Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu của 139 công ty Việt Nam niêm yết trên sàn chứng khoán TP.HCM (HOSE) và sàn Chứng khoán Hà Nội (HNX) trong thời gian từ
năm 2007 đến năm 2012. Trong đó, có 100 công ty niêm yết trên sàn HOSE và 39 công ty niêm yết trên sàn HNX. Các thông tin có sẵn trên trang web www.cophieu68.com, www.vietstock.vn và www.cafef.vn, bao gồm tên doanh nghiệp, mã chứng khoán, tên ngành kinh doanh, giá cả cổ phiếu theo ngày, báo cáo tài chính thường niên, các khoản mục quan trọng như cổ tức bằng tiền mặt, tổng tài sản, nợ phải trả dài hạn, tổng nợ, lợi nhuận hoạt động kinh doanh, lợi nhuận sau thuế thu nhập doanh nghiệp, giá thị trường trên mỗi cổ phần và số lượng cổ phiếu phổ thông lưu hành.
Về phân ngành, tác giả thực hiện kết hợp danh mục ngành trong bảng danh sách các doanh nghiệp được phân ngành của Sở giao dịch chứng khoán Tp. HCM, Quy định nội dung Hệ thống phân ngành kinh tế của Việt Nam năm 2007 (Vietnam Standard Industrial Classification 2007) để thành lập danh sách các doanh nghiệp theo ngành và nhóm ngành cho phù hợp.
Mẫu quan sát mà tác giả xem xét là những công ty niêm yết thỏa cả hai điều kiện như sau:
- Công ty có ít nhất 1 lần chi trả cổ tức bằng tiền mặt từ năm 2007 đến 2012;
- Công ty không có chia tách cổ phần trong suốt 2007 đến 2012
Do đó, để chọn mẫu khảo sát, trước hết tác giả xem xét doanh nghiệp có đầy đủ những thông tin và điều kiện như trên cho nghiên cứu. Đồng thời, tác giả cũng loại bỏ các doanh nghiệp dịch vụ tài chính trong nghiên cứu này, bởi vì báo cáo tài chính của họ khác biệt so sánh với các doanh nghiệp thuộc ngành khác.
Xử lý dữ liệu nghiên cứu: Mẫu quan sát bao gồm 139 công ty trong các ngành: sản xuất chế biến thực phẩm; sản xuất trang phục; chế biến gỗ và các sản phẩm từ gỗ, sản xuất giấy và sản phẩm từ giấy; sản xuất hóa chất và sản phẩm hóa chất, sản xuất thuốc, hóa dược và dược liệu, sản xuất sản phẩm từ cao su; sản xuất sản phẩm từ kim loại, khoáng phi kim loại, sản xuất sản phẩm điện tử, máy vi tính và sản phẩm
quang học. Các ngành này được xếp theo nhóm ngành công nghiệp chế biến và chế tạo. Và các ngành khác thuộc các nhóm ngành bán buôn, bán lẻ, sửa chữa ô tô, xe máy và xe có động cơ khác, nhóm ngành cung cấp dịch vụ chuyên môn, khoa học, công nghệ; nhóm ngành khai khoáng; nhóm ngành nông lâm, ngư nghiệp; nhóm ngành phân phối điện, khí đốt, ngành thông tin, truyền thông, nhóm các công ty thuộc ngành xây dựng, Mẫu quan sát là các công ty hoạt động tại Việt Nam, và có niêm yết trên cả 2 sàn chứng khoán TP.HCM (HOSE) và sàn Hà Nội (HNX), không chọn các công ty chưa niêm yết, và phải niêm yết trước hoặc từ năm 2007 để đảm bảo thông tin giá giao dịch, công bố minh bạch tình hình tài chính một cách đầy đủ. Ngoài ra, các công ty lựa chọn không phải là các đơn vị, công ty tài chính, ngân hàng. Vì do đặc thù ngành nên báo cáo tài chính của các công ty thuộc nhóm ngành này khác hẳn với các ngành khác. Nhìn chung đây không phải mẫu dữ liệu quá lớn, nhưng tác giả nhận thấy dữ liệu thu thập có thể ứng dụng vào trong mô hình hồi quy.
