1)i*MDum + j GE (t-1)i*Gov + j FE (t-1)i*Forg Phần còn lại là mô hình ñiều chỉnh từng phần. Kết quả rút gọn thành:
Dti – D(t-1)i = α + c[r(Eti – jE(t-1)i – jIE(t-1)i*Inst – jME(t-1)i*MDum - jGE(t-1)i*Gov - j FE (t-1)i*Forg) – cD (t-1)i] + rjE (t-1)i + rj IE (t-1)i*Inst + rj ME (t-1)i*MDum + rj GE (t-1)i*Gov + rj FE (t-1)i*Forg + µ ti
Sắp xếp, thu gọn ta ñược:
Dti – D(t-1)i = α + rcEti + rj(1-c)E(t-1)i + rjI(1-c)E(t-1)i*Inst + rjM(1-c)E(t-1)i*MDum + rjG(1-c)E(t-1)i*Gov + rjF(1-c)E(t-1)i*Forg – cD(t-1)i + µti (Mô hình 4, ETM)
Trong ñó:
Inst là biến giả biểu thị sự hiện diện ñáng kể quyền sở hữu của các ñịnh chế.
MDum là biến giả biểu thị sự hiện diện ñáng kể của sở hữu nhà quản lý.
Gov là biến giả biểu thị sự hiện diện ñáng kể của sở hữu nhà nước.
Forg là biến giả biểu thị sự hiện diện ñáng kể của sở hữu nước ngoài.
Các hệ số rjI(1-c), rjM(1-c), rjG(1-c), rjF(1-c) biểu thị những tác ñộng tương
ứng của quyền sở hữu ñịnh chế, sở hữu nhà quản lý, sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài với tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty.
Một lần nữa hệ số của E
(t-1)i*Inst, E
(t-1)i*MDum mong ñợi sẽ âm. Ngược lại, hệ số
của E(t-1)i*Gov, E(t-1)i*Forg dự kiến sẽ dương.
3.4. Phương thức thực nghiệm
Như ñã ñề cập trong phần trước, dữ liệu nghiên cứu bao gồm mẫu của 70 công ty trong giai ñoạn 2007-2012. Các mô hình cổ tức FAM, PAM và ETM tập trung vào những thay ñổi trong cổ tức và thu nhập trong 2 năm (từ t-1 ñến t). Trong từng thời kỳ (t-1 ñến t), các phương pháp ño lường sở hữu vào thời ñiểm khởi ñầu của thời kỳ (tại thời ñiểm t-1) ñược sử dụng. Do ñó, trong ba mô hình này, có 5 giai
ñoạn quan sát (2007-2008, 2008-2009, 2009-2010, 2010-2011 và 2011-2012). Tuy nhiên, vì mô hình WM sử dụng thông tin chia cổ tức hai giai ñoạn nên sẽ có 4 thời kỳ quan sát trong trường hợp này (2007-2009, 2008-2010, 2009-2011 và 2010- 2012).
Phương pháp ước lượng: Ước lượng dữ liệu bảng trên mô hình tác ñộng cố ñịnh (fixed effect model) ñược sử dụng ñể kiểm tra giả thuyết liên quan ñến cấu trúc sở hữu và tỷ lệ chi trả cổ tức (Baltagi, 1995; Short và cộng sự, 2002). Hệ số chặn của các công ty cụ thể giải thích cho ñặc ñiểm của các công ty trong mẫu. Bên cạnh
ñó, hồi quy bình phương bé nhất tổng quát (Generalised least squares – GLS) ñược thực hiện cho cả bốn mô hình chi trả cổ tức (Short và cộng sự, 2002).
Mô hình này ñược sử dụng nhằm tính ñến tính ñặc trưng của mỗi công ty hay mỗi ñơn vị chéo, là ñể cho tung ñộ gốc thay ñổi ñối với mỗi công ty nhưng vẫn giả ñịnh các hệ sốñộ dốc không ñổi giữa các doanh nghiệp. Thuật ngữ tác ñộng cốñịnh
ñược sử dụng do thực tế là mặc dù tung ñộ gốc có thể khác nhau giữa các cá nhân (ở ñây là 70 công ty), nhưng mỗi tung ñộ gốc (hệ số chặn) của các công ty không thay ñổi theo thời gian; nghĩa là chúng bất biến theo thời gian. Ngoài ra, phương pháp bình phương bé nhất tổng quát (GLS) ñược sử dụng nhằm giúp kiểm soát hiện tượng phương sai thay ñổi và tự tương quan. Vì vậy, kết quả nghiên cứu ñạt ñược từ
nghiên cứu này sẽ phù hợp hơn so với phương pháp bình phương bé nhất thông thường (OLS).
Phần tiếp theo của luận văn sẽ trình bày các thống kê mô tả các biến tài chính ñược sử dụng trong nghiên cứu, thống kê mô tả các biến cấu trúc sở hữu và các kết quả thực nghiệm quan trọng.
