Tác giả thu thập dữ liệu trên sàn giao dịch chứng khoán HOSE từ năm 2008-
2014 và vận dụng 2 mô hình nghiên cứu như sau: PV=α+βR1RDPR+ βR2RDY+ Ԑ (1)
PV=α+βR1RDPR+ βR2RDY+ βR3RGROWTH+ βR4RSZ + βR5RLEV + βR6REV + βR7REPS +
Ԑ (2)
4.3.1. Kết quả nghiên cứu
Bảng 4.4: Kết quảkiểm địnhmô hình hồi quy
Mô hình Biến Kết quả kiểm định
Mô hình POOL Mô hình FEM Mô hình REM
1 DPR 0.0005879*** 0.000344*** 0.0004915*** (0.000) (0.008) (0.000) DY -0.0344861*** -0.0238558*** -0.0305232*** (0.000) (0.000) (0.000) Hằng số 0.0060886 0.0056866 0.0059419 (0.000) (0.000) (0.000) Prob 0.0000 0.0000 0.0000 2 DPR 0.0004123 *** 0.0003318 *** 0.0004123 *** (0,001) (0.008) (0,001) DY -0.0244744 *** - 0.0207144 *** -0.0244744 *** (0,000) (0,000) (0,000) EV 0.0034517 0.0038223 0.0034517 (0.143) (0.219) (0.143) SZ -.0004132 *** -0.0011267 *** -.0004132 *** (0.000 ) (0.001) (0.000 ) GROWTH 0.0001724 0.0007233 *** 0.0001724 (0.353) (0.001) (0.353) EPS -2.28e-07 *** -1.06e-07 -2.28e-07 *** ( 0.000) ( 0.132) ( 0.000) LEV 0.0003049*** -0.0002297 0.0003049*** (0.010 ) (0.341) (0.010 ) Hằng số 0.017168 *** 0.0363632 *** 0.017168 *** (0,000) (0,000) (0,000) Prob 0.0000 0,0000 0.0000
Với *** là có ý nghĩa tại mức 1%, ** là có ý nghĩa tại mức 5% * là có ý nghĩa tại mức 10%
48
Nhận xét mô hình 1:
Từ kết quả của bảng 4.4 ta thấy rằng nếu so sánh giữa mô hình POOL và FEM thì chỉ số Prob của mô hình FEM là 0.000< 0.05 nên ta lựa chọn mô hình FEM. Nếu so sánh giữa mô hình POOL và REM thì chỉ số Prob của mô hình REM là 0.000 < 0.05 nên ta lựa chọn mô hình REM. Như vậy giữa 2 mô hình lựa chọn là FEM và REM ta phải dùng kiểm định Hausman test để lựa chọn mô hình cuối cùng. Kết quả kiểm định Hausman test cho thấy chỉ số Prob = 0.0002 <0.05 nên mô hình FEM là mô hình lựa chọn cuối cùng.
Từ kết quả của mô hình FEM được lựa chọn cuối cùng ở bảng 4.4 ta thấy các biến tỷ lệ chi trả cổ tức (DPR) có mối quan hệ cùng chiều với biến động giá chứng khoán với mức ý nghĩa thống kê mạnh 1%, tỷ suất cổ tức (DY) có mối quan hệ ngược chiều với biến động giá chứng khoán với ý nghĩa thống kê mạnh ở mức 1%
Nhận xét mô hình 2:
Từ kết quả của bảng 4.4 ta thấy rằng nếu so sánh giữa mô hình POOL và FEM thì chỉ số Prob của mô hình FEM là 0.000 < 0.05 nên ta lựa chọn mô hình FEM. Nếu so sánh giữa mô hình POOL và REM thì chỉ số Prob của mô hình REM là 0.000 < 0.05 nên ta lựa chọn mô hình REM. Như vậy giữa 2 mô hình lựa chọn là FEM và REM ta phải dùng kiểm định Hausman test để lựa chọn mô hình cuối cùng. Kết quả kiểm định Hausman test cho thấy chỉ số Prob = 0.0000<0.05 nên mô hình FEM là mô hình lựa chọn cuối cùng.
