Thống kê mô tả

ROE SC_BE MV MV_BV Tất cả công ty Số lượng 1092 1092 1092 1092 Trung bình 0,163 0,592 6.981.934 1,273 Trung vị 0,145 0,577 1.019.725 1,110 Cao nhất 1,306 3,249 531.583.032 7,659 Thấp nhất -1,084 0,008 116.473 0,376

Công ty không chi trả cổ tức

Số lượng 233 233 233 233 Trung bình 0,050 0,726 9.857.824 1,041 Trung vị 0,023 0,722 947.690 0,944 Cao nhất 0,705 3,249 531.583.032 5,253 Thấp nhất -1,084 0,011 116.473 0,511 Công ty chi trả cổ tức Số lượng 859 859 859 859 Trung bình 0,193 0,556 6.201.862 1,336 Trung vị 0,169 0,539 1.027.780 1,162 Cao nhất 1,306 1,702 454.334.647 7,659 Thấp nhất -0,392 0,008 122.261 0,376

4.1.2.1 Đặc điểm về tỷ suất sinh lợi (ROE):

Bảng 4.1 cho thấy tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) của tất cả các

mẫu quan sát có giá trị trung bình là 0,163 còn của các công ty không chi trả cổ tức

và của các công ty chi trả cổ tức lần lượt là 0,05 và 0,193.

Giá trị cao nhất của ROE của tất cả quan sát cũng như của các công ty chi trả

cổ tức là 1,306 và của các công ty không chi trả cổ tức là 0,705.

Giá trị thấp nhất của ROE của tất cả quan sát cũng như của các công ty

không chi trả cổ tức là -1,084 và của các công ty chi trả cổ tức là -0,392.

Điều này cho thấy kết quả từ thống kê cũng như kỳ vọng của tác giả là các

công ty chi trả cổ tức là những công ty có tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu cao.

4.1.2.2 Đặc điểm về lợi nhuận giữ lại (SC/BE):

Như đã nêu, để xem xét công ty có lợi nhuận giữ lại, tác giả sử dụng chỉ tiêu

tỷ lệ vốn cổ phần giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu (SC/BE). Nếu SC/BE < 1 có

nghĩa là công ty có lợi nhuận giữ lại. SC E càng nhỏ thì lợi nhuận giữ lại càng

cao. Bảng 4.1 cho thấy SC/BE của tất cả các mẫu quan sát có giá trị trung bình là

0,592 còn của các công ty không chi trả cổ tức và của các công ty chi trả cổ tức lần

lượt là 0,726 và 0,556.

Giá trị cao nhất của SC/BE của tất cả quan sát cũng như của các công ty

không chi trả cổ tức là 3,249 và của các công ty chi trả cổ tức là 1,702.

Giá trị thấp nhất của SC/BE của tất cả quan sát cũng như của các công ty chi

trả cổ tức là 0,008 và của các công ty không chi trả cổ tức là 0,011.

Điều này cho thấy kết quả từ thống kê cũng như kỳ vọng của tác giả là các

công ty chi trả cổ tức là những công ty có lợi nhuận giữ lại cao.

4.1.2.3 Đặc điểm về qu mô công t (MV):

Để xem xét đánh giá quy mô công ty, tác giả sử dụng chỉ tiêu giá trị thị

trường của tổng tài sản (MV). Quy mô công ty được tính trên c sở giá trị vốn cổ

phần được tính theo giá thị trường còn các khoản khác được tính theo giá sổ sách.

Theo Bảng 4.1, quy mô công ty của tất cả các mẫu quan sát có giá trị trung bình là

6.981 tỷ đồng còn của các công ty không chi trả cổ tức và của các công ty chi trả cổ

tức lần lượt là 9.857 tỷ và 6.201 tỷ đồng.

Giá trị cao nhất của MV trong tất cả quan sát cũng như của các công ty

không chi trả cổ tức là 531.583 tỷ đồng và của các công ty chi trả cổ tức là 454.334

tỷ đồng.

Giá trị thấp nhất của MV của tất cả quan sát cũng như của các công ty không

chi trả cổ tức là 116 tỷ đồng và của các công ty chi trả cổ tức là 122 tỷ đồng.

Như vậy, từ kết quả thống kê có thể thấy công ty không chi trả cổ tức là công

ty có quy mô nhỏ. Tuy nhiên dấu hiệu này cũng không rõ ràng. Điều này trái với kỳ

vọng của tác giả là các công ty chi trả cổ tức là những công ty có quy mô lớn.

4.1.2.4 Đặc điểm về cơ hội tăng trƣởng (MV/BV):

Để xem xét đánh giá c h i t ng trưởng của công ty, tác giả sử dụng chỉ tiêu

giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tổng tài sản (MV/BV). Theo Bảng 4.1, chỉ

số MV V của tất cả các mẫu quan sát có giá trị trung bình là 1,273 còn của các

công ty không chi trả cổ tức và của các công ty chi trả cổ tức lần lượt là 1,041 và

1,336.