Sau khi thu thập số liệu các công ty, dữ liệu được sắp xếp theo dạng dữ liệu chéo, tức quan sát các công ty khác nhau theo các biến nghiên cứu, nhưng được lấy trung bình cho 6 năm từ năm 2007 đến năm 2012. Các tính toán được thực hiện, và xử lý theo các công thức tài chính thành biến phù hợp mô hình, sau đó được nhập liệu vào phần mềm STATA 11.0 để có được kết quả.
3.2.2 Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu được thực hiện theo phương pháp nghiên cứu định lượng dựa trên mô hình hồi quy tuyến tính.
Sử dụng phần mềm STATA 11.0 để phân tích và xử lý các mô hình trong dữ liệu chéo. Tất cả kết quả phân tích được mô tả dưới dạng bảng biểu. Trình tự các phương pháp được thực hiện như sau:
Bước 1: Thống kê mô tả bằng cách cung cấp bảng tổng hợp mô tả số liệu của các biến
Bước 2: Phân tích tương quan giữa các biến
Bước 3: Chạy phương trình hồi quy và phân tích mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập bằng cách chạy hồi quy với ước lượng OLS. Kết quả chạy hồi quy mô hình hồi quy tuyến tính cho biết:
Khi p-value < 0.05: Chấp nhận giả thuyết H1 và bác bỏ giả thuyết H0
Khi p-value > 0.05: Chấp nhận giả thuyết H0 và bác bỏ giả thuyết H1
Với H0 là tham số của biến độc lập = 0 (cụ thể là a, b, c, d, e, … = 0) Với H1là tham số của biến độc lập ≠ 0 (cụ thể là a, b, c, d, e, … ≠ 0)
CHƯƠNG 4: NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ẢNH HƯỞNG CỦA CHÍNH SÁCH CỔ TỨC LÊN GIÁ CỔ PHIẾU
4.1 Mô tả thống kê các biến trong mô hình nghiên cứu ảnh hưởng của chính sách cổ tức lên giá cổ phiếu
Các biến trong mô hình nghiên cứu ảnh hưởng của chính sách cổ tức lên biến động giá cổ phiếu như: biến động giá cổ phiếu, tỷ suất cổ tức, tỷ lệ chi trả cổ tức, quy mô công ty, tỷ lệ thu nhập, tỷ lệ nợ và tốc độ tăng trưởng được mô tả trong Bảng 4.1. Bảng đã thống kê giá trị trung bình, độ lệch chuẩn và độ giao động của các biến:
Bảng 4.1 Mô tả thống kê các biến
Tên biến Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Độ giao động
P.vol 0.90686 0.08969 0.50289 D.yield 0.05052 0.03125 0.20412 Payout 0.44718 0.24589 1.99473 Size 19.8439 1.48428 8.22555 E.Vol 0.04741 0.04048 0.30208 Debt 0.10374 0.14176 0.57717 Growth 0.29859 0.58615 6.77848 Nguồn: tác giả thu thập và xử lý số liệu
Trong thống kê độ lệch chuẩn xác định mức độ ổn định của số liệu thống kê xoay quanh giá trị trung bình. Giá trị của độ lệch chuẩn càng thấp thì mức độ ổn định của số liệu càng lớn, dao động quanh giá trị trung bình càng nhỏ. Giá trị độ lệch chuẩn càng cao thì mức độ ổn định của số liệu càng nhỏ, dao động quanh giá trị trung bình càng lớn. Trong Bảng 4.1 đã chỉ ra rằng quy mô công ty (size) có giá trị trung bình là 19.8439 cao nhất so với các biến khác. Tuy nhiên, độ lệch chuẩn (1.48428) và độ giao động (8.22555) của biến này cũng khá lớn. Mức độ biến thiên của tỷ suất cổ tức
(D.yield) quanh mức trung bình thấp so với các biến khác do có độ lệch chuẩn nhỏ nhất (0.03125) và độ giao động thấp 0.20412. Trong khi đó, tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) có mức độ ổn định thấp do có độ lệch chuẩn khá cao (0.24589), biên độ giao động là 1.99473.
