phần
Bài nghiên cứu này sẽ xây dựng mô hình để kiểm định liệu rằng xác suất của quyết định mua lại cổ phần và chi trả cổ tức có chịu ảnh hưởng bởi phần bù mua lại cổ phần và phần bù cổ tức hay không. Để thực hiện được điều này, mô hình hồi quy logistic với biến phụ thuộc có nhiều thuộc tính (multinomial logistic regression) sẽ được sử dụng. Trong mô hình này, hai biến phụ thuộc chủ chốt là phần bù mua lại cổ phần (ký hiệu rep_pre) và phần bù cổ tức (div_pre). Theo nghiên cứu của Baker và Wurgler (2004), biến phần bù cổ tức được định nghĩa là sự chêch lệch giữa giá trị M/B bình quân theo trọng số giá trị sổ sách của nhóm công ty chi trả cổ tức (dividend payers, là những công ty có giá trị cổ tức trên mỗi cổ phần dương vào ngày chia cổ tức trong năm) và giá trị M/B bình quân theo trọng số giá trị sổ sách của nhóm công ty không chi trả cổ tức (nondividend payers, là những công ty có giá trị cổ tức trên mỗi cổ phần không dương vào ngày chia cổ tức trong năm). Cả hai giá trị bình quân này sẽ được lấy logarit trước khi xác định chêch lệch. Giá trị chêch lệch sẽ được chuẩn tắc thành biến có giá trị trung bình bằng 0 và phương sai bằng 1. Các biến kiểm soát còn lại trong mô hình được mô tả trong bảng 3.4.2.
Bảng 4.1.1: Kết quả hồi quy mô hình Logit Mua lại cổ phần lần đầu (1) Chia cổ tức lần đầu (2) Tiếp tục mua lại cổ phần (3) Tiếp tục chia cổ tức (4) Tăng cổ tức (5) Giảm cổ tức (6) Mua lại cổ phần lần đầu và chia cổ tức (7) Tiếp tục mua lại cổ phần và giảm cổ tức (8) Tiếp tục mua lại cổ phần và tăng cổ tức (9) Casht-1 -26.157 -1.161 13.442 12.781 2.981 2.530 -14.454 8.474 4.046 (1.15) (0.29) (0.40) (2.92)*** (1.30) (1.10) (0.71) (2.41)** (1.08) Cashflowt-1 -2.452 2.797 13.794 5.746 7.789 6.358 9.252 5.606 13.864 (0.37) (1.10) (0.52) (0.83) (4.58)*** (3.78)*** (1.11) (1.62) (4.49)*** mkbkt-1 -0.324 -0.229 -6.928 -0.735 -0.226 -0.456 -0.770 -0.521 -0.896 (0.26) (0.45) (0.94) (0.49) (0.76) (1.47) (0.48) (0.82) (1.45) Payout-1 -337.668 -334.218 -1,631.11 883.008 112.466 931.669 -475.413 934.230 236.496 (0.80) (1.85)* (0.63) (3.78)*** (0.63) (5.30)*** (1.05) (5.31)*** (0.51) Lnasstt-1 0.730 0.213 4.199 0.219 0.208 0.183 0.358 0.612 0.867 (2.06)** (1.41) (1.30) (0.56) (2.06)** (1.82)* (0.88) (3.04)*** (4.25)*** Returnt-1 0.337 0.147 -21.125 0.073 0.508 0.277 -4.093 -0.198 -0.452 (0.40) (0.38) (1.28) (0.08) (2.09)** (1.13) (2.23)** (0.29) (0.71) Levert-1 -1.299 0.242 -19.309 2.636 0.389 0.648 -1.106 -1.873 -0.365 (0.60) (0.27) (1.17) (1.05) (0.66) (1.12) (0.40) (1.49) (0.27) Systematict-1 -3.389 9.329 -0.804 -16.796 -2.708 -0.506 70.487 21.988 -29.991 (0.07) (0.66) (0.01) (0.77) (0.36) (0.06) (1.25) (0.87) (1.90)* Idiosyncratict-1 4.544 -11.266 5.913 17.118 2.905 -2.643 -73.110 -29.540 29.701 (0.09) (0.73) (0.06) (0.78) (0.37) (0.29) (1.25) (1.05) (1.77)* Reppret-1 9.624 -0.150 -0.104 -0.171 0.033 -0.282 1.616 -0.821 -0.834 (2.05)** (0.62) (0.04) (0.39) (0.21) (1.96)* (0.52) (3.06)*** (3.20)*** Divpret-1 2.271 -0.031 -1.133 -0.023 0.170 -0.003 0.820 0.603 0.881 (2.50)** (0.15) (0.71) (0.05) (1.32) (0.02) (0.99) (1.89)* (2.20)**
c -11.814 -2.305 -40.430 -7.167 -1.621 -1.190 -6.245 -5.300 -9.209
(2.74)*** (2.04)** (1.30) (2.53)** (2.25)** (1.61) (1.94)* (3.33)*** (5.43)***
Bảng 4.1.1 trình bày kết quả hồi quy mô hình logit đối với các công ty thuộc
nhóm các quyết định thực hiện lần đầu (bao gồm mua lại cổ phần lần đầu, chia cổ tức lần đầu- cột 1, cột 2), nhóm các quyết định thực hiện tiếp tục (bao gồm tiếp tục mua lại cổ phần, tiếp tục chia cổ tức, tăng cổ tức, giảm cổ tức- cột 3, cột 4, cột 5, cột 6) và nhóm quyết định kết hợp của hai nhóm trên (bao gồm mua lại cổ phần lần đầu và chia cổ tức, tiếp tục mua lại cổ phần và tăng cổ tức, tiếp tục mua lại cổ phần và giảm cổ tức- cột 7, cột 8, cột 9).
Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng, những công ty có lượng tiền mặt trong bảng cân đối ở kỳ trước lớn thì thường có khả năng thực hiện chính sách tiếp tục chia cổ tức hoặc tiếp tục mua lại cổ phần và giảm cổ tức. Hệ số ước lượng của biến tiền mặt (cash) trong cột 4 là 12.781 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong khi hệ số ước lượng của chính biến này trong cột 8 là 8.474 và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Những công ty có dòng tiền ở kỳ trước lớn (cashflow) thì nhiều khả năng sẽ thực hiện chính sách tăng cổ tức, giảm cổ tức hoặc tiếp tục mua lại cổ phần và tăng cổ tức. Hệ số ước lượng của biến dòng tiền trong 3 trường hợp này lần lượt là 7.789 (cột 5), 6.358 (cột 6) và 13.864 (cột 10) và đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Những công ty có mức chi trả cổ tức (đai diện bằng biến payout) trong kỳ trước nhỏ sẽ có nhiều khả năng thực hiện chia cổ tức lần đầu. Hệ số ước lượng của biến mức cổ tức chi trả là -334.218 (cột 2) và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Trong khi những công ty có mức chi trả kỳ trước cao thì sẽ có nhiều khả năng thực hiện chính sách tiếp tục chia cổ tức, giảm cổ tức hoặc tiếp tục mua lại cổ phần và giảm cổ tức. Hệ số ước lượng của biến mức cổ tức chi trả trong 3 trường hợp này lần lượt là 883.008 (cột 4), 931.669 (cột 6) và 934.23 (cột 8), cả 3 đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.
Bảng 4.1.1 kết quả nghiên cứu cũng cho thấy rằng, những công ty có quy mô lớn
(đại diện bởi biến lnasst) sẽ có nhiều khả năng thực hiện các chính sách mua lại cổ phần lần đầu, tăng cổ tức, giảm cổ tức, tiếp tục mua lại cổ phần và tăng cổ tức hoặc
tiếp tục mua lại cổ phần và giảm cổ tức. Hệ số ước lượng của biến tổng tài sản (lnasst) ở các phương trình mua lại cổ phần lần đầu là 0.73 (cột 1) và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Tuy nhiên mức độ tác động của biến tổng tài sản đến khả năng công ty thực hiện mua lại cổ phần lần đầu là không đáng kể. Khi tổng tài sản tăng lên một đơn vị thì xác suất công ty thực hiện chính sách mua lại cổ phần lần đầu tăng 9.8x10-6 % (xấp xỉ bằng 0). Trong khi đó, hệ số ước lượng của biến tổng tài sản trong phương trình chính sách chi trả tăng cổ tức là 0.208 (cột 5) và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Mỗi đơn vị tổng tài sản của công ty tăng lên sẽ làm tăng khả năng thực hiện chính sách giảm cổ tức thêm 5.137 % và ngược lại. Kết quả ước lượng của biến tổng tài sản trong phương trình chính sách chi trả tăng cổ tức là 0.183 (cột 6) và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Mỗi đơn vị tổng tài sản của công ty tăng lên sẽ làm tăng khả năng thực hiện chính sách tăng cổ tức thêm 0.0115%. Hệ số ước lượng của biến tổng tài sản trong phương trình chính sách tiếp tục mua lại cổ phần và giảm cổ tức là 0.612 (cột 8) và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Mỗi đơn vị tổng tài sản của công ty tăng lên sẽ làm tăng khả năng thực hiện chính sách tiếp tục mua lại cổ phần và giảm cổ tức thêm 0.3738%. Trong phương trình chính sách tiếp tục mua lại cổ phần và tăng cổ tức (cột 9), hệ số ước lượng của biến tổng tài sản là 0.867 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Cứ mỗi đơn vị tổng tài sản của công ty tăng lên sẽ làm tăng khả năng thực hiện chính sách này thêm 0.0395%.
Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy rằng, những công ty có tỷ suất sinh lợi (đại diện bằng biến return) cao sẽ có nhiều khả năng thực hiện các quyết định tăng cổ tức trong khi những công ty có tỷ suất sinh lợi thấp sẽ có nhiều khả năng thực hiện chính sách mua lại cổ phần lần đầu và chia cổ tức. Hệ số ước lượng của biến này trong hai phương trình lần lượt là 0.508 và -4.093, cả hai đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Tỷ suất sinh lợi tăng lên 1% sẽ làm tăng khả năng thực hiện quyết định tăng cổ tức thêm 8.226% và làm giảm khả năng mua lại cổ phần lần đầu và chia cổ tức đi 0.23%. Bảng kết quả nghiên cứu này cũng cho thấy rằng một trong những yếu tố phổ biến đại diện
cho yếu tố thị trường là rủi ro hệ thống (systematic) lại không tác động nhiều đến các quyết định chi trả của nhà đầu tư. Biến này chỉ tác động đến khả năng thực hiện quyết định mua lại cổ phần lần đầu và tăng cổ tức. Hệ số ước lượng của biến rủi ro hệ thống trong phương trình quyết định này là -29.991 và có ý nghĩa ở mức 10%. Khi giá trị của biến rủi ro hệ thống tăng lên 1 đơn vị sẽ làm giảm khả năng thực hiện chính sách mua lại cổ phần lần đầu và tăng cổ tức đi 44.255%.
Một trong những nội dung quan trọng nhất của mô hình nghiên cứu này là kiểm định tác động của các biến phần bù mua lại cổ phần và phần bù cổ tức lần lượt đến quyết định mua lại cổ phần và quyết định cổ tức. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng, quyết định mua lại cổ phần lần đầu bị tác động bởi phần bù mua lại cổ phần (đại diện bởi biến reppre). Hệ số ước lượng của biến phần bù mua lại cổ phần là 9.642 (cột 1) và có ý nghĩa ở mức 5%. Điều này cho thấy rằng, khi phần bù mua lại cổ phần trên thị trường là lớn thì công ty nhiều khả năng sẽ thực hiện mua lại cổ phần lần đầu hay công ty đang nuông chiều cảm xúc của nhà đầu tư trên thị trường. Khi phần bù mua lại cổ phần tăng 1 đơn vị độ lệch chuẩn (one-standard deviation) thì khả năng công ty thực hiện mua lại cổ phần tăng lên đến 65.039%. Điều này cho thấy có sự tồn tại sự nuông chiều nhà đầu tư của ban quản trị, ít nhất là đối với quyết định mua lại cổ phần lần đầu. Tuy nhiên, không giống như bài nghiên cứu gốc của tác giả. Sự nuông chiều nhà đầu tư không thể hiện qua quyết định tiếp tục mua lại cổ phần. Hệ số phần bù mua lại cổ phần trong phương trình quyết định tiếp tục mua lại cổ phần (cột 3) là không có ý nghĩa thống kê. Lý thuyết nuông chiều nhà đầu tư lại càng tiếp tục không được thể hiện rõ ràng khi xem xét biến nghiên cứu phần bù cổ tức. Hệ số ước lượng của biến này trong các phương trình chia cổ tức lần đầu (cột 2) cũng như các phương trình tiếp tục tăng, giảm, chia cổ tức (cột 4, cột 5, cột 6) là không có ý nghĩa thống kê. Dựa vào phân tích kết quả nghiên cứu, ta có thể kết luận rằng có tồn tại sự nuông chiều nhà đầu tư của ban quan trị khi đưa ra các chính sách chi trả nhưng điều này là không rõ ràng. Chỉ
quyết định mua lại cổ phần lần đầu mới bị tác động bởi yếu tố phần bù mua lại cổ phần trên thị trường.