Giá trị cao nhất của MV/BV trong tất cả quan sát cũng như của các công ty

chi trả cổ tức là 7,659 và của các công ty không chi trả cổ tức là 5,253.

Giá trị thấp nhất của MV/BV của tất cả quan sát cũng như của các công ty

chi trả cổ tức là 0,376 và của các công ty không chi trả cổ tức là 0,511.

Như vậy, từ kết quả thống kê có thể thấy công ty chi trả cổ tức là công ty có

c h i t ng trưởng cao. Tuy nhiên dấu hiệu này cũng không rõ ràng. Điều này trái

với kỳ vọng của tác giả là các công ty chi trả cổ tức là những công ty có c h i t ng

tưởng thấp.

4.2 Phân tích h i qu đ iến các nhân tố tác động đến cổ tức trên mỗi cổ phần

phần

Như đã giới thiệu, tác giả sẽ sử dụng 3 phư ng pháp hồi quy Pooled OLS,

FEM và REM để ước lượng các tham số cho hàm hồi quy; sau đó thực hiện các

bước kiểm định để có được m t mô hình phù hợp nhất. Số lượng quan sát do có

biến trễ nên khi đưa vào mô hình chỉ còn 857 quan sát.

Trước tiên, tác giả nghiên cứu và phân tích mức đ tư ng quan để đo lường

mối quan hệ giữa các biến đ c lập, giữa biến phụ thu c và các biến đ c lập trong

mô hình. Nếu giữa các biến đ c lập trong mô hình, không có cặp biến nào có hệ số

tư ng quan lớn h n 0.8 là chấp nhận được và ngược lại thì xem như mô hình bị

hiện tượng đa c ng tuyến.

Từ kết quả tính toán của chư ng trình Stata tác giả có kết quả về mối quan

hệ tư ng quan giữa các biến đ c lập với nhau và giữa biến đ c lập và biến phụ

thu c trong mô hình.

Bảng 4.2 Kiểm định sự tƣơng qu n giữ iến trong mô hình

Từ kết quả tại Bảng 4.4 và Bảng 4.5 trên ta nhận thấy giá trị tư ng quan lớn

nhất giữa các biến trong mô hình là 0,6779. Như vậy, các biến trong mô hình có

tư ng quan với nhau nhưng với mức đ yếu, không nghiêm trọng.

Dựa vào kết quả của việc kiểm định mức đ tư ng quan giữa các biến trong

mô hình nêu trên, tác giả nhận thấy mô hình hồi quy với các biến đã mô tả là phù

hợp.

4.2.1 H i quy theo phƣơng pháp Pooled OLS, FEM, REM

Như đã giới thiệu, tác giả sẽ lần lượt chạy hồi quy theo cả ba phư ng pháp

Pooled OLS, FEM, REM cho mô hình nghiên cứu. Sau đó, tác giả sẽ sử dụng các

phư ng pháp kiểm định để xác định phư ng pháp phù hợp nhất.

Bảng 4.3 Kết quả h i qu theoPooled OLS, FEM, REM

Biến Pooled OLS FEM REM

DPS

0,6328707**

(23,16)

-0,0036081

(-0,09)

0,505559**

(5,17)

EPS ^0,0138847**

(5,23)

0,0349403**

(4,8)

0,0146288**

(5,25)

PROF ^0,0002195**

(3,57)

0,0002565*

(2,04)

0,0002225**

(3,51)

lnMV ^-87,11773**

(-3,16)

139,9056

(1,59)

-89,36263*

(-3,13)

LIQ ^-0,0671405

(-0,10)

-0,1176732

(-0,17)

-0,0887509

(-0,13)

SG ^0,9394177

(0,12)

5,093382

(0,56)

0,7892418

(0,1)

Nguồn: Phụ lục 1, 2, 3

**: Mức ý nghĩa thống kê 1%

*: Mức ý nghĩa thống kê 5%

4.2.2 Kiểm định mô hình

Tiếp theo, tác giả sẽ kiểm tra sự phù hợp thực tế của 3 phư ng pháp Pooled

OLS, FEM, REM đối với mô hình hồi quy. Do đó tác giả sử dụng các kiểm định

sau:

- Kiểm định Hausman: kiểm tra giữa mô hình FEM và REM

- Không cần kiểm tra giữa FEM và Pooled OLS vì kết quả của FEM tự đ ng

tạo ra kết quả kiểm tra.