4.2 Phân tích độ tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu ảnh
hưởng của chính sách cổ tức lên giá cổ phiếu
Bảng 4.2 Mô tả sự tương quan giữa các biến trong mô hình
P.vol D.yield Payout Size E.vol Debt Growth
P.vol 1.000 D.yield -0.168* 1.000 Payout -0.029 0.408** 1.000 Size -0.283** -0.318** -0.150 1.000 E.vol 0.187* 0.044 -0.175* -0.023 1.000 Debt 0.072 -0.324** -0.066 0.331** -0.178* 1.000 Growth 0.001 -0.175 -0.178* 0.256** 00.064 0.240** 1.000 Nguồn: tác giả thu thập và xử lý số liệu Ghi chú: (*) với mức ý nghĩa 5%, (**) với mức ý nghĩa 1%
Bảng 4.2 mô tả mối tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu. Ta dễ dàng thấy rằng giữa biến động giá cổ phiếu (P.vol) và tỷ suất cổ tức (D.yield) có mối tương quan nghịch biến với giá trị -0.168 với mức ý nghĩa là 5%. Kết quả này thấp hơn so với kết quả của Baskin (1989) là -0.643 và trái ngược với kết quả của Allen và Rachim (1996).
Biến động giá cổ phiếu (P.vol) và tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) không có mối tương quan với nhau. Điều này trái ngược với kết quả của Baskin (1989) và kết quả nghiên cứu của Allen và Rachim (1996).
Kết quả Bảng 4.2 cũng chỉ ra rằng biến động giá cổ phiếu và qui mô công ty có quan hệ nghịch biến với nhau với giá trị là -0.283 với mức ý nghĩa là 1%. Các doanh nghiệp có qui mô lớn thường đa dạng hóa, được mong đợi có ít rủi ro và giá cổ phiếu ít biến động hơn so với doanh nghiệp có quy mô nhỏ. Ngoài ra, thông tin của doanh nghiệp có quy mô lớn thường được công bố rộng rãi hơn, trong khi doanh nghiệp có quy mô nhỏ thì điều này rất hạn chế. Do đó, quy mô công ty có thể ảnh tác động lên giá cổ phiếu.
Biến động giá cổ phiếu và biến động thu nhập của công ty có quan hệ đồng biến ở mức ý nghĩa là 5% điều này phù hợp với sự mong đợi của chúng ta.
Tỷ suất cổ tức (D.yield) và tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) có mối tương quan đồng biến với giá trị là 0.408 tại mức ý nghĩa là 1% và đạt mức cao nhất. Điều này cho thấy khả năng đa cộng tuyến giữa tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức. Xem xét vấn đề này, các biến kiểm soát được thêm vào mô hình hồi quy để xem liệu nó có thể gây ra bất kỳ sự thay đổi trong kết quả hồi quy. Mô hình hồi quy được lặp lại theo hai bước. Bước một, tỷ lệ chi trả cổ tức sẽ không bao gồm trong mô hình hồi quy. Như vậy, phương trình hồi quy trong bước một chỉ bao gồm tỷ suất cổ tức (D.yield) và các biến kiểm soát như sau:
Mô hình 4
P.volj = a x D.yieldj+ c x Sizej + d x E.volj + e x Debtj + h x Growthj + €j (18) Trong đó:
P.volj: Biến động giá cổ phiếu của công ty j D.yieldj:Tỷ suất cổ tức công ty j
Sizej: Quy mô của công ty j
Debtj: Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản của công ty j Growthj: Tỷ lệ tăng trưởng tổng tài sản của công ty j €j:Sai số.
Bước thứ hai, tỷ suất cổ tức sẽ bị loại ra khỏi mô hình hồi quy. Phương trình hồi quy trong bước này bao gồm tỷ lệ chi trả cổ tức (P.vol) và các biến kiểm soát như sau:
Mô hình 5
P.volj = b x Payoutj + c x Sizej + d x E.volj + e x Debtj + h x Growthj + €j (19) Trong đó:
P.volj: Biến động giá cổ phiếu của công ty j Payoutj: Tỷ lệ chi trả cổ cức của công ty j Sizej: Quy mô của công ty j
E.volj: Biến động lợi nhuận của công ty j
Debtj: Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản của công ty j Growthj: Tỷ lệ tăng trưởng tổng tài sản của công ty j €j:Sai số.
Cũng trên Bảng 4.2, chúng ta thấy rằng, giữa tỷ suất cổ tức và qui mô doanh nghiệp có mối tương quan nghịch biến với giá trị là -0.318 ở mức ý nghĩa là 1%. Như vậy các công ty nhỏ thường có tỷ suất cổ tức cao hơn. Tỷ suất cổ tức (D.yield) và tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (Debt) cũng có mối tương quan nghịch biến tại mức ý nghĩa là 1% thì giá trị là -0.324. Điều này hoàn toàn đúng vì công ty có khoản nợ cao thì tỷ lệ chi trả cổ tức sẽ giảm xuống.
4.3 Kết quả nghiên cứu ảnh hưởng của chính sách cổ tức lên biến động giá cổ
phiếu
4.3.1 Kết quả kiểm định mô hình 1
Bảng 4.3 Kết quả hồi quy dựa trên mô hình 1
Mô hình Hệ số Sai số chuẩn T- statistic P- value
(Hệ số tự do) 0.926 0.017 53.55 0.000 D.yield -0.539* 0.265 -2.03 0.044 Payout 0.017 0.337 0.51 0.609 Nguồn: tác giả thu thập và xử lý số liệu Ghi chú: (*) là mức ý nghĩa 5% và R2 là 0.0303, R2hiệu chỉnh là 0.0161, F- statistic 2.13 và F-prob 0.1230
Bảng 4.3 mô tả kết quả hồi quy giữa biến động giá cổ phiếu với hai biến độc lập chính là tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức. Theo kết quả hồi quy, chỉ có biến động giá cổ phiếu (P.vol) và tỷ suất cổ tức (D.yield) có mối liên hệ nghịch biến với nhau. Tuy nhiên, P-value của phương trình hồi quy là 0.1230 lớn hơn nhiều so với mức ý nghĩa 5% nên mô hình này không có ý nghĩa cho kết quả kiểm định. Do đó, tác giả thêm các biến kiểm soát như quy mô công ty (Size), biến động thu nhập (E.vol), tỷ lệ nợ (Debt) và tỷ lệ tăng trưởng (Growth) vào phương trình hồi quy.
4.3.2 Kết quả kiểm định mô hình 2
Trong mô hình này, tác giá thêm các biến kiểm soát như quy mô công ty (size), biến động thu nhập (E.vol), tỷ lệ nợ và tốc độ tăng trưởng vào mô hình nghiên cứu:
P.volj = a x D.yeildj+ b x Payoutj + c x Sizej + d x E.volj + e x Debtj + h x Growthj + €j
Bảng 4.4 Kết quả hồi quy dự trên mô hình 2
Mô hình Hệ số Sai số chuẩn T- statistic P- value
(Hệ số tự do) 1.402** 0.104 13.47 0.000 D.yield -0.829** 0.261 -3.17 0.002 Payout 0.031 0.031 0.99 0.322 Size -0.025** 0.005 -4.95 0.000 E.vol 0.525** 0.177 2.97 0.004 Debt 0.098 0.054 1.80 0.075 Growth 0.007 0.012 0.64 0.525 Nguồn: tác giả thu thập và xử lý số liệu Ghi chú: (**) là mức ý nghĩa 1% và R2 là 0.2215, R2 hiệu chỉnh là 0.1861, F- statistic 6.62 và F-prob 0.0000.
