Dựa vào nghi n cứu của Duha Al-Kuwari: Yếu tố quyết định chính sách cổ tức của các công ty niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán – Trƣờng hợp của các nƣớc vùng vịnh (GCC) đƣợc đăng trên “ Global Economy & Finance Journal -
Vol. 2 No. 2 September 2009. Pp. 38-63” C ng với những nghiên cứu tham khảo khác và những giả thuyết T c giả đề nghị mô h nh nghi n cứu cho c c công ty ni m yết tr n sàn Hose như sau:
DIV = f(GOV, FCF, SIZE, GROWTH, LEV, BETA, PROF)
Y = β0 + β1GOV + β2FCF + β3SIZE + β4GROWTH + β5LEV+ β6BETA+ β7FROF
Y: là biến phụ thuộc d ng đ đo lường tỷ lệ chi trả cổ tức bằng tiền của các doanh nghiệp.
GOV, FCF, SIZE, GROWTH, LEV, BETA, FROF: là biến độc lập d ng đ nh gi t c động của các nhân tố vi mô lên chính sách cổ tức bằng tiền của doanh nghiệp.
Tác giả ch n mô hình nghiên cứu của Al – Kuwari áp dụng cho bài nghiên cứu của mình vì theo tác giả giữa thị trường chứng khoán Việt Nam và thị trường chứng khoán của c c nước GCC có những tương đồng đó là đều là thị trường chứng khoán đang ph t tri n (Thị trường chứng khoán của c c nước GCC – 1999 ; thị trường chứng khoán Việt Nam - 2000), tốc độ tăng GDP của c c nước GCC trung bình 10 năm gần nhất 6 - 7 % có sự tương đồng với Việt Nam 6- 7 % và một lý do không kém phần quan tr ng đó là ở mô hình này liệt kê tương đối đầy đủ các biến vi mô mà các tác giả nghiên cứu ở Việt Nam chưa thực hiện (Nguyễn Thị C m Tú (2012), Trần Hoàng Hi n (2012)).
-51-
3.6.2. Đo lƣờng các biến trong mô hình và kỳ vọng dấu
Từ kết quả nghiên cứu giả thuyết và mô hình nghiên cứu đề nghị, tác giả kỳ v ng kết quả nghiên cứu chính sách cổ tức của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán TP. Hồ Ch Minh như sau:
STT Ký hiệu Giải thích Cách ác định các biến
Kỳ vọng dấu Biến phụ thuộc
1 DIV Tỷ lệ chi trả cổ tức Cổ tức chi trả bằng tiền /Tổng vốn CSH Biến độc lập 1 GOV Tỷ lệ cổ phần Nhà nước sở hữu Cổ phần Nhà nước sở hữu/Tổng số cổ phần +
2 FCF Dòng tiền Dòng tiền hoạt động/Tổng tài sản
+
3 SIZE Quy mô doanh
nghiệp Log (Tổng Tài sản)
+
4 GROWTH Tốc độ tăng trưởng
(Doanh thu năm nay/Doanh thu năm trước)-1
_
5 LEV Đòn b y tài chính Tổng nợ/Tổng nguồn vốn cổ phần
_
6 BETA Hệ số rủi ro Covar(Ri,Rm)/Var(Rm) _
7 PROF Tỷ suất lợi nhuận Lợi nhuận/Tổng nguồn vốn cổ phần
+
Ghi chú: Dấu cộng ( ) Có t c động cùng chiều với chính sách chi trả cổ tức, dấu trừ (-) có t c động ngược chiều với chính sách cổ tức.
-52-
Kết luận chƣơng 3:
Chương 3 Tr nh bày thực trạng về thị trường chứng khoán trong thời gian qua, tác giả đ tr nh bày về khung pháp lý chính sách, về th chế, về hệ thống trung gian thị trường và cụ th về thực trạng chi trả cổ tức bằng tiền của các doanh niêm yết tại HOSE; Tr n cơ sở thực trạng kết hợp chương 2 t c giả ch n quy trình nghiên cứu và đưa ra mô h nh nghi n cứu cho vấn đề chính sách chi trả cổ tức của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Tp. Hồ Ch Minh giai đoạn 2009 – 2013. Qua nhìn nhận ph n t ch chương này t c giả đ r t tra được một số vấn đề cụ th là:
Khung ph p lý và ch nh s ch: Đ cơ bản hoàn thiện cho thị trường vốn trong đó có chứng khoán phát tri n từ Nghị định năm 1996 đ cho ra luật chứng ho n năm 2007 và sửa đổi 2010 cho phù hợp với xu thế của thế giới và thị trường chứng khoán Việt Nam ngoài ra còn có c c ch nh s ch ưu đ i về thuế tạo động lực cho thị trường phát tri n bền vững. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Về th chế: Đ từng bước hoàn thiện từ Trung tâm giao dịch chứng khoán lên Sở giao dịch chứng ho n cho phép Nhà đầu tư trong và ngoài nước tham gia niêm yết và đầu tư
Về Quy mô thị trường: đ được nâng lên rõ ràng về số lượng và chất lượng từ 02 công ty với số vốn 270 tỷ nay đ là 702 công ty với số vốn 449.000 tỷ đồng và chiếm 31 % GDP Việt Nam, số tài khoản giao dịch tăng l n 1 27 triệu trong đó nhà đầu tư nước ngoài chiếm gần 2 % nhưng gi trị 25 % - 30 % số lượng cổ phiếu thị trường.
