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 phiếu có mối liên hệ nghịch biến với nhau, với hệ số là -0.925 tại mức ý nghĩa 1%. Đối với mối liện hệ giữa tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) và biến động giá cổ phiếu (P.Vol), tác
giả thấy rằng với kết quả có p-value bằng 0.255 lớn hơn nhiều so với mức ý nghĩa 0.05, như vậy, tác giả bác bỏ giả thuyết H1, và chấp nhận giả thuyết H0. Tức tỷ lệ chi trả cổ tức và biến động giá cổ phiếu không có mối liên hệ với nhau.
Quy mô công ty có quan hệ tỷ lệ nghịch với biến động giá cổ phiếu với hệ số là -0.024 tại mức ý nghĩa là 1%. Biến động thu nhập cũng đồng biến với biến động giá cổ phiếu với giá trị 0.501 (tại mức ý nghĩa 1%).
Ngoài ra, khi thêm biến giả là ngành vào mô hình nghiên cứu, tác giả thấy rằng, nhóm ngành nông lâm, ngư nghiệp, thủy sản (D5) và biến động giá cổ phiếu có mối liên hệ với nhau với hệ số -0.091 với mức ý nghĩa 5%. Trong khi, theo kết quả thì các nhóm ngành công nghiệm chế biến, chế tạo; nhóm ngành bán buôn, bán lẻ, vv. không có mối quan hệ với biến động giá cổ phiếu. Như vậy, yếu tố ngành có khả năng tác động đến biến động giá cổ phiếu tại thị trường Việt Nam. Điều này khác với kết quả nghiên cứu của Xiaoping Song (2012) là yếu tố ngành không tác động đến giá biến động giá cổ phiếu.
Bảng 4.5 Kết quả hồi quy dự trên Mô hình 3
Mô hình Hệ số Sai số chuẩn T- statistic P- value
(Hệ số tự do) 1.419** 0.109 12.89 0.000 D.yield -0.925** 0.274 -3.37 0.001 Payout 0.037 0.032 1.14 0.255 Size -0.024** 0.005 -4.62 0.000 E.vol 0.501** 0.177 2.83 0.005 Debt 0.064 0.057 1.13 0.262 Growth 0.007 0.012 0.58 0.562 D1 -0.030 0.022 -1.39 0.168 D2 -0.054 0 .028 -1.94 0.055 D3 0.031 0.060 0.52 0.606 D4 0.014 0.046 0.31 0.754 D5 -0.091* 0.039 -2.36 0.020 D6 -0.044 0.039 -1.14 0.257 D7 0.019 0.065 0.31 0.760 D8 -0.009 0.030 -0.33 0.745 Nguồn: tác giả thu thập và xử lý số liệu Ghi chú: (*),(**) lần lượt là mức ý nghĩa 5% và 1% và R2 là 0.2859, R2 hiệu chỉnh là 0.2052, F- statistic 3.55 và F-prob 0.0001. 4.3.4 Kết quả kiểm định mô hình 4
Như đã đề cập ở trên, vì hệ số tương quan giữa tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức là 0.408. Mức này khá cao, do đó, để loại bỏ khả năng tương quan đa cộng tuyến của hai biến này, trong mô hình này, tác giả sẽ loại ra biến tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) như sau:
P.volj = a x D.yieldj+ c x Sizej + d x E.volj + e x Debtj + h x Growthj + €j Bảng 4.6 Kết quả hồi quy dựa trên mô hình 4
Mô hình Hệ số Sai số chuẩn T- statistic P- value (Hệ số tự do) 1.414** 0.104 13.57 0.000 D.yield -0.727** 0.240 -3.03 0.003 Size -0.025** 0.005 -4.96 0.000 E.vol 0.489** 0.173 2.83 0.005 Debt 0.102 0.054 1.87 0.064 Growth 0.006 0.012 0.50 0.616 Nguồn: tác giả thu thập và xử lý số liệu Ghi chú (**) là mức ý nghĩa 1% và R2 là 0.2157, R2hiệu chỉnh là 0.1862, F- statistic 7.31 và F-prob 0.0000.
Cũng giống như kết quả trên ở Bảng 4.3 biến động giá cổ phiếu (P.vol) và tỷ suất cổ tức (D.yield) có mối liên kết phủ định chặt chẽ tại mức ý nghĩa 1% với hệ số là -0.727. Trong mô hình này, quy mô công ty và biến động thu nhập cũng có mối tương quan chặt chẽ với biến động giá cổ phiếu.