Từ kết quả của mô hình FEM được lựa chọn cuối cùng ở bảng 4.4 ta thấy các biến tỷ lệ chi trả cổ tức (DPR), tỷ suất cổ tức (DY), quy mô công ty (SZ), thu nhập mỗi cổ phần (EPS) và đòn bẩy tài chính (LEV) có ý nghĩa thống kê mạnh ở mức 1%; còn 2 biến biến động thu nhập (EV) và tốc độ tăng trưởng tổng tài sản (GROWTH) không có ý nghĩa thống kê trong mô hình này.
4.3.2. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu và giải thích kết quả
Sau khi lựa chọn được mô hình phù hợp nhất, tác giả sẽ dùng kiểm định
Breusch and Pagan Lagrangian (đối với mô hình R EM) để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi. Sau đó tác giả dùng kiểm định Wooddridge để kiểm tra hiện tượng từ tương quan. Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan của mô hình (nếu có) phương pháp hồi quy bình phương bé nhất tổng quát
49
GLS (Generalized Least Squares) sẽ được sử dụng để ước lượng hồi quy mô hình.
Kết quả có được như sau:
Bảng 4.5: Kết quả kiểm tra phương sai thay đổi và sự tự tương quan
Mô hình Kiểm tra phương sai thay đổi Kiểm tra tự tương quan
1
Prob = 0.0000< 0.05 Prob = 0.0060< 0.05
Kết quả: Phương sai thay đổi Kết quả: Dữ liệu bị tự tương quan
2
Prob = 0.0000 < 0.05 Prob = 0.0004 < 0.05
Kết quả: Phương sai thay đổi Kết quả: Dữ liệu bị tự tương quan
( Nguồn tính toán từ chương trình Stata 11.1 của tác giả được trình bày tại Phụ lục 4.5)
Ta thấy ở bảng 4.5 dữ liệu ở cả mô hình 1 và mô hình 2 có phương sai thay đổi, bị tự tương quan nên ta phải dùng phương pháp GLS (Generalized Least
Squares) để cho ra kết quả mô hình hồi quy nghiên cứu. Kết quả hồi quy bằng phương pháp GLS như sau:
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy bằng phương pháp GLS Mô
hình Tên biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Giá trị t Giá trị p
1 DPR 0.0005613 0.0001323 4.24 0.000 DY -0.0268182 0.0028352 -9.46 0.000 Hằng số 0.0053312 0.000209 25.51 0.000 Prob 0.0000 2 DPR 0.0005308 0.0001334 3.98 0.000 DY -0.0229951 0.0028633 -8.03 0.000 EV 0.0022109 0.0021946 1.01 0.314 SZ -0.0006241 0.0000921 -6.78 0.000 GROWTH 0.0006087 0.0001441 4.22 0.000 EPS -1.75e-07 4.84e-08 -3.61 0.000 LEV 0.000398 0.0001235 3.22 0.001
Hằng số 0.0221607 0.002456 9.02 0.000
Prob 0.0000
( Nguồn tính toán từ chương trình Stata 11.1 của tác giả được trình bày tại Phụ lục 4.6)
50
4.3.2.1. Kiểm định giả thuyết thứ 1
Giả thuyết H1 dự đoán rằng tỷ suất cổ tức (DY) có tác động ngược chiều đến biến động giá chứng khoán (PV). Kết quả ở bảng 4.6 cho thấy rằng (DY) ở mô hình 1 có hệ số hồi quy âm (-0.0268182) với mức ý nghĩa 1%và mô hình 2 có hệ số hồi quy âm (-0.0229951) với ý nghĩa 1%. Như vậy kết quả kiểm định cho thấy tỷ suất cổ tức có tác động ngược chiều với biến động giá chứng khoán. Điều này phụ hợp với kết quả của các nhà nghiên cứu Hussainey & công sự (2011), Irandoost & cộng sự (2011), Kenyoru, N. D và cộng sự (2013), O. J. ILABOYA1 và M.
AGGREH (2013) Đặc biệt kết quả này cũng phù hợp với mô hình củaZakaria và
cộng sự (2012)- nghiên cứu mà tác giả lấy làm cơ sở cho đề tài nghiên cứu của mình. Như vậy ta chấp nhận giả thuyết H1
4.3.2.2. Kiểm định giả thuyết thứ 2
Giả thuyết H2 dự đoán rằng tỷ lệ chi trả cổ tức (DPR) tác động cùng chiều với biến động giá chứng khoán (PV) và kết quả hồi quy mô hình 1 cho thấy (DPR)
có hệ số hồi quy dương 0.0005613với mức ý nghĩa 1% và mô hình 2 là 0.0005308
với mức ý nghĩa mạnh 1%. Như vậy ta kết luận rằng tỷ lệ chi trả cổ tức có tác động cùng chiều đến biến động giá chứng khoán. Kết quả này phù hợp với kết quả của các nhà nghiên cứu Okafor & cộng sự (2011) và của Zakaria và cộng sự (2012).