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM 4.1. Thống kê mô tả
Thống kê tóm tắt các biến yếu tố tài chính thể hiện trong Bảng 4.1 Thống kê mô tả. Bảng A thể hiện các biến tài chính là cổ tức (D) và thu nhập (E). Việc thanh toán cổ tức tăng dần từ năm 2007 ñến năm 2010, sau ñó giảm vào năm 2011 rồi tăng trở lại vào năm 2012. Việc thanh toán cổ tức vẫn tăng trong giai ñoạn khủng hoảng kinh tế cho thấy dường như chi trả cổ tức là một nhân tố rất quan trọng nếu các công ty cần thu hút nguồn vốn của cổ ñông. Thu nhập trung bình thấp nhất vào năm 2008 phản ánh giai ñoạn khủng hoảng kinh tế vào thời gian này, sau ñó dần phục hồi lại và tăng lên, nhưng ñến năm 2012 lại có một sự sụt giảm, phù hợp với thực trạng kinh tế tại Việt Nam. Thu nhập giảm trong năm 2008 và năm 2012 nhưng cổ tức chi trả không giảm mà thậm chí còn tăng mạnh như năm 2012, ñiều này cho thấy các công ty rất hạn chế trong việc giảm cổ tức vì giảm cổ tức có thể
hàm chứa thông tin không tốt về doanh nghiệp trong tương lai (Lintner, 1956).
Bảng 4.1 Thống kê mô tảBảng A. Các biến tài chính Bảng A. Các biến tài chính Năm Giai ñoạn 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2007-2012 Cổ tức (D) Mean 33,104.68 33,278.75 36,317.15 39,954.20 36,474.88 52,922.19 38,675.31 Median 13,189.00 15,210.50 18,072.00 20,000.00 20,982.73 16,248.39 16,496.78 SD 72,821.81 82,541.98 74,313.55 83,956.16 61,605.00 125,430.60 85,599.40 N 70 70 70 70 70 70 420 Thu nhập (E) Mean 78,206.29 57,214.34 114,747.39 122,001.87 120,590.29 98,836.46 98,599.44 Median 31,627.50 21,737.50 47,355.00 42,685.00 38,352.00 30,346.00 34,736.50 SD 159,599.59 164,590.50 247,835.68 267,935.45 304,468.92 281,381.91 243,861.99 N 70 70 70 70 70 70 420
Bảng B mô tả các biến cấu trúc sở hữu. Nhìn chung, phần sở hữu của ñịnh chế, sở hữu của nhà quản lý giảm nhẹ từ năm 2007 ñến năm 2012. Do ảnh hưởng của khủng hoảng kinh tếñã dẫn ñến sở hữu nước ngoài cũng có sự sụt giảm từ năm 2007 ñến năm 2012. Trong khi ñó, nhà nước dường như vẫn giữ nguyên phần vốn sở hữu của mình trong suốt giai ñoạn nghiên cứu, với gần 80% công ty có sở hữu nhà nước trong mẫu, ñiều này cho thấy sở hữu nhà nước là một ñặc trưng khá phổ
biến ở Việt Nam do ñặc thù kinh tế sau ñổi mới. Bên cạnh ñó, cũng cho thấy quá trình tái cấu trúc nguồn vốn chủ sở hữu của nhà nước tại các doanh nghiệp, tổng công ty ñang ñược niêm yết tại Việt Nam ñang diễn ra rất chậm.
Bảng 4.1 Thống kê mô tả Bảng B. Các biến cấu trúc sở hữu Năm 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Sở hữu của ñịnh chế (Inst=1) Số lượng 42 40 41 39 37 36 % 60.00% 57.14% 58.57% 55.71% 52.86% 51.43% Sở hữu của nhà quản lý (MDum=1) Số lượng 38 31 31 29 33 30 % 54.29% 44.29% 44.29% 41.43% 47.14% 42.88% Sở hữu của nhà nước (Gov=1) Số lượng 56 56 55 55 55 55 % 80.00% 80.00% 78.57% 78.57% 78.57% 78.57%
Sở hữu của nước ngoài (Forg=1)
Số lượng 42 40 37 38 36 37 % 60.00% 57.14% 52.86% 54.29% 51.43% 52.86%
4.2. Kết quả hồi quy mô hình FAM
Bảng 4.2 trình bày kết quả hồi quy của mô hình ñiều chỉnh toàn phần FAM. Sở hữu ñịnh chế có mối tương quan ñồng biến với chi trả cổ tức ở mức ý nghĩa 1%.