4.2.2.1 Kiểm định so sánh giữ REM và Pooled OLS

Kiểm định reusch và Pagan được thực hiện so sánh giữa phư ng pháp

REM và Pooled OLS. Kết quả kiểm tra cho ra P-value và từ giá trị của P-value sẽ

ngụ ý rằng nên chọn phư ng pháp REM hay phư ng pháp Pooled OLS là phù hợp

(Zehra Reimoo, 2008).

Kết quả kiểm định Breusch và Pagan tại Phụ lục 4 cho thấyhồi quy theo

phư ng pháp Pooled OLS thì hữu hiệu h n phư ng pháp REM.

4.2.2.2 Kiểm định Hausman

Kiểm định Hausman được sử dụng kiểm tra so sánh giữa mô hình FEM và

REM (Zehra Reimoo, 2008 và Jean J.Chen 2003, Nadeem A.S và Z.Wang 2011).

Kếtquả kiểm định Hausman tại Phụ lục 5 cho thấy hồi quy theo phư ng pháp FEM

thì hữu hiệu h n phư ng pháp REM.

4.2.2.3 So sánh phƣơng pháp Pooled OLS và FEM

Kết quả kiểm định reusch và Pagan thì cho kết quả phư ng pháp Pooled

OLS tốt h n REMcòn Hausman thì cho kết quả phư ng pháp FEM tốt h n REM.

Do đó, để đảm bảo kiểm định chính xác, tác giả xem xét đến giá trị P-value của cả 2

mô hình theo phư ng pháp FEM tại Phụ lục 2. Với giá trị P-value (Prob>F) là

0,0000 ở mô hình nghiên cứu, tác giả có thể kết luận: hồi quy theo phư ng pháp

FEM thích hợp h n so với phư ng pháp Pooled OLS và hồi quy theophư ng pháp

FEM là phư ng pháp tối ưu được chọn.

4.2.2.4 Kiểm định hiện tƣợng phƣơng s i th đổi

Sau khi kiểm định lựa chọn phư ng pháp phù hợp cho mô hình của bài

nghiên cứu, tác giả thực hiện tiếp kiểm định phư ng sai thay đổi. Nếu mô hình bị

phư ng sai thay đổi thì (i) các kiểm định sẽ mất đi tính hiệu quả (phư ng sai không

còn nhỏ nhất), (ii) các hệ số hồi quy và kiểm định hệ số hồi quy không còn đáng tin

cậy, (iii) R

của mô hình không đáng tin cậy.

Với giả thiết H

là mô hình không có phư ng sai thay đổi, kết quả kiểm định

của cả 2 mô hình được thể hiện tại Phụ lục 6, với giá trị Pro>chi2 = 0,0000 nhỏ h n

5% nghĩa là bác bỏ giả thiết H

. Điều này đồng nghĩa với mô hình hồi quy theo

phư ng pháp FEM đã chọn có hiện tượng phư ng sai thay đổi.

4.2.2.5 Kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng qu n

Tiếp theo, tác giả thực hiện kiểm định hiện tượng tự tư ng quan của các biến

trong mô hình. Tác giả sử dụng kiểm định Wooldridge để thực hiện kiểm định.

Với giả thiết H

là mô hình không có hiện tượng tự tư ng quan, kết quả kiểm

định của mô hình được thể hiện tại Phụ lục 7, với giá trị Pro>chi2 = 0,0000 nhỏ

h n 5% nghĩa là bác bỏ giả thiết H

. Điều này đồng nghĩa với việc các biến trong

mô hình đã chọn có hiện tượng tự tư ng quan.

4.2.3 Kết quả h i qu

Do mô hình có hiện tượng phư ng sai thay đổi và tự tư ng quan đồng thời

trong mô hình có quan hệ giữa biến trễ DPS

và biến DPS

nên có hiện tượng biến

n i sinh. Để khắc phục đồng thời các hiện tượng phư ng sai thay đổi, tự tư ng quan

và hiện tượng n i sinh, tác giả sử dụng mô hình hồi quy theo phư ng phápGMM

trên dữ liệu bảng của Arellano-Bond.GMM là phư ng pháp tổng quát của rất nhiều

phư ng pháp ước lượng phổ biến như OLS, GLS, MLE,….Ngay cả trong điều kiện

giả thiết n i sinh bị vi phạm, phư ng pháp GMM cho ra các hệ số ước lượng vững,

không chệch, phân phối chuẩn và hiệu quả. Đồng thời thực hiện kiểm định xem các

biến có đủ điều kiện để đưa vào mô hình không (Sargan test).

Tổng quan kết quả hồi quy của cả 2 mô hình từ Phu lục 8 được thể hiện qua

Bảng 4.4.