Tuy nhiên các tác giả Jecheche, P. (2012), Ramadan, I. Z. (2013), Kenyoru, N. D và cộng sự (2013) lại cho rằng DPR có tác động ngược chiều với biến động giá chứng
khoán. Vậy giả thuyết H2 được chấp nhận.
4.3.2.3. Kiểm định giả thuyết thứ 3
Giả thuyết H3 dự đoán rằng tốc độc tăng trưởng (GROWTH) tác động cùng chiều với biến động giá chứng khoán (PV). Kết quả hồi quy ở bảng 4.7 cũng cho thấy rằng hệ số hồi quy của biến GROWTH là 0.0006087 vàvcó ý nghĩa thống
kê mạnh 1%. Ý nghĩa của kết quả này cho thấy tốc độ tăng trưởng tổng tài sản có ảnh hưởng cùng chiều đến biến động giá chứng khoán. Kết quả này cũng phụ hợp với nghiên cứu của Habib và cộng sự (2012). Riêng tác giả Zakaria và công sự (2012) lại cho rằng GROWTH lại không có ý nghĩa thống kê trong biến động giá chứng khoán. Như vậy ta chấp nhận giả thuyết H3
51
4.3.2.4. Kiểm định giả thuyết thứ 4
Giả thuyết H4 dự đoán rằng quy mô doanh nghiệp (SZ) tác động ngược chiều đến biến động giá chứng khoán (PV). Kết quả hồi quy ở bảng 4.7 cho thấy rằng hệ số hồi quy của biến SIZE âm (-0.0006241) với mức ý nghĩa 1%. Do đó quy mô doanh nghiệp tác động ngược chiều với biến động giá chứng khoán. Hay nói cách khác nếu doanh nghiệp tăng quy mô thì giá chứng khoán ít biến động hơn và ngược lại. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với kết quả của các nhà nghiên cứu trước như: Okafor & cộng sự (2011), O. J. ILABOYA1 và M. AGGREH (2013),
Ramadan, I. Z. (2013), Profilet, K. A., & Bacon, F. W. (2013). Tuy nhiên tác giả Zakaria và cộng sự (2012) lại có kết quả là quy mô doanh nghiệp tác động cùng chiều với biến động giá chứng khoán. Vậy ta chấp nhận giả thuyết H4
4.3.2.5. Kiểm định giả thuyết thứ 5
Biến của giả thuyết H5 này là thu nhập mỗi cổ phiếu (EPS). Đây là biến mà tác giả luận văn đưa thêm vào mô hình nghiên cứu của mình trong khi tác giả Zakaria và cộng sự (2012) không đề cập đến Giả thuyết H5 dự đoán rằng thu nhập mỗi cổ phiếu (EPS) tác động ngược chiều đến biến động giá chứng khoán
(P_VOL). Và kết quả nghiên cứu ở bảng 4.7 cho thấy rằng hệ số hồi quy của biến
này âm (-1.75e-07) với mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy rằng nếu thu nhập mỗi cổ phiếu tăng lên thì biến động giá chứng khoán giảm và ngược lại. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước của Saqid và cộng sự (2013), ThS Phùng Tất Hữu
(2015). Như vậy ta chấp nhận giả thuyết H5
4.3.2.6. Kiểm định giả thuyết thứ 6
Giả thuyết H6 dự đoán rằng biến động thu nhập (EV) có tác động cùng chiều đến biến động giá chứng khoán (PV). Kết quả hồi quy cho thấy rằng biến động thu nhập cũng có mối quan hệ cùng chiều với biến động giá chứng khoán nhưng lại không có ý nghĩa thống kê (hệ số hồi quy 0.0022109 và giá trị p là 0.314–
tức ý nghĩa 31,4%). Tuy nhiên có nhóm tác giả như Hussainey & công sự (2011), Okafor & cộng sự (2011), Allen và Rachim (1996), Nazir và cộng sự (2010) lại cho kết quả nghiên cứu rằng EV có tác động cùng chiều đến biến động giá chứng khoán. Còn nhóm các tác giả như Habib và cộng sự (2012), Zakaria và cộng sự (2012) lại