ðiều này trái với kỳ vọng của bài nghiên cứu rằng các ñịnh chế e ngại việc bị ñánh thuế cổ tức chồng chéo, ñồng thời sự hiện diện của các ñịnh chế có thể giúp giám sát doanh nghiệp tốt hơn. Kết quả từ mô hình cho thấy vấn ñề về thuế chưa thật sự ñóng vai trò quan trọng trong việc giải thích mối quan hệ giữa sở hữu ñịnh chế và chính sách chi trả cổ tức. ðiều này xảy ra có thể là do mức thuế cổ tức ở Việt Nam còn thấp so với các quốc gia khác nên có thể khuyết khích việc chia cổ tức (UBCKNN, 2011). Bên cạnh ñó, kết quả thực nghiệm cũng cho thấy một ñiều thú vị
rằng sự hiện diện của ñịnh chế ở các doanh nghiệp niêm yết chưa ñưa ra tín hiệu cho thấy họ có thể giám sát ñược hoạt ñộng của công ty và vai trò của các cổ ñông
ñịnh chế này chưa thật sự quan trọng. Kết quả thực nghiệm cho thấy nhà ñầu tư ñịnh chế góp phần làm giảm chi phí ñại diện thông qua việc khuyến khích doanh nghiệp chi trả cổ tức cao hơn. Kết quả này ủng hộ những nghiên cứu của Eckbo và Verma (1994), Moh'd và cộng sự (1995), Short và cộng sự (2002).
Sở hữu nhà quản lý thể hiện mối tương quan nghịch biến với chính sách chi trả cổ tức ở mức ý nghĩa 1%. ðiều này phù hợp với giả thuyết rằng các nhà quản lý thích giữ lại lợi nhuận thay vì chia cho các cổñông dưới dạng cổ tức, các nhà quản lý muốn giữ lại các nguồn lực tài chính sử dụng cho mục tiêu tăng trưởng trong tương lai của công ty cũng như nhằm phục vụ cho lợi ích cá nhân của họ (Jensen, 1986). Kết quả nghiên cứu ñã ủng hộ những bằng chứng của Jensen và cộng sự
(1992), Eckbo và Verma, (1994), Short và cộng sự (2002), Wen và Jia (2010).
Sở hữu nước ngoài thể hiện mối tương quan nghịch biến ở mức ý nghĩa 1%.
ðiều này trái với kỳ vọng của bài nghiên cứu khi cho rằng có mối quan hệ ñồng biến giữa sở hữu nước ngoài và chi trả cổ tức do nhà ñầu tư nước ngoài ưa thích mức cổ tức cao hơn và việc chia cổ tức cao sẽ giúp thu hút nhà ñầu tư nước ngoài tham gia góp vốn cho doanh nghiệp (Baba, 2009; Jeon và cộng sự, 2011). Kết quả
từ mô hình ñã ủng hộ cho lý thuyết phát tín hiệu khi cho rằng sự hiện diện của nhà
ñầu tư nước ngoài có thể thay thế cho việc phải chi trả cổ tức cao và từñó cung cấp tín hiệu ra bên ngoài rằng triển vọng của công ty là khả quan. Kết quả này cũng có thểñược giải thích là do những nhà ñầu tư nước ngoài ở Việt Nam hiện nay ña phần là những quỹñầu tư, những tổ chức chuyên nghiệp ñầu tư vốn lâu dài với mục tiêu
ñể phát triển doanh nghiệp hơn là quỹñầu cơ (Dahlquist và Robertsson, 2001). Kết quả này bổ sung cho những nghiên cứu của Dahlquist và Robertsson (2001), Covrig và cộng sự (2006), Matthias và Henk (2009). Bên cạnh ñó, hệ số chênh lệch trong thu nhập ròng Et –Et-1 dương cũng có ý nghĩa thống kê tới chi trả cổ tức ở mức ý nghĩa 1%, cho thấy chênh lệch trong thu nhập càng lớn thì chi trả cổ tức càng cao. Hệ số R2 = 52.5% cho thấy mức ñộ giải thích của mô hình tương ñối tốt.
Bảng 4.2 Kết quả hồi quy GLS cho mô hình ñiều chỉnh toàn phần FAM:
D ti – D (t-1)i = α + r(E ti – E (t-1)i) + r I(E ti – E (t-1)i)*Inst + r M(E ti – E (t-1)i)*MDum + r G(E ti – E (t-1)i)*Gov + r F(E ti – E (t-1)i)*Forg + µ ti Biến Hệ số t-statistic c 3788.932 19.461*** E t –E t-1 0.266 4.147*** (Et –Et-1)*Inst 0.139 3.031*** (Et –Et-1)*MDum -0.327 -10.535*** (Et –Et-1)*Gov 0.051 0.983 (E t –E t-1)*Forg -0.135 -3.248*** R-squared 0.525 Adjusted R-squared 0.398
Các biến ñược ñịnh nghĩa như sau: D t –D
t-1 là sự thay ñổi trong cổ tức. E t –E
t-1 biểu thị thay ñổi trong thu nhập. Inst bằng 1 nếu phần sở hữu của các cổ ñông ñịnh chế
lớn hơn 5%; bằng 0 nếu ngược lại. MDum bằng 1 nếu phần sở hữu của nhà quản lý lớn hơn 5%; bằng 0 nếu ngược lại. Gov bằng 1 nếu phần sở hữu của các cổ ñông nhà nước lớn hơn 5%; bằng 0 nếu ngược lại. Forg bằng 1 nếu phần sở hữu của các cổñông nước ngoài lớn hơn 5%; bằng 0 nếu ngược lại.
*** thể hiện biến có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.
** thể hiện biến có ý nghĩa thống kê ở mức 5%.
* thể hiện biến có ý nghĩa thống kê ở mức 10%.