Tỷ lệ chi trả cổ tức là một yếu tố quan trọng của chính sách cổ tức, theo lý thuyết Tín hiệu thì đây chính là phƣơng tiện truyền dẫn thông tin về lợi nhuận kinh doanh và triển vọng tƣơng lai của doanh nghiệp. Các doanh nghiệp tại Việt Nam có thể chi trả cổ tức bằng nhiều hình thức nhƣ: chi trả cổ tức bằng tiền mặt, chi trả cổ tức bằng cổ phiếu hoặc có thể kết hợp cả 02 hình thức trên. Dựa trên số liệu nghiên cứu có thể thấy rằng chi trả cổ tức bằng tiền mặt là hình thức chi trả phổ biến và đƣợc các doanh nghiệp ƣa chuộng nhất.
Bảng 4.1 kết hợp Phụ lục 1 trình bày tỷ lệ chi trả cổ tức bằng tiền mặt của các công ty thuộc nhóm VN30 niêm yết trên HOSE giai đoạn 2015 – 2019.
Bảng 4.1. Tỷ lệ chi trả cổ tức của các doanh nghiệp giai đoạn 2015 - 2019 Năm Số quan sát Thấp nhất Trung bình Cao nhất Độ lệch chuẩn
2015 29 0% 9% 60% 0,15
2016 29 0% 11% 60% 0,19
2017 29 0% 12% 55% 0,16
2018 29 0% 14% 70% 0,19
2019 29 0% 10% 45% 0,13
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ mẫu nghiên cứu Tỷ lệ chi trả cổ tức bằng tiền mặt trung bình của các doanh nghiệp từ năm 2015 đến năm 2018 có sự tăng đều nhẹ từ 9% lên 14%. Tuy nhiên, năm 2019 nền kinh tế Việt Nam có sự giảm sút so với nhiều năm trƣớc đó vì chịu những ảnh hƣởng tiêu cực từ chiến tranh thƣơng mại thế giới. Tỷ lệ chi trả cổ tức trung bình giảm từ 14% xuống 10% vào năm 2019. Kết quả thống kê ghi nhận đƣợc, Tổng CTCP Bia – Rƣợu – Nƣớc giải khát Sài Gòn (SAB) là công ty có tỷ lệ chi trả cổ tức
60% 50% 40% 30% 20% 10% 0%2015 <10%63,3% 10%-20%23,3% 20%-50%6,7% >50%6,7% 2016 63,3% 16,7% 10,0% 10,0% 2017 56,7% 16,7% 20,0% 6,7% 2018 53,3% 16,7% 23,3% 6,7% 2019 50,0% 33,3% 16,7% 0,0%
cao nhất là 70% vào năm 2018, tức là mỗi nhà đầu tƣ sẽ nhận đƣợc 7.000đ/cổ phiếu vào năm này. Mặc dù SAB là công ty có tỷ lệ chi trả cao nhất trong giai đoạn nghiên cứu, nhƣng doanh nghiệp có tỷ lệ chi trả cao và ổn định nhất là Công ty cổ phần Sữa Việt Nam (VNM). Trong suốt nhiều năm, công ty luôn duy trì tỷ lệ chi trả ở mức 50%.
Biểu đồ 4.1 Tỷ lệ chi trả cổ tức của các doanh nghiệp
70%
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ mẫu nghiên cứu Biểu đồ 4.1 cho thấy hơn 50% các doanh nghiệp có mức chi trả ít hơn 10%, tuy nhiên, từ năm 2015 đến 2019 tỷ lệ các doanh nghiệp có mức chi trả ít hơn 10% giảm dần từ 63,3% vào năm 2015 còn 50% vào năm 2019. Đây là một tín hiệu tốt chứng minh rằng các doanh nghiệp ở Việt Nam có chính sách cổ tức ngày một tốt hơn.
Tỷ lệ chi trả cổ tức biến động không đều qua các năm. Trong khi nhóm các doanh nghiệp có mức chi trả 10% - 20% suy giảm từ 23,3% vào năm 2015 còn 16,7% trong suốt 3 năm liền và tăng đột ngột lên 33,3% vào năm 2019, thì các doanh nghiệp chi trả cổ tức ở mức 20% - 50% có diễn biến tốt hơn tăng từ 6,7% vào
năm 2015 lên 23,3% vào năm 2018. Tuy nhiên, năm 2019 nhóm các doanh nghiệp này lại giảm còn 16,7% vì sự tăng trƣởng đột ngột của nhóm các công ty có mức chi trả từ 10% - 20%.
Theo kết quả thống kê, nhóm các doanh nghiệp chi trả cổ tức lớn hơn 50% chỉ chiếm ít hơn 10% tổng số mẫu quan sát, nhƣng đây là nhóm có chỉ số ổn định nhất qua thời gian. Vì một số diễn biến xấu của nền kinh tế nên năm 2019 không có doanh nghiệp nào chi trả cố tức lớn hơn 50%.
4.1.2 So sánh tỷ lệ chi trả cổ tức qua các nh m ngành
Mỗi nền kinh tế đều đƣợc cấu tạo nên từ nhiều nhóm ngành khác nhau, tuy nhiên mỗi nhóm ngành đều có đặc thù riêng vì vậy tỷ lệ chi cổ tức cũng sẽ khác nhau. Phân tích xu hƣớng chi trả cổ tức theo nhóm ngành giúp ta thấy đƣợc sự khác nhau giữa các ngành nghề và đƣa ra những so sánh khách quan hơn. Tác giả phân ngành các mẫu quan sát theo tiêu chuẩn quốc tế ICB (Industry Classification Benchmrark) và tổng hợp từ website https://www.stockbiz.vn/.
Bảng 4.2 Danh sách các công ty theo ngành
STT Nh m ngành Công ty Tỷ lệ
1 Các dịch vụ hạ tầng GAS, POW 6,9%
2 Công nghệ FPT 3,4%
3 Công nghiệp CTD, REE, ROS 10,3%
4 Dầu khí PLX 3,4% 5 Dịch vụ tiêu dùng VJC 3,4% 6 Hàng tiêu dùng MSN, MWG, PNJ, SAB, SBT, VNM 20,7% BID, BVH, CTG, EIB, HDB, MBB, 7 Tài chính NVL, STB, TCB, VCB, VHM, VIC, 51,7% VPB, VRE 8 Vật liệu cơ bản HPG 3,4% TỔNG CỘNG 29 100%
Bảng 4.3 Tỷ lệ chi trả cổ tức theo nh m ngành STT Nh m ngành 2015 2016 2017 2018 2019 Trung bình 1 Các dịch vụ hạ tầng 8,5% 24% 18,5% 20% 21,5% 18,5% 2 Công nghệ 20% 20% 20% 25% 20% 21% 3 Công nghiệp 22% 21,7% 22% 22% 16% 20,7% 4 Dầu khí 0% 0% 32% 30% 26% 17,6% 5 Dịch vụ tiêu dùng 0% 0% 30% 40% 10% 16% 6 Hàng tiêu dùng 16,7% 25,8% 21% 25,7% 14,8% 20,8% 7 Tài chính 3,2% 1,9% 3,2% 4,1% 4,2% 3,3% 8 Vật liệu cơ bản 0% 0% 0% 13% 0% 2,6%
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ mẫu nghiên cứu Bảng 4.3 cho thấy tỷ lệ chi trả cổ tức ở các nhóm ngành không đồng đều nhau. Tài chính là nhóm ngành có tỷ trọng doanh nghiệp cao nhất nhƣng tỷ lệ chi trả cổ tức trung bình lại thấp thứ 2 (3,3%). Ngƣợc lại, ngành hàng tiêu dùng chiếm 20,7% lƣợng doanh nghiệp và ngành công nghiệp với 10,3% doanh nghiệp có tỷ lệ chi trả cổ tức trung bình cao tƣơng đƣơng nhau lần lƣợt là 20,8% và 20,7%. Công nghệ là nhóm ngành có tỷ lệ chi trả cổ tức trung bình cao nhất là 21%. Các nhóm ngành còn lại nhƣ: các dịch vụ hạ tầng, dầu khí, dịch vụ tiêu dùng có tỷ lệ chi trả tƣơng đƣơng nhau lần lƣợt là 18,5%; 17,6% và 16%.
4.2 THỐNG KÊ MÔ TẢ VÀ MA TRẬN TƢƠNG QUAN4.2.1 Thống kê mô tả 4.2.1 Thống kê mô tả
Bài nghiên cứu tiến hành thực hiện phân tích thống kê mô tả các biến đƣợc sử dụng trong bài bằng cách xem xét các giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất của các biến đƣợc sử dụng. Bảng 4.4 trình bày kết quả thống kê của các biến trong toàn bộ mẫu quan sát. Từ kết quả thống kê, ta có thể thấy mức chi trả cổ tức trung bình của các doanh nghiệp là 11%. Tuy nhiên, hiện nay vẫn có những doanh nghiệp không chi trả cổ tức nên mức cổ tức thấp nhất là 0% và doanh nghiệp có mức chi trả cổ tức cao nhất là 60%. Biến DPR có độ lệch
chuẩn là 16% cho thấy rằng mức chi trả của các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu có sự khác biệt đáng kể qua từng giai đoạn khác nhau. Bên cạnh đó, tỷ lệ lợi nhuận đƣợc tạo ra trên tổng giá trị tài sản trung bình khoảng 28%, tuy nhiên, giá trị độ lệch chuẩn của biến PRO khá lớn (48%) tạo ra khoảng cách cho sự biến động tỷ lệ lợi nhuận của doanh nghiệp. Có những doanh nghiệp ghi nhận lợi nhuận 275% một năm nhƣng lại có doanh nghiệp ngậm ngùi ghi lỗ gần 40% một năm. Hơn nữa, giá trị trung bình biến LEV là 65% cho thấy rằng các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu đang sử dụng hơn 65% nghĩa vụ nợ trong tổng tài sản của họ để tài trợ cho các hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp.
Bảng 4.4 Thống kê mô tả toàn bộ mẫu (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Số quan Giá trị Độ lệch Giá trị nhỏ Giá trị lớn Tên biến sát trung bình chuẩn nhất nhất DPR 145 0,11 0,16 0,00 0,60 DPP 115 0,00 0,13 -0,55 0,35 PRO 145 0,07 0,07 0,00 0,32 GRO 145 0,28 0,48 -0,39 2,75 LIQ 145 6,77 10,48 0,61 44,26 LEV 145 0,65 0,23 0,20 0,96 SIZ 144 13,85 0,64 12,55 15,12
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 13.
4.2.2 Ma trận tƣơng quan
Sau khi xem xét thống kê mô tả, tác giả tiếp tục phân tích ma trận tƣơng quan giữa các biến trong bài nghiên cứu. Ma trận tƣơng quan giúp pháp hiện mối quan hệ tuyến tính đơn biến giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc, đồng thời xem xét vấn đề đa cộng tuyến có tồn tại hay không dựa vào giá trị tuyệt đối của hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập.
Kết quả bảng 4.5 cho thấy rằng, tỷ lệ chi trả cổ tức năm trƣớc và lợi nhuận kinh doanh thể hiện mối tƣơng quan tuyến tính đơn biến dƣơng với tỷ lệ chi trả cổ tức, nghĩa là biến DPP và PRO có xu hƣớng di chuyển cùng chiều với biến phụ
thuộc DPR. Ngƣợc lại, các biến số khác nhƣ tốc độ tăng trƣởng, thanh khoản, đòn bẩy tài chính và quy mô thể hiện mối tƣơng quan tuyến tính đơn biến âm với tỷ lệ chi trả cổ tức của doanh nghiệp, nói cách khác các biến này có xu hƣớng di chuyển ngƣợc chiều với biến DPR.
Bảng 4.5 Ma trận tƣơng quan của toàn bộ mẫu
DPR DPP PRO GRO LIQ LEV SIZ
DPR 1 DPP 0,3301 1 PRO 0,6668 -0,0425 1 GRO -0,1520 0,0499 -0,0127 1 LIQ -0,2187 -0,0061 -0,4222 -0,1301 1 LEV -0,4958 0,0531 -0,7384 0,0390 0,5692 1 SIZ -0,3530 -0,0044 -0,5595 -0,0863 0,6204 0,5134 1
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 13.
4.2.3 Kiểm định đa cộng tuyến
Bài nghiên cứu kiểm định đa cộng tuyến của các biến độc lập theo lý thuyết của Fabozzi (2014):
Giả thuyết 01: Cov(a,b) > 0,8 thì xảy ra hiện tƣơng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Giả thuyết 02: VIF > 10 thì xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Dựa vào ma trận tƣơng quan ta thấy rằng các hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập đều có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn 0,8. Vì vậy, giả thuyết 01 đƣợc bác bỏ. Các biến nghiên cứu tiếp tục đƣợc kiểm định VIF để tìm kiếm mối quan hệ cộng tuyến giữa các biến. Kết quả kiểm định ở bảng 4.6 cho thấy rằng hệ số VIF của tất cả các biến độc lập đều bé hơn 10 và trung bình của các hệ số VIF là 2,05, bác bỏ giả thuyết 02. Do đó, tác giả nhận định giữa các biến độc lập không xuất hiện đa cộng tuyến.
Bảng 4.6 Kết quả kiểm định VIF
Tên biến VIF R2
DPP 1,01 0,0089 PRO 2,20 0,5456 GRO 1,05 0,0508 LIQ 1,73 0,4206 LEV 3,64 0,7255 SIZ 2,65 0,6225 Trung bình 2,05
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 13.
4.3 LỰA CHỌN MÔ HÌNH
Nhƣ đã trình bày ở Chƣơng 03, ở chƣơng này tác giả tiến hành hồi quy mẫu dữ liệu lần lƣợt theo mô hình Pooled OLS, mô hình FEM và mô hình REM (Phụ lục 5, Phụ lục 6, Phụ lục 7). Sau đó, tác giả thực hiện kiểm định F và kiểm định Hausman để chọn ra mô hình phù hợp nhất. Tiếp tục kiểm định lỗi từ mô hình đƣợc chọn, nếu phát hiện có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi hoặc tự tƣơng quan bậc nhất của sai số thì tiến hành khắc phục và lấy kết quả cuối cùng để phân tích.
Kiểm định so sánh sự phù hợp giữa phƣơng pháp ƣớc lƣợng Pooled OLS và FEM:
Bảng 4.7 Kết quả kiểm định F H0: Phƣơng pháp Pooled OLS hiệu quả hơn
H1: Phƣơng pháp FEM hiệu quả hơn
F(28, 81) = 13,43 Prob > F = 0.0000
Kết luận: Bác bỏ H0, chấp nhận H1
Kết quả trên cho thấy p-value = 0.0000<1%, đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết
H0. Nhƣ vậy, bằng kiểm định F, tác giả đã chứng minh rằng phƣơng pháp ƣớc
lƣợng FEM hiệu quả hơn so với phƣơng pháp ƣớc lƣợng Pooled OLS.
Kiểm định so sánh sự phù hợp giữa phƣơng pháp ƣớc lƣợng FEM và REM: (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Bảng 4.8 Kết quả kiểm định Hausman H0: Phƣơng pháp REM hiệu quả hơn H1: Phƣơng pháp FEM hiệu quả hơn
Chi2(6) = 12,11 Prob>Chi2 = 0,0595
Kết luận: Chấp nhận H0, bác bỏ H1
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 13. Kết quả kiểm định Hausman từ bảng 4.8 cho thấy kết quả p-value
=5,95%>5%, do đó, tác giả chấp nhận giả thuyết H0. Với kết quả từ 02 phƣơng pháp kiểm định là Mô hình Pooled OLS tốt hơn FEM và mô hình REM tốt hơn mô hình FEM, tác giả rút ra kết luận chung rằng REM là mô hình phù hợp nhất với bài nghiên cứu.
4.4 KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH
Để đảm bảo độ tin cậy của bài nghiên cứu, tác giả tiến hành kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi và tự tƣơng quan bậc nhất của mô hình REM.
4.4.1 Kiểm định phƣơng sai sai số thay đổi
Tác giả sử dụng kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian để kiểm định xem mô hình có bị phƣơng sai thay đổi hay không với các giả thuyết đặt ra nhƣ sau:
H0: Không có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi H1: Có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi
Dựa vào kết quả kiểm định ta nhận đƣợc giá trị p-value = 0,0000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%, điều này làm cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1. Nói các khác, tồn tại hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi trong mô hình nghiên cứu. (Phụ lục 10)
4.4.2 Kiểm định tự tƣơng quan bậc nