Bảng 4.1 :Thống kê mô tả các biến
PV DY POR SZ DA ASG
Trung bình 0,477 0,094 1,936 26,376 0,156 0,376
Trung vị 0,456 0,075 0,403 26,156 0,046 0,045
Số nhỏ nhất 0,080 - -2,756 23,346 - -0,876
Số lớn nhất 3,562 1,308 518,587 31,882 0,895 27,647
Khoảng biến thiên 3,482 1,308 521,343 8,536 0,895 28,523
Độ lệch chuẩn 0,245 0,102 24,135 1,428 0,203 1,589 Phƣơng sai 0,060 0,011 582,514 2,040 0,041 2,525 Hệ số biến thiên 0,513 1,085 12,465 0,054 1,305 4,227 Skewness 7,686 4,737 20,332 0,786 1,388 10,922 Kurtosis 82,078 48,167 431,436 3,569 4,003 179,576 Tổng 233,556 46,277 948,754 12.924,340 76,323 184,196 Số quan sát 490 490 490 490 490 490
Nguồn: Tác giả tính toán trên Stata (Phụ lục 4)
Bảng 4.1 cung cấp các giá trị trung bình, trung vị, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất và độ lệch chuẩn của các biến. Biến PV có số lớn nhất là 356,2%, số nhỏ nhất là8%% độ lệch chuẩn là 0,245. Trung bình của biến động giá cổ phiếu là 47,6645% khá cao, điều này không có gì ngạc nhiên so với thời kì biến động của thị trƣờng chứng khoán trong khoảng thời gian từ 2007 đến 2013. Số lớn nhất của biến DY là 1,308, số nhỏ nhất là 0 khi công ty không chi trả cổ tức bằng tiền mặt, độ lệch chuẩn là 0,102. Trong các biến, ta thấy độ lệch chuẩn của POR là khá cao (24,135) điều đó cho thấy độ phân tán của biến này cao hơn các biến khác đồng nghĩa với tỷ lệ chi trả cổ tức của các công ty chênh lệch nhau khá nhiều, số lớn nhất của biến này là 518,587, số nhỏ nhất là -2,756 khi lợi nhuận sau thuế của công ty bị âm. Biến quy mô doanh nghiệp có khoảng cách giữa giá trị lớn nhất và nhỏ nhất là 8,536, độ lệch chuẩn là 1,428. Biến DA có giá trị lớn nhất là 0,895 cho thấy tỷ lệ nợ trên tổng tài sản của các công ty đƣợc nghiên cứu
cao nhất là 89,5%. Số lớn nhất của biến ASG là 27,647, số nhỏ nhất - 0,876 khi công ty giảm quy mô tài sản.
4.2.3 Ma trận tƣơng quan giữa các biến
Trong phần này, phân tích ma trận tƣơng quan giữa các biến trong mẫu nhằm giải quyết tính hạn chế của việc phân tích từng biến bằng cách cho thấy góc nhìn chi tiết hơn thông qua mối tƣơng quan giữa các biến độc lập với nhau và với biến phụ thuộc.
Bảng 4.2: Ma trận tƣơng quan giữa các biến
PV DY POR SZ DA ASG PV 1,000 -0,045 -0,027 -0,194 0,032 0,017 DY -0,045 1,000 -0,009 -0,280 0,036 -0,137 POR -0,027 -0,009 1,000 -0,027 0,027 -0,018 SZ -0,194 -0,280 -0,027 1,000 0,007 0,119 DA 0,032 0,036 0,027 0,007 1,000 -0,086 ASG 0,017 -0,137 -0,018 0,119 -0,086 1,000
Nguồn: Tác giả tính toán trên Stata
Nhìn vào bảng 4.2 ma trận hệ số tƣơng quan, ta thấy tƣơng quan giữa các biến rất nhỏ (đều bé hơn 0,8) do đó loại bỏ khả năng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến của mô hình.
Ta có thể thấy rằng biến động cổ phiếu tỷ lệ nghịch với tỷ lệ cổ tức trên giá cổ phiếu với hệ số tƣơng quan là -0,045, biến PV và biến SZ có quan hệ tỷ lệ nghịch với hệ số tƣơng quan là -0,194. Bên cạnh đó, biến động cổ phiếu tỷ lệ thuận với tỷ lệ nợ trên tổng tài sản và tỷ lệ tăng trƣởng của tổng tài sản với hệ số tƣơng quan lần lƣợt là 0,032, 0,017.
Biến SZ có tƣơng quan âm với biến DY cho thấy những doanh nghiệp có quy mô lớn có một vị thế đáng kể trong ngành nên lợi nhuận thu đƣợc cũng khá ổn định và
ít chi trả cổ tức bằng tiền mặt. Mối tƣơng quan dƣơng giữa biến Biến SZ và biến DA có thể đƣợc giải thích là các doanh nghiệp có quy mô lớn thƣờng sẽ có tiềm lực tài chính mạnh, tài sản lớn là cơ sở để đảm bảo khả năng trả nợ nên có khả năng tiếp cận nguồn vốn một cách dễ dàng hơn, có chi phí kiệt quệ tài chính thấp hơn các doanh nghiệp có quy mô nhỏ nên họ có thể tận dụng lợi ích từ tấm chắn thuế nợ tốt hơn.
Biến ASG có tƣơng quan âm với biến DA có thể cho thấy nhƣ̃ng cổ phiếu tăng trƣởng cao này thông thƣờng là cổ phiếu của nhƣ̃ng công ty đang trong giai đoa ̣n khởi sƣ̣ và tăng trƣởng, có tỷ suất sinh lợi cao và rủi ro kinh doanh cũng rất lớn nên nguy cơ lâm vào tình tra ̣ng phá sản là khá cao do đó thƣờng sẽ có xu hƣớng sƣ̉ du ̣ng ít nợ trong cấu trúc vốn của mình để giảm bớt rủi ro tài chính bù đắp cho rủi ro kinh doanh cao.
4. 3 Mô hình hồi quy
4.3.1 Kết quả hồi quy riêng từng nhân tố tác động
Để kiểm đi ̣nh tác đô ̣ng của các nhân tố lên bi ến động giá cổ phiếu, đầu tiên luận văn sẽ đi vào khảo sát mối tƣơng quan giƣ̃a tƣ̀ng biến giải thích với độ biến động theo phƣơng pháp bình phƣơng nhỏ nhất sau đó mới tiến hành phân tích các tác đô ̣ng tổng hợp.
Bảng 4.3: Tổng hợp kết quả hồi quy từng nhân tố Biến Hệ số hồi quy t-Statistic P - value R2
DY -0,10 -1 0,316 0,21%
POR -0,0003 -0,59 0,558 0,07%
SZ -0,033 -4,36 0,000 3,75%
DA 0,039 0,71 0,476 0,10%
ASG 0,003 0,38 0,705 0,03%
Nguồn: Tính toán của tác giả trên Stata (Phụ lục 5)
Bảng 4.3chỉ ra những kết quả thử nghiệm hồi quy giữa độ biến động giá và mỗi nhân tố ảnh hƣởng. Các kết quả hồi quy này cho thấy bốn biến tỷ lệ cổ tức trên giá cổ
phiếu (DY), tỷ lệ chi trả cổ tức (POR), tăng trƣởng của tài sản(ASG) và tỷ lệ nợ trên tổng tài sản (DA) không có ý nghĩa thống kê do đó không thấy đƣợc ảnh hƣởng đến độ biến động. Biến duy nhất còn lại có ảnh hƣởng đến biến động giá cổ phiếu là quy mô của doanh nghiệp (SZ). Biến quy mô doanh nghiệp tác động ngƣợc chiều đến thay đổi giá cổ phiếu, kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Baskin(1989), Kyle & Frank (2013). Tỷ lệ cổ tức trên giá cổ phiếu, yếu tố quan trọng ảnh hƣởng đến biến động cổ phiếu tại nhiều thị trƣờng lại không thích hợp ở thị trƣờng Việt Nam.
Tuy nhiên hồi quy OLS có những hạn chế, khi nghiên cứu về dữ liệu mảng, có nhiều chuỗi vi phạm một hoặc một số giả định. Một trong những dạng vi phạm giả định phổ biến nhất là hiện tƣợng ngoại sinh tức là hệ số ƣớc lƣợng (hoặc biến) tƣơng quan với phần dƣ. Khi đó, các ƣớc lƣợng thu đƣợc sẽ bị bóp méo dẫn đến sai lệch trong kết quả phân tích. Do đó, để đánh giá tác động tổng hợp và đạt đƣợc kết quả tin cậy, luận văn thực hiện hồi quy tổng hợp bằng mô hình động (dynamic model) với ƣớc lƣợng DGMM.
4.3.2 Kết quả hồi quy tá c đô ̣ng tổng hơ ̣p các nhân tố
Bảng 4.4 tóm tắt kết quả hồi quy DGMM về tác động của các nhân tố đã phân tích đến độ biến động giá cổ phiếu, trong đó mô hình (1) là kết quả ƣớc lƣợng cho toàn bộ mô hình . Tuy nhiên, để tách riêng tác động của hai biến liên quan đến chính sách cổ tức là tỷ lệ cổ tức trên giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả cổ tức, luận văn thực hiện thêm ƣớc lƣợng (2) và (3).
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy tổng hợp nhân tố Biến (1) (2) (3) DY -0,403*** -0,462*** (0,154) (0,162) POR 0,000 0,0004 (0,001) (0,001) SZ 0.201*** 0,201*** 0,234*** (0,031) (0,03) (0,031) DA 1,534*** 1,622*** 1,576*** (0,326) (0,341) (0,309) ASG -0,002 -0,002 0,001 (0,005) (0,005) (0,005) Số quan sát 490 490 490 F test 322,59 289,56 408,53 0,000 0,000 0,000 Kiểm định Sargan/ Hansen 0.32 2.07 3.65
0,989 0,84 0,6
AR(1) -1,77 -1,81 -1,7
0,076 0,071 0,089
AR(2) -0.74 -1.82 -1.84
0,082 0,069 0,065
***, ** và * :có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, 5% và 1%.(phụ lục 6) Nguồn: Tính toán của tác giả trên Stata
Mô hình hồi quy tổng hợp (1) có kết quả nhƣ sau:
Mô hình hồi quy có biến DY, biến SZ, biến DA có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% trong khi các biến còn lại không có ý nghĩa thống kê. Do đó, từ kết quả hồi quy cho thấy các biến tài chính có ảnh hƣởng đến biến động giá cổ phiếu.
Tỷ lệ cổ tức trên giá cổ phiếu có tác động ngƣợc chiều và có ý nghĩa thống kê (p – value = 0.009) đến biến động giá cổ phiếu. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Irfan & Nishat (2002), Baskin (1989), Ariff và cộng sự (1994), Kyle &Frank (2013), Hashemijoo & Mahdavi Ardekani & Younesi (2012) cho rằng các doanh nghiệp có tỷ lệ cổ tức trên giá cổ phiếu cao thì ít có biến động giá cổ phiếu.
Kế đến dấu của biến tỷ lệ chi trả cổ tức (POR) ngƣợc lại với những nghiên cứu của Kyle & Frank (2013), Hashemijoo & Mahdavi Ardekani & Younesi (2012) nhƣng lại không có ý nghĩa thống kê (p – value = 0,763) nên chƣa giải thích đƣợc tác động của nhân tố này đến biến động giá cổ phiếu. Kết quả ở bảng 4.4 cho thấy, tỷ lệ tăng trƣởng của tài sản có tác động cùng ngƣợc chiều nhƣng không có ý nghĩa thống kê (p- value = 0,748) nên cũng chƣa giải thích đƣợc mối liên hệ với biến động giá cổ phiếu.
Quy mô doanh nghiệp có mối liên hệ với biến động giá cổ phiếu và có tác động cùng chiều với ý nghĩa thống kê p – value = 0,000. Bằng chứng này phù hợp với các kết quả nghiên cứu trƣớc đây của Irfan & Nishat (2002), Allen và Veronica(1996), Baskin (1989), Kyle & Frank (2013) nhƣng lại khác với các nghiên cứu của Baskin (1989), Kyle & Frank (2013). Đúng nhƣ kỳ vọng, mối quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa thống kê giữa tỷ lệ nợ trên tổng tài sản và biến động giá cổ phiếu phù hợp với các nghiên cứu của Ariff và cộng sự (1994), Kyle & Frank (2013), Hashemijoo & Mahdavi Ardekani& Younesi (2012).
Dùng kiểm định Sargan/Hansen ta đƣợc kết quả thống kê J ở khoảng 0,32, với phân phối chi bình phƣơng có xác suất p – value tƣơng ứng là 0,989> α = 5% nên ta chấp nhận giả thiết Ho với biến công cụ là nội sinh tức các biến của mô hình là phù hợp.Tiến hành kiểm định tự tƣơng quan bằng kiểm định Arellano-Bond ta thấy thống kê J của AR(2) = -1,74 có xác suất p – value là 0,082 > α = 5% nên ta chấp nhận giả thiết Ho mô hình không có tự tƣơng quan.
Kết quả mô hình hồi quy (2) bao gồm bốn biến DY, SZ, DA, ASG cho thấy p – value của các hệ số hồi quy các biến DY, SZ, DA khá nhỏ chứng tỏ các biến này thực sự có ảnh hƣởng đến biến động giá cổ phiếu. Tƣơng tự mô hình (2), mô hình (3) với bốn biến POR, SZ, DA, ASG cũng có kết quả tƣơng tự với hai biến SZ, DA có ý nghĩa thống kê với mức 1% trong khi biến POR, ASG không có ý nghĩa thống kê do đó chƣa thấy đƣợc sự ảnh hƣởng của hai nhân tố này trong sự thay đổi giá cổ phiếu.
4.4 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Dựa trên kết quả của hồi quy DGMM và các kiểm định, chúng ta có thể kết luận rằng tỷ lệ chi trả cổ tức trên giá cổ phiếu, quy mô doanh nghiệp, tỷ lệ nợ trên tổng tài sản có ảnh hƣởng đáng kể đến biến động giá cổ phiếu trong khi tỷ lệ chi trả cổ tức, tỷ lệ tăng trƣởng không có ý nghĩa thống kê. Mô hình này không có vi phạm giả thiết của phƣơng pháp DGMM. Mặt khác, mô hình đƣợc xác định chính xác và không có hiện tƣợng thiếu biến.
Quy mô doanh nghiệp có tƣơng quan dƣơng với biến động giá cổ phiếu.Qua đó cho thấy tại thị trƣờng Việt Nam, giá cổ phiếu của những doanh nghiệp có quy mô lớn biến động nhiều hơn các doanh nghiệp nhỏ. Điều này trái ngƣợc với nghiên cứu của Baskin (1989), Kyle & Frank (2013) tại thị trƣờng Mỹ và kỳ vọng của luận văn. Thông thƣờng, những doanh nghiệp càng lớn thƣờng có khả năng đa dạng hóa tốt và có dòng tiền ổn định hơn nên xác suất phá sản nhỏ hơn các doanh nghiệp có quy mô nhỏ do đó giá cổ phiếu sẽ ổn định hơn tuy nhiên ở thị trƣờng Việt Nam lại có kết quả hoàn toàn
ngƣợc lại có thể là do hoạt động của thị trƣờng chứng khoán chƣa hiệu quả do đó giá chứng khoán chƣa phản ánh đầy đủ thông tin, cũng có thể do thời gian và quy mô nghiên cứu chƣa đủ rộng dẫn đến kết quả mô hình có thể đã bi ̣ ảnh hƣởng mô ̣t phần.
Kết quả hồi quy cho thấy mối tƣơng quan cùng chiều giữa tỷ lệ nợ trên tài sản và độ biến động. Song song với viê ̣c tăng t ỷ trọng nợ là rủi ro kinh doanh cao nên chi phí đại diện và chi phí kiệt quệ tài chính cũng sẽ cao , vì thế các doanh nghiệp có bi ến động cổ phiếu nhiều hơn. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng của luận văn và các nghiên cứu của Schwert (1989), Baskin (1989), Irfan & Nishat (2002), , Hashemijoo & Mahdavi Ardekani& Younesi (2012), Kyle & Frank (2013).
Các kết quả thực nghiệm của luận văn cho thấy chính sách cổ tức ảnh hƣởng đến độ biến động giá cổ phiếu thông qua tác động ngƣợc chiều của tỷ lệ cổ tức trên giá cổ phiếu và độ biến động. Kết quả này giống với nghiên cứu tại thị trƣờng Mỹ của Baskin (1989) và Kyle & Frank (2013) hay ở thị trƣờng Malaysia của Hashemijoo & Mahdavi Ardekani& Younesi (2012). Dựa trên kết quả của nghiên cứu này, có thể kết luận rằng các nhà quản lý của các doanh nghiệp có thể thay đổi biến động của giá cổ phiếu bằng cách thay đổi chính sách cổ tức. Thật vậy, điều này tạo ra khả năng sử dụng chính sách cổ tức nhƣ một công cụ để kiểm soát biến động giá cổ phiếu. Doanh nghiệp có thể làm giảm biến động giá cổ phiếu của họ bằng cách tăng chi trả cổ tức.
Hai nhân tố còn lại là tỷ lệ chi trả cổ tức, và tỷ lệ tăng trƣởng của tổng tài sản không có ý nghĩa thống kê do đó chƣa thấy đƣợc ảnh hƣởng của hai nhân tố này đến biến động giá cổ phiếu. Kết quả này không giống với các nghiên cứu của Baskin (1989),Irfan & Nishat (2002), Kyle & Frank (2013), Hashemijoo & Mahdavi Ardekani& Younesi (2012). Nguyên nhân có thể phạm vi nghiên cứu còn nhỏ khi số lƣợng các công ty niêm yết trƣớc năm 2007 trên sàn HOSE còn hạn chế bên cạnh đó thị trƣờng Việt Nam còn khá non trẻ so với thị trƣờng tại các nƣớc trên thế giới vì vậy có những hạn chế khách quan.
Tóm tắt chƣơng 4
Chƣơng 4 bắt đầu bằng việc tóm lƣợc qua thực trạng biến động giá cổ phiếu tại thị trƣờng chứng khoán Việt Nam mà cụ thể là trên sàn giao dịch TP.HCM từ năm 2000 đến năm 2014. Tuy còn khá mới mẻ chịu ảnh hƣởng của cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới, thị trƣờng chứng khoán Việt Nam đã bắt đầu ổn định, ngày càng thu hút sự quan tâm của các nhà đầu tƣ trong và ngoài nƣớc và dần trở thành kênh huy động vốn hiệu quả cho các doanh nghiệp. Tiếp đến, thông qua số liệu thống kê về giá cổ phiếu của các chứng khoán, luận văn tiến hành ƣớc lƣợng biến động giá cổ phiếu bằng mô hình GARCH(1,1) và kiểm định các nhân tố ảnh hƣởng đến biến động giá cổ phiếu bằng mô hình DGMM. Kết quả cho thấy nhân tố ảnh hƣởng đến biến động giá cổ phiếu là tỷ lệ cổ tức trên giá cổ phiếu, cấu trúc vốn và tỷ lệ tăng trƣởng của tổng tài sản.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN
Chƣơng này trình bày những kết luận về kết quả nghiên cứu và xem xét những hạn chế của luận văn cũng nhƣ những gợi ý các đề tài nghiên cứu mở rộng và chuyên sâu hơn. Bên cạnh đó, chƣơng này cũng đóng góp các kiến nghị đối với doanh nghiệp, nhà đầu tƣ và cơ quan quản lý Nhà nƣớc.
5.1 Kết luận
Luận văn đã tiến hành kiểm địnhSargan/Hansen và kiểm định Arellano-Bond để kiểm tra các mối quan hệ của biến động giá cổ phiếu với tỷ lệ cổ tức trên giá cổ phiếu, tỷ lệ chi trả cổ tức, tỷ lệ nợ trên tổng tài sản, biến động lợi nhuận, tỷ lệ tăng trƣởng của tổng tài sản, quy mô doanh nghiệp trên 70 chứng khoán niêm yết trên sàn HOSE trong giai đoạn 2007 –2013. Kết quả cho thấy trong năm yếu tố đƣợc xem xét có ba yếu tố ảnh hƣởng đến độ biến động giá cổ phiếu. Tỷ lệ cổ tức tác động lên giá cổ phiếu theo