Bảng 4.4 thể hiện kết quả chạy hồi quy với số quan sát là 139 công ty niêm yết trên thị trường. Ta thấy rằng khi thêm biến kiểm soát như quy mô, biến động thu nhập, tỷ lệ nợ và tỷ lệ tăng trưởng vào mô hình, kết quả hồi quy được cải thiện rõ rệt với P.value của phương trình là 0.0000, R2 là 0.2215. Theo kết quả, tỷ suất cổ tức (D.yield) có mối quan hệ nghịch biến quan trọng với biến động giá cổ phiếu (P.vol) với hệ số là 0.829 tại mức ý nghĩa là 1%. Kết quả này trùng khớp với kết quả của Baskin (1989). Tuy nhiên, mối quan hệ giữa tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) và biến động giá (P.vol) lại yếu ớt. Với tỷ số P.value của biến là 32% lớn hơn nhiều so với mức ý nghĩa 5%, cho nên tác giả bác bỏ giả thuyết H1 của giả thuyết nghiên cứu 2 là có mối liên hệ giữa tỷ lệ chi trả cổ tức và biến động giá cổ phiếu.
Ngoài các biến độc lập, tác giả cũng tìm thấy mối quan hệ giữa các biến kiểm soát với biến động giá cổ phiếu là quy mô công ty (Size) và biến động thu nhập (E.vol). Trong đó, quy mô công ty có mối liên hệ nghịch biến với biến động giá cổ phiếu với hệ số là -0.025 tại mức ý nghĩa 1%. Biến động thu nhập (E.vol) có mối liên kết đồng biến
với biến động giá cổ phiếu (P.vol) với giá trị 0.525 (tại mức ý nghĩa 1%). Điều này phù hợp với kỳ vọng của chúng ta cũng như đúng với sự phân tích mối tương quan giữa các biến ở trên. Điều này ngụ ý rằng, doanh nghiệp có nhiều biến động trong thu nhập thì sẽ có nhiều biến động trong giá cổ phiếu vì doanh nghiệp có thu nhập biến động cao thường có nhiều rủi ro.
4.3.3 Kết quả kiểm định Mô hình 3
Cuối cùng, ảnh hưởng của yếu tố ngành sẽ được thêm vào phương trình hồi quy:
P.volj = a x D.yieldj + b x Payoutj + c x Sizej + d x E.volj + e x Debtj + h x Growthj +g x D1 + i x D2+ k x D3 + l x D4 + m x D5+ n x D6 + p x D7 + q x D8 + €j
Bảng 4.5 mô tả kết quả hồi quy khi đã thêm các biến giả ngành vào mô hình. Trong đó, D1 là nhóm ngành công nghiệp chế biến, chế tạo bao gồm các ngành: sản xuất chế biến thực phẩm; sản xuất trang phục; chế biến gỗ và các sản phẩm từ gỗ, sản xuất giấy và sản phẩm từ giấy; sản xuất hóa chất và sản phẩm hóa chất,...v.v. D2 là nhóm ngành bán buôn, bán lẻ, sửa chữa ô tô, xe máy và xe có động cơ khác. D3 là nhóm hoạt động chuyên môn, khoa học, công nghệ, D4 là nhóm khai khoáng, D5 là nhóm nông lâm, ngư nghiệp, thủy sản, D6 là nhóm sản xuất phân phối điện, khí nóng, nước nóng, hơi nước, D7 là ngành thông tin, truyền thông, D8 là ngành vận tải kho bãi gồm 12 công ty và D9 là ngành xây dựng. D9 không thể hiện trên phương trình hồi quy vì nó là biến giả cơ sở.
Nhìn vào kết quả Bảng 4.5, ta thấy có sự cải thiện về R2 của kết quả hồi quy là 0.2859 và hệ số hiệu chỉnh R2 là 0.2052 cao hơn hẳn với các kết quả hồi quy trước. Như vậy, một lần nữa khẳng định chắc chắn rằng tỷ suất cổ tức và biến động giá cổ