52
cho rằng EV không có tác động đến biến động giá chứng khoán.Như vậy ta bác bỏ giả thuyết H6
4.3.2.7. Kiểm định giả thuyết thứ 7
Biến nghiên cứu của giả thuyết này là đòn bẩy tài chính (LEV). Giả thuyết này dự đoán rằng đòn bẩy tài chính (LEV) có tác động cùng chiều đến biến động giá chứng khoán (P_VOL). Kết quả nghiên cứu có hệ số hồi quy là dương 0.000398
với mức ý nghĩa 1%. Như vậy nếu doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao thì biến động giá chứng khoán càng nhiều. Như vậy kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước như: Allen và Rachim (1996), Jecheche, P. (2012), Zakaria và cộng sự
(2012), O. J. ILABOYA1 và M. AGGREH (2013). Vậy ta chấp nhận giả thuyết H7
4.4. Kết luận cho mô hình nghiên cứu
Mô hình nghiên cứu tổng quát ban đầu
PV=α+βR1RDPR+ βR2RDY+ Ԑ (1)
PV=α+βR1RDPR+ βR2RDY+ βR3RGROWTH+ βR4RSZ + βR5RLEV + βR6REV + βR7REPS
+ Ԑ (2)
Sau khi phân tích dữ liệu, xử lý mô hình hồi quy bằng các phương pháp phù hợp, kiểm định các giả thuyết, tác giả luận văn đã đút kết được mô hình nghiên cứu cụ thể cho đề tài của mình như sau:
PV =0.0221607 + 0.0005308DPR - 0.0229951DY + 0.0006087GROWTH
-0.0006241SZ + 0.000398LEV - 1.75e-07 EPS + Ԑ
Mô hình nghiên cứu cụ thể này có ý nghĩa như sau:
- Nếu tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1% thì biến động giá chứng khoán tăng
0.05308% và ngược lại
- Nếu tỷ suất cổ tức tăng 1% thì biến động giá chứng khoán giảm
2.29951% và ngược lại
- Nếu tốc độ tăng trưởng tổng tài sản tăng 1% thì biến động giá chứng khoán tăng 0.06087% và ngược lại
- Nếu quy mô công ty tăng 1% thì biến động giá chứng khoán giảm 0. 06241% và ngược lại
53
- Nếu thu nhập trên mỗi cổ phiếu tăng 1% thì biến động giá chứng
khoán giảm 0.00175% và ngược lại
- Nếu đòn bẩy tài chính tăng 1% thì biến động giá chứng khoán tăng
0.0398% và ngược lại
Tóm lại tác giả luận văn đã thu thập số liệu trên báo cáo tài chính, bản cáo bạch của 46 công ty phi tài chính từ năm 2008 đến năm 2014 để có kết quả của mô hình nghiên cứu. Kết quả chỉ ra rằng các nhân tố tỷ lệ chi trả cổ tức, đòn bẩy tài
chính, tốc độ tăng trưởng tài sản có mối quan hệ cùng chiều với biến động giá chứng khoán. Còn các biến tỷ suất cổ tức, quy mô doanh nghiệp và thu nhập trên mỗi cổ phiếu lại có tác động ngược chiều với biến động giá chứng khoán. Nhân tố còn lại là biến động thu nhập không có mối quan hệ đến biến động giá chứng
54
CHƯƠNG 5
KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 5.1.Tóm tắt lại kết quả nghiên cứu
Bảng 5 .1: Tóm tắtkếtquả nghiên cứu
Các biến độc lập Kỳ vọng ban đầu Kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu trước
Tác động cùng chiều (+) Tác độngngược chiều (-) Không tác động (không ý nghĩa) DPR (+) (+) Okafor & cộng sự (2011), Zakaria và cộng sự (2012) 12B Jecheche, P. (2012), Ramadan, I. Z. (2013), Kenyoru, N. D và cộng sự (2013)
Profilet, K. A., & Bacon, F. W.