Về hệ thống trung gian tài ch nh đ tăng đ ng hiện nay có hơn 100 công ty chứng ho n trong đó 87 % là hoạt động tốt khoảng 10 % là hoạt độnng kém và đang bị ki m soát.
Về thực trạng chi trả cổ tức của các doanh nghiệp tại HOSE: đó là mức chi trả giao động ở mức có th chấp nhận so với lãi suất ng n hàng là 15%/ Năm tuy nhi n nó hông đồng đều giữa các ngành, cụ th còn có tới hơn 10 % doanh nghiệp không chi trả cổ tức, có những doanh nghiệp đ công bố nhiều năm mà hông chi trả, có ngành chi trả cao, ngành chi trả thấp, và có sự chênh lệch quá lớn gấp hơn 10 lần.
-53-
Từ thực trạng trạng về việc chi trả cổ tức trong thời gian qua, từ lý luận về vấn đề chi trả cổ tức tác giả đ đưa ra quy tr nh nghi n cứu của bản th n và đưa ra mô hình nghiên cứu theo tác giả là phù hợp với yêu cầu của phát tri n chứng khoán Việt Nam hiện nay.
-54-
CHƢƠNG 4:KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 4.1. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
-55-
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến sử dụng trong mô hình
DIV GOV FCF SIZE GROWTH LEV BETA PROF Gi trị trung b nh 0,1524 0,2310 0,0525 1,1941 0,1713 0,5002 0,7786 0,3090 Trung vị 0,1500 0,1564 0,0430 1,1883 0,1363 0,5343 0,8400 0,2490 Gi trị lớn nhất 0,7286 0,7992 1,1893 1,3588 1,9626 0,9015 2,0900 2,5563 Gi trị nh nhất 0,0000 0,0000 -0,6959 1,1010 -0,7306 0,0026 -0,7800 -1,0332 Độ lệch chu n 0,1286 0,2344 0,1477 0,4726 0,3637 0,2045 0,4606 0,3093 Độ bất c n xứng 1,5380 0,5284 1,1196 0,6795 1,3336 -0,2845 -0,3019 1,4543 Độ nh n 5,1557 1,8516 1,0415 3,4224 7,3585 2,0842 2,7303 8,7971 Gi trị ph n phối Jarque-Bera 3,2344 8,6059 2,1201 7,1561 9,2254 4,1069 1,5454 1,4864 Gi trị x c xuất tới hạn 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0004 0,0000 Tổng c c gi trị 1,2925 1,9586 4,4561 1,0126.32 1,4525 4,2420 6,6026 2,6205 Tổng b nh phương c c sai số ti u chu n 1,3998 4,6526 1,8481 1,8921 1,1201 3,5412 1,7967 8,1014 Số quan s t 848 848 848 848 848 848 848 848
-56-
Từ bảng kết quả 4.1, có th thấy:
GOV – Tỷ lệ sở hữu vốn Nhà nước trong các Công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Hose Trung bình là 23,10 % , cao nhất là 79,92 và thấp nhất là 0%
FCF – Dòng tiến tự do trong các Công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Hose Trung bình là 5,2 %, cao nhất là 118,9 % và thấp nhất là – 69,59%
SIZE – Quy mô trung bình của các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Hose ở mức là 1,19 lần, cao nhất 1,35 lần và thấp nhất là 1,1 lần.
GROWTH – Tốc độ tăng trưởng doanh thu của ngành ở mức trung bình là 0,17 lần, cao nhất ở mức 1,96 lần và thấp nhất ở mức -0,73 lần.
LEV – Đòn b y tài chính trong các Công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Hose Trung bình là 50,02 % cao nhất 90,15 % và thấp nhất là 0,26 %
BETA – Hệ số rủi ro trong các Công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Hose Trung bình là 0,77 lần cao nhất là 2,09 lần và thấp nhất là – 0,78 lần
ROE – Tỷ số lợi nhuận sau thuế trên vốn cổ phần của các Công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Hose mức trung bình là 30,90 % cao nhất ở mức 255,63 % và thấp nhất ở mức - 103, 32 % (thua lỗ).