4.3.5 Kết quả kiểm định Mô hình 5
Tác giả sẽ loại ra biến tỷ suất cổ tức (D.yield), mô hình như sau:
Bảng 4.7 Kết quả hồi quy dự trên mô hình 5
Mô hình Hệ số Sai số chuẩn T- statistic P- value
(Hệ số tự do) 1.311** 0.104 12.65 0.000 Payout -0.008 0.030 -0.28 0.788 Size -0.022** 0.005 -4.29 0.000 E.vol 0.484** 0.182 2.66 0.009 Debt 0.139* 0.054 2.55 0.012 Growth 0.008 0.012 0.62 0.534 Nguồn: tác giả thu thập và xử lý số liệu Ghi chú: (*),(**) lần lượt là mức ý nghĩa 5% và 1% và R2 là 0.1620, R2 hiệu chỉnh là 0.1305, F- statistic 5.14 và F-prob 0.0002.
Nhìn vào kết quả của Bảng 4.7, tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) hoàn toàn không có mối liên kết với biến động giá cổ phiếu (P.vol) do p-value là 0.788 nên tác giả bác bỏ giả thuyết H1. Điều này trái ngược với kết quả nghiên cứu của Baskin (1989) và nghiên cứu của Allen và Rachim (1996) trước đó.
Kết quả Bảng 4.7, lần nữa thêm bằng chứng khẳng định mối liên hệ nghịch biến giữa quy mô công ty với biến động giá cổ phiếu với hệ số là -0.022 (tại mức ý nghĩa 1%). Mối liên hệ đồng biến giữa biến động thu nhập với biến động giá cổ phiếu với hệ số là 0.484 tại mức ý nghĩa 1%. Ngoài ra, trong mô hình này, tác giả cũng tìm thấy mối liên hệ giữa tỷ lệ nợ với biến động giá cổ phiếu với giá trị P.value là 0.012 nhỏ hơn mức ý nghĩa là 5%.
Tóm lại, từ những kết quả hồi quy, cho ta một kết luận chắc chắn rằng, tỷ suất cổ tức (D.yield), quy mô công ty (Size) và biến động thu nhập (E.vol) có mối liên kết quan trọng với biến động giá. Mối quan hệ nghịch biến giữa tỷ suất cổ tức và biến động giá cổ phiếu được tìm thấy là phù hợp với kết quả của Baskin (1989) với kết luận là tỷ suất cổ tức có mối liên hệ nghịch biến, quan trọng đến biến động giá cổ phiếu và kết
quả này trái ngược với kết quả của bài nghiên cứu Allen và Rachim (1996). Tuy nhiên, tỷ lệ chi trả cổ tức không ảnh hưởng đến biến động giá cổ phiếu lại trái ngược với kết quả nghiên cứu trước đây của Baskin (1989) và Allen và Rachim (1996).Từ 5 bảng kết quả của phương trình hồi quy cũng cho ta một kết luận biến động giá cổ phiếu có mối liên hệ nghịch biến với quy mô công ty. Quy mô công ty càng lớn thì biến động giá cổ phiếu ít. Vì công ty với quy mô lớn thường ít rủi ro hơn công ty nhỏ và có nhiều phương tiên công bố thông tin hơn ngoài chính sách cổ tức. Kết quả hồi quy cho chúng ta thêm một bằng chứng thực nghiệm chứng tỏ biến động thu nhập tỷ lệ thuận với biến động giá cổ phiếu.
Như vậy, mối liên hệ nghịch biến giữa tỷ suất cổ tức và biến động giá cổ phiếu theo kết quả trên đã bổ sung thêm bằng chứng cho các ảnh hưởng của hiệu ứng thời gian, hiệu ứng tỷ suất sinh lợi, hiệu ứng chênh lệch giá và hiệu ứng thông tin như nghiên cứu của Baskin. Dựa vào hiệu ứng kỳ hạn, giá cổ phiếu của công ty với tỷ suất cổ tức cao sẽ ít phản ứng với biến động của tỷ suất chiết khấu bởi vì tỷ suất cổ tức cao ngụ ý dòng tiền trong ngắn hạn. Vì thế, mối liên quan kết hợp giữa tỷ suất cổ tức và biến động giá cổ phiếu được trong đợi như kết quả nghiên cứu của Baskin và Mohammad và đồng sự (2012) cũng như nghiên cứu của Xiaoping Song (2012).
Dựa vào hiệu ứng tỷ suất sinh lợi theo lý thuyết của Baskin (1989), công ty có tỷ suất cổ tức thấp sẽ được định giá giá trị cao hơn tài sản hiện có bởi tiềm năng tăng trưởng trong tương lai. Vì khả năng dự đoán lợi nhuận từ cơ hội tăng trưởng có độ tin cậy không cao hơn dự đoán lợi nhuận từ tài sản hiện có. Do đó, công ty có tỷ suất cổ tức thấp có thể dẫn đến biến động lớn trong giá cổ phiếu.
Ngoài ra, dựa vào thuyết hiệu ứng chênh lệch giá, tỷ suất cổ tức cao sẽ ít bị ảnh hưởng đến sự định giá quá thấp, điều này làm giá cổ phiếu ít biến động. Vì vậy, tỷ suất cổ tức và biến động giá cổ phiếu có mối liên hệ nghịch biến theo kết quả của bài nghiên cứu của Baskin (1989).
Thêm vào đó, dựa trên lý thuyết hiệu ứng thông tin, cổ tức cao có thể là dấu hiệu của sự ổn định của doanh nghiệp, dẫn tới giá cổ phiếu sẽ ít biến động. Vì thế, tỷ suất cổ tức có mối liên hệ nghịch biến với biến động giá cổ phiếu như kết quả nghiên cứu trước (Baskin, 1989)
CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN
5.1 Kết luận
Mục đích của bài nghiên cứu này nhằm kiểm định sự ảnh hưởng của chính sách cổ tức lên biến động giá cổ phiếu tại thị trường chứng khoán Việt Nam. Thông qua 139 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2007 và năm 2012. Trong đó có 100 công ty niêm yết tại Sàn giao dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh và 39 công ty niêm yết trên Sàn Chứng khoán Hà Nội. Các công ty này có ít nhất một lần chi trả cổ tức từ năm 2007 tới năm 2012 và không có trường hợp chia tách cổ phiếu. Bằng cách sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính bình phương nhỏ nhất, với dữ liệu chéo là bình quân giai đoạn sáu năm từ năm 2007 tới năm 2012. Phương trình hồi quy chính đã được mở rộng thêm bởi các biến kiểm soát là quy mô công ty, biến động thu nhập, tỷ lệ nợ trên tổng tài sản và tỷ lệ tăng trưởng. Ngoài ra, tác giả còn thêm biến giả là các nhóm ngành vào mô hình nghiên cứu mối liên hệ giữa chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu.
Kết quả hồi quy Bảng 4.4 (kết quả mô hình 2) đã chỉ ra rằng giữa tỷ suất cổ tức và biến động giá cổ phiếu có mối quan hệ nghịch biến quan trọng với nhau. Kết quả này đã thêm một bằng chứng kiểm nghiệm cho giả thuyết của Baskin (1989), là sự tác động của tỷ suất cổ tức lên biến động giá cổ phiếu. Kết luận này trái ngược với kết quả của Allen và Rachim (1996). Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy rằng, giữa tỷ lệ chi trả cổ tức và giá cổ phiếu không có mối liên kết. Điều này trái ngược hoàn toàn với kết quả của cả Baskin (1989) và Allen và Rachim (1996) cũng như nghiên cứu của Mohammad và đồng sự (2012) và nghiên cứu của Xiaoping Song (2012).
Ngoài ra, bài nghiên cứu này, cũng đưa ra dẫn chứng về mối liên kết nghịch biến giữa quy mô công ty và giá cổ phiếu. Quy mô công ty càng lớn thì biến động giá cổ phiếu càng ít vì công ty có quy mô lớn có khả năng đa dạng hóa và hoạt động ổn
định và ít rủi ro. Mặt khác, các công ty có quy mô lớn ít bị hạn chế thông tin hơn các công ty có quy mô nhỏ. Bên cạnh đó, kết quả một lần lại khẳng định mối liên quan đồng biến giữa biến động thu nhập với biến động giá cổ phiếu. Vì công ty có thu nhập ổn định đi đôi với rủi ro ít hơn. Điều này làm giá cổ phiếu ít biến động theo.
Phát triển thêm từ bài nghiên cứu của Baskin (1989) tác giả thêm các biến giả là nhóm ngành vào mô hình nghiên cứu, tác giả thấy rằng nhóm ngành có tác động đến biến động giá cổ phiếu trên thị trường Việt Nam. Kết quả này trái ngược với kết quả nghiên cứu của của Xiaoping Song (2012) thực hiện trên thị trường chứng khoán