Sau khi đã tìm ra được dạng hàm số (5) về tác động của CSCT đến biến động giá cổ phiếu của các DNNY trên TTCK Việt Nam, có thể thấy rằng trong số ba biến
73
độc lập đại diện cho CSCT là Tỷ suất cổ tức (DY), Tỷ lệ chi trả cổ tức bằng tiền mặt (PO) và Tỷ lệ chi trả cổ tức bằng cổ phiếu (SPO) thì chỉ có 2 biến có mối quan hệ với
biến động giá cổ phiếu (PV) là PO và SPO, còn DY thì không có mối liên hệ nào. Kết luận này mâu thuẫn với một số nghiên cứu trên TTCK Việt Nam, chính vì
vậy, mà người viết sẽ thử hồi quy mô hình đã được lựa chọn, với dữ liệu chéo được sử dụng thay thế cho dữ liệu bảng để có thể có được sự so sánh, nhận xét giữa hai kết
quả hồi quy theo dữ liệu bảng và dữ liệu chéo.
Vẫn với dữ liệu của 509 DNNY đã được sử dụng để tính toán dữ liệu bảng, dữ
liệu chéo được xử lý tính toán theo phương pháp dưới đây:
p v_________ Coef
. . St.Err t-value p-value [95% Conf Interval] Sig
dy - 0.12 -7.85 0.000 - - *** po - 0.027 8 0.00 -3.41 0.001 0.043- 0.011- *** spo 0.41 8 9 0.09 4.23 0.000 4 0.22 3 0.61 *** size - 0.00 -6.59 0.000 - - *** debt 0.07 0.05 1.34 0.181 - 0.17 grw 0.06 4 9 0.01 3.32 0.001 6 0.02 2 0.10 *** ev 1.35 0.16 8.02 0.000 1.02 1.68 *** aef - 0.10 -1.39 0.166 - 0.05 Constant 1.30 4 0.10 5 12.41 0.000 1.09 7 1.51 0 *** Mean dependent var
R-squared F-test
Akaike crit. (AIC)
0.595 0.330 30.814 - 539.466 SD dependent var Number of obs Prob > F
Bayesian crit. (BIC)
0.17 1 509.000 0.00 0 -501.374 74
(Nguồn: Parkinson (1980), Baskin (1989), Allen&Rachim (1996), Hashejimoo (2012), Võ Xuân Vinh (2014)).
Sau khi đã tính toán được dạng dữ liệu chéo, dữ liệu sẽ được thực hiện hồi quy
bình phương nhỏ nhất OLS trên phần mềm Stata 14, kết quả ở bảng dưới đây: Bảng 3.20 Kết quả hồi quy mô hình với dữ liệu dạng chéo
.
***p<0.01, **p<0.05, * p<0.1
(Nguồn: Người viết thực hiện trên phần mềm Stata 14) Kết quả hồi quy mô hình OLS có dạng thức sau:
PV = 1.304*** - 0.988*** DY - 0.027***PO + 0.418*** SPO - 0.027*** SIZE + 0.064*** GRW + 1.351*** EV (6)
Với kết quả mô hình như trên, có thể thấy được rằng đa số các biến giải thích có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (trừ biến DEBT và AEF không có ý nghĩa), ngoài ra với chỉ số R2 = 0.33 tức là các biến độc lập trong mô hình đã có thể giải thích được 33% biến động của biến phụ thuộc PV.
Trong đó, các biến thuộc về CSCT là DY, PO và SPO có dấu như trong kỳ vọng ban đầu, và được tìm thấy là đều có tác động và giải thích được cho biến phụ
75
thuộc PV ở mức ý nghĩa 1%. Cụ thể, hệ số hồi quy của DY là -0.988 phản ánh rằng khi tỷ suất cổ tức tăng 1% thì sự biến động trong giá cổ phiếu sẽ giảm đi 0.988%, tương tự khi các DNNY ở Việt Nam tăng tỷ lệ cổ tức tiền mặt lên 1% thì sự biến động
trong giá cổ phiếu sẽ giảm đi 0.027%, còn tỷ lệ cổ tức cổ phiếu mà tăng lên 1% thì sự biến động giá sẽ tăng theo 0.418%.
Kết quả hồi quy trên phần nào cũng khẳng định lại về sự ảnh hưởng của CSCT
đến biến động giá cổ phiếu của các DNNY trên TTCK Việt Nam giai đoạn 2013 - 2017, cụ thể là tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức tiền mặt có tác động tiêu cực, còn tỷ lệ chi trả cổ tức bằng cổ phiếu có tác động tích cực đến biến động giá cổ phiếu.
Tuy nhiên, Baltagi (1999) và Gujarati(2013) đã chứng minh được những ưu điểm và tính phù hợp của dữ liệu dạng bảng so với dữ liệu chéo theo không gian hoặc
dữ liệu chuỗi theo thời gian, do đó nghiên cứu vẫn sẽ tôn trọng và sử dụng kết quả hồi quy (5) về mô hình FEM sử dụng dữ liệu bảng là kết quả sau cùng.