(2013)
DY (-) (-)
13B
Irandoost & cộng sự
(2011), Hussainey & công
sự (2011), Kenyoru, N. D và cộng sự (2013), O. J. Ilaboyal và M. Aggreh (2013), Zakaria và cộng sự (2012) Okafor & cộng sự (2011), Sadiq và cộng sự (2013), Ramadan, I. Z. (2013), Profilet, K. A., & Bacon, F. W. (2013), Jecheche, P.
(2012)
EV (+) Không ý
nghĩa
Hussainey & công sự (2011), Okafor & cộng sự (2011), Allen và Rachim (1996), Nazir và cộng sự (2010) Habib và cộng sự (2012), Zakaria và cộng sự (2012), Jecheche, P. (2012) SZ (-) (-) Allen và Rachim (1996), Nazir và cộng sự (2010), Jecheche, P. (2012), Zakaria và cộng sự (2012) Okafor & cộng sự (2011), Ramadan, I. Z. (2013), Profilet, K. A., & Bacon,
F. W. (2013)
Irandoost và cộng sự (2013)
GROWTH (+) (+) Okafor & cộng sự (2011), Sadiq và cộng sự (2013)
Nazir và cộng sự (2010),
Profilet, K. A., & Bacon, F. W. (2013)
Habib và cộng sự
55 EPS (-) (-) Sadiq và cộng sự (2013),
ThS Phùng Tất Bửu (2015)
LEV (+) (+) Allen và Rachim (1996), Jecheche, P. (2012)
Zakaria và cộng sự
(2012), Nazir và cộng sự
(2010), Profilet, K. A., & Bacon, F. W. (2013)
Habib và cộng sự (2012
(Nguồn tổng hợp nghiên cứu của tác giả)
Luận văn nghiên cứu tác động của chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu trên sàn giao dịch trường chứng khoán Hồ Chí Minh. Mẫu nghiên cứu gồm
46 công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh trong khoảng thời gian từ năm 2008 đến năm 2014 đã được thu thập. Mô hình hồi quy bao gồm các biến độc lập là tỷ suất cổ tức, tỷ lệ chi trả cổ tức và các biến kiểm soát như quy mô công ty, biến động thu nhập, đòn bẩy tài chính, tốc độ tăng trưởng tài sản và thu
nhập mỗi cổ phiếu. Sau khi phân tích tương quan giữa các biến, kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến, kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi; bài nghiên cứu áp dụng phương pháp bình phương bé nhất cho hồi quy đa biến với sự hỗ trợ của phần mềm Stata phiên bản 11.1 để kiểm định mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và chính sách cổ tức tại sàn giao dịch chứng khoán Tp Hồ Chí Minh.
Kết quả nghiên cứu này cho thấy mối tương quan âm đáng kể giữa biến động giá cổ phiếu với tỷ suất cổ tức ởsàn giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh. Kết quả này giống với kỳ vọng ban đầu. Mối tương quan âm giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ suất cổ tức cung cấp bằng chứng thực nghiệm ủng hộ cho hiệu ứng thời gian, hiệu ứng tỷ suất sinh lợi, hiệu ứng kinh doanh chênh lệch giá, và hiệu ứng thông tin. Bên cạnh đó, bài nghiên cứu tìm thấy mối tương quan dương đáng kể giữa tỷ lệ chi trả cổ tứcvà biến động giá cổ phiếu. Điều này phù hợp với kỳ vọng và có thể được giải thích là khi công ty tỷ lệ chi trả cổ tứccàng cao thì biến động giá cổ phiếu càng
cao. Bên cạnh đó kết quả kiểm định của luận văn cũng cho thấy biến động giá cổ phiếu còn chịu ảnh hưởng bởi các nhân tố: quy mô doanh nghiệp, tốc độ tăng trưởng tổng tài sản, thu nhập mỗi cổ phiếu, đòn bẩy tài chính. Bài nghiên cứu không tìm thấy bất kỳ bằng chứng nào về mối quan hệ giữa biến động thu nhập và biến động giá cổ phiếu.
56
Dựa trên các kết quả của nghiên cứu này, có thể kết luận rằng các nhà quản lý các công ty có thể tác động đến biến động giá cổ phiếu của công ty bằng cách thay đổi chính sách cổ tức. Chính sách cổ tức có thể được dùng như một công cụ để kiểm