Bảng 4.4 Kết quả h i qu

Biến Hệ số h i quy P-Value Kết luận

DPS

0,4357355 0,000 Có ý nghĩa thống kê ở mức 1%

EPS 0,0084939 0,379 Không có ý nghĩa thống kê

PROF 0,0004737 0,013 Có ý nghĩa thống kê ở mức 5%

lnMV 66,4279 0,577 Không có ý nghĩa thống kê

LIQ 0,0182155 0,984 Không có ý nghĩa thống kê

SG 2,565365 0,800 Không có ý nghĩa thống kê

Hằng số -384,8731 0,817

Nguồn: Phụ lục 8

Kết quả hồi quy cho thấy, có 2 nhân tố tác đ ng đến cổ tức trên mỗi cổ phần

của công ty (Có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và 5%) là các biến DPS

, PROF.

Riêng đối với biến EPS, lnMV, LIQ, SG thì kết quả hồi quy lại không có ý nghĩa

thống kê. Cụ thể:

 Với mức ý nghĩa c sở là 1% :

T n tại mối qu n hệ đ ng iến giữ cổ tức trên mỗi cổ phần năm trƣớc

vàcổ tức trên mỗi cổ phần năm n với hệ số β là 0,4357355. Kết quả nghiên cứu

cho thấy các công ty Việt Nam có chi trả cổ tức cao n m trước thì cũng sẽ thực hiện

chi trả cổ tức cao cho n m nay. Kết quả này phù hợp với giả thiết kỳ vọng ban đầu

của tác giả cũng như phù hợp với kết quả nghiên cứu trước đây của Kashif Imran

(2011).

 Với mức ý nghĩa c sở là 5% :

- T n tại mối qu n hệ đ ng iến giữ iến thể hiện lợi nhuận và cổ

tức trên mỗi cổ phần với hệ số β là 0,0004737. Kết quả nghiên cứu cho

thấy các công ty có lợi nhuận cao thường chi trả cổ tức cao. Kết quả này

phù hợp với giả thiết kỳ vọng ban đầu của tác giả cũng như phù hợp với

kết quả nghiên cứu trước đây của Kashif Imran (2011).

 Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra được mối quan hệ đồng biến

giữathu nhập trên mỗi cổ phần, quy mô công ty, tính thanh khoản và t ng trưởng

doanh thu với cổ tức trên mỗi cổ phần. Tuy nhiên các biến này không có ý nghĩa

thống kê.

Như vậy, qua kết quả mô hình hồi quy ta thấy đặc điểm củ công t có mức

chi trả cổ tức ằng tiền mặt cao là công t chi trả cổ tức c o năm trƣớc đó và

lợi nhuận c o.

CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ

5.1 Các kết quả nghiên cứu chính

Trên c sở số liệu từ báo cáo tài chính trong sáu n m (2007-2012) của 235 công

ty niêm yết trên thị trường chứng khoán HOSE, tác giả đã xác định được đặc điểm

của các công ty chi trả cổ tức và các nhân tố tác đ ng lên cổ tức của công ty.

Nghiên cứu này đã xác định các nhân tố ảnh hưởng việc chi trả cổ tức của công ty

đó là ROE, lợi nhuận dư ng, lợi nhuận giữ lại, c h i t ng trưởng, quy mô công ty

và chính sách cổ tức n m trước. Đồng thời xác định được các nhân tố ảnh hưởng

đến việc cổ tức trên mỗi cổ phần của công ty đó là mức cổ tức n m trước, EFS, lợi

nhuận, quy mô công ty, tính thanh khoản và t ng trưởng doanh thu.

Từ phư ng pháp thống kê mô tả, tác giả nhận thấy công ty chi trả cổ tức là công

ty có tỷ suất sinh lợi cao, lợi nhuận giữ lại cao, quy mô công ty lớn và có c h i

tang trưởng thấp. Đồng thời, thông qua cách tiếp cận chính là phân tích hồi quy dựa

trên ba phư ng pháp Pooled OLS, FEM và REM nhằm đưa ra mô hình thực nghiệm

phù hợp để tìm ra các nhân tố ảnh hưởng đến chính sách cổ tức của các doanh

nghiệp.

Kết quả nghiên cứu trên mô hình hồi quy theo phư ng pháp GMM của

Arellano-Bond cho thấy rằng: cổ tức trên mỗi cổ phần có quan hệ đồng biến với

mức cổ tức n m trước và lợi nhuận trong n m; EPS, quy mô công ty, tính thanh

khoản và t ng trưởng doanh thu không có ý nghĩa đối với cổ tức công ty.

5.2 Thảo luận về kết quả nghiên cứu

Kết quả nghiên cứu nêu trên phác họa cho ta thấy m t cách rõ ràng về vấn đề

chi trả cổ tức bằng tiền mặt tại Việt Nam.

Thứ nhất đó là các công ty có xu hướng theo đuổi m t chính sách cổ tức ổn