Các tham số đặc trưng cho dạng phân phối xác xuất của các biến:
Hệ số bất đối xứng – Skewness: Hệ số cho biết phân phối đang xét có bị lệch so với phân phối chu n không, nếu có thì là lệch trái hay lệch phải, kết quả cho thấy: GOV, FCF, GROWTH, SIZE, PROF có chỉ số S ewness > 0 Điều này cho thấy phân phối bị lệch phải. LEV, BETA chỉ số Skewness < 0, cho thấy phân phối bị lệch trái.
Hệ số nh n – Kurtosis: Hệ số đo độ nh n hình chóp, cho biết mức độ dao động của một phân phối, kết quả cho thấy biến DIV, PROF, SIZE và GROWTH có độ nh n cao, tức là mức độ dao động mạnh.
Thống kê gi trị ph n phối Jarque-Bera: Kết quả cho thấy tính chu n của hầu hết tất cả các biến đều bị bác b ở mức ý nghĩa 1% (P_value < 1%)
-57-
4.1.2. Ma trận tƣơng quan giữa các biến:
Một vấn đề thường gặp phải trong việc ước lượng mô hình hồi quy bội đó là đa cộng tuyến (multicollinearity). Nếu tồn tại đa cộng tuyến s làm cho kết quả ước lượng hông còn ch nh x c Đ phát hiện vấn đề đa cộng tuyến, quy tắc ki m định là khi hệ số tương quan giữa các biến độc lập > 0,9 hoặc hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF variance – inflating factor) > 10 thì mức độ đa cộng tuyến được xem là cao. Các bảng dưới đ y tr nh bày ma trận hệ số tương quan giữa các biến giải thích và hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF) giữa các biến giải thích.
Kết quả ở các bảng cho thấy hệ số tương quan giữa các biến giải th ch đều thấp hơn 0 5 Đồng thời, hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF) của các biến trong mô h nh đều nh hơn 2 Do đó có th kết luận rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến giải thích xảy ra trong các mô hình.
- 58 -
Bảng 4.2. Ma trận hệ số tƣơng quan và hệ số VIF giữa các biến giải thích (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
DIV GOV FCF GROWTH BETA SIZE LEV PROF R2(j) VIF
DIV 1,000 GOV 0,0637 1,000 0,0280 1,0288 FCF 0,2099 0,1372 1,000 0,0989 1,1097 GROWTH 0,.2043 -0,0777 -0,0588 1,000 0,0786 1,0854 BETA -0,0982 0.0704 -0,0508 0,0145 1,000 0,0719 1,0774 SIZE -0.0045 0.0223 -0,1019 0,0919 0,2254 1,000 0,1900 1,2345 LEV -0,2426 -0,0379 -0,2590 0,0693 0,0792 0,3441 1,000 0,2136 1,2716 PROF 0,6733 0,0645 0,1848 0,2355 -0,1181 0,0912 -0,2136 1,000 0,1712 1,2066
Ghi chú: Tính toán của tác giả dựa trên kết quả chạy từ phần mềm EVIEW. R2(j) là hệ số x c định chạy từ các hồi quy phụ của biến thứ j. VIF = 1/(1- R2(j))
- 59 -
4.1.3. Kết quả ƣớc lƣợng các mô hình hồi quy Bảng 4.3. Kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là DIV
iến Mô hình OLS Mô hình REM Mô hình FEM
Hệ số hồi quy Ý nghĩa thống Hệ số hồi quy Ý nghĩa thống Hệ số hồi quy Ý nghĩa thống C 0.189613 0.0283 0.142296 0,1936 -0.229604 0,2991 GOV 0.009485 0,4976 0.010628 0,5477 -0.022293 0,6185 FCF 0.061551 ***0.0077 0.039197 **0,0657 0.019189 0,2087 SIZE -0.008293 0,2751 -0.003108 0,7445 0.029852 0,1246 GROWTH 0.025122 ***0,0068 0.029418 ***0,0003 0.036692 ***0,0000 LEV -0.052549 ***0,0033 -0.068379 ****0,0016 -0.080126 **0,0570 BETA -0.002634 0,7176 0.003307 0,6457 0.015263 **0,0955 PROF 0.260323 ***0,0000 0.224302 ***0,0000 0.166972 ***0,0000 Số quan s t 848 848 848 R2 điều chỉnh 0,4691430 0,370947 0,6442560 Hệ số Durbin- Watson 1,1169500 1,487382 2,0224490 Ý nghĩa mô hình 0,0000000 0,0000000 0,0000000 Ki m định Wald 0,0000000 0,0000000 0,0000000
Kết quả kiểm định Hausman để lựa chọn mô h nh Thống kê chi b nh phƣơng 60,2781 với P_Value = 0.0000 ***
Ghi chú: Kết quả chạy từ phần mềm EVIEW. ***, ** và * cho biết ý nghĩa 1%
- 60 -
Kết quả ki m định Hausman ở bảng 5.3 cho thấy giả thuyết Ho: sự khác biệt trong ý nghĩa hồi quy không có hệ thống; bị bác b ở mức 1% . Kết quả này hàm ý rằng mô h nh t c động cố định (FEM) là mô hình phù hợp so với mô h nh t c động ngẫu nhi n (REM) và mô h nh OLS Do đó t c giả xin chỉ thảo luận kết quả hồi quy trên mô hình tác động cố định (FEM).
Thống kê F và thống Wald test đều có ý nghĩa thống kê mức 1 % do đó mô h nh có ý nghĩa thống kê.
Thống kê Durbin – Watson có giá trị 2,022449 thuộc khoảng (1,3) chứng t mô hình không có hiện tượng tương quan (Hoàng Tr ng và Chu Nguyễn Mộng Ng c, 2008,).
Hệ số điều chỉnh R2 0 6443 có nghĩa là mô h nh có th giải th ch được 64,43 % sự t c động của các biến với DIV.
Theo kết qủa từ mô h nh t c động cố định thì có 4 nhân tố t c động đến DIV có ý nghĩa là:
Tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp t c động cùng chiều với DIV
Đòn b y tài ch nh t c động ngược chiều với DIV
Hệ số rủi ro tài ch nh t c động cùng chiều với DIV
Tỷ lệ lợi nhuận của doanh nghiệp t c động cùng chiều với DIV Kết luận: Phương tr nh hồi quy có kết quả như sau:
DIV = -0.2296 + 0.0366 GROWTH – 0.0801LEV +0.0152BETA + 0.01669 PROF 4.2. THẢO LUẬN KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM VỀ CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN CHÍNH SÁCH CỔ TỨC CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TẠI HOSE
4.2.1. Sở hữu Nhà nƣớc
Nghiên cứu lý thuyết trước đ y cho thấy tỷ lệ sở hữu Nhà nước có t c động cùng chiều với thanh toán cổ tức, với mô h nh OLS và REM đều cho ra kết quả tương ứng với giả thuyết tuy nhiên, bài nghiên cứu này cho kết quả ngược lại dự đo n giả thuyết. Hệ số hồi quy của tỷ lệ sở hữu vốn Nhà nước là - 0, 0222 và hông có ý nghĩa thống
- 61 -
kê nên tác giả bác giả thuyết tức là Tỷ lệ sở hữu Nhà nƣớc không có ảnh hƣởng đáng kể đến chính sách chi trả cổ tức. Giả thuyết này không phù hợp với nghiên cứu của Al – Malkawi (2007), Yordying Thanatawee (2008) đ nghi n cứu ở thị trường c c nước GCC và Thái Lan; giả thuyết hông được chấp nhận ở thị trường Việt Nam có th xuất phát từ những nguyên nhân sau:
Các doanh nghiệp chi trả cổ tức không bị chi phối bởi những nhà quản trị điều hành là Nhà nước mà phụ thuộc vào kết quả kinh doanh.
Nhà nước hông có t c động tích cực đến việc yêu cầu các doanh nghiệp phải chi trả cổ tức đ y là t n hiệu tốt cho thị trường, khi nền kinh tế phát tri n theo cơ chế thị trường thì sự can thiệp của Nhà nước vào công ty cần được hạn chế; mục đích đ các công ty hoạt động theo xu hướng của thị trường.
Tỷ lệ sở hữu vốn cao không chi phối hoàn toàn đến vấn đề chi trả cổ tức.
4.2.2. Dòng tiền
Nghiên cứu lý thuyết trước đ y cho thấy dòng tiền có t c động cùng chiều với thanh toán cổ tức, với mô h nh OLS và REM FEM đều cho ra kết quả tương ứng với giả thuyết tuy nhiên, hệ số hồi quy của tỷ lệ dòng tiền là 0,019 hông có ý nghĩa thống kê nên tác giả bác giả thuyết tức là dòng tiền không ảnh hƣởng đáng kể đến chính sách chi trả cổ tức. Giả thuyết này phù hợp với Al – Kuwari(2007) và Nguyễn Thị c m Tú(2012), Tuy nhiên lại trái với Yordying – Thanatawee. Giả thuyết này hông được chấp nhận ở thị trường Việt Nam có th xuất phát từ những nguyên nhân sau:
Ở thị trường Việt Nam, doanh nghiệp không dựa vào dòng tiền đ chi trả cổ tức điều này thật không tốt cho quy luật kinh tế, thực tế đ chứng minh, có những doanh nghiệp vừa công bố chi trả và chốt quyền trả cổ tức nhưng chỉ 2 tháng sau, thông báo không có tiền chi trả như vậy có th doanh nghiệp dựa vào vốn vay hay khoản nào đó mà không dựa vào dòng tiền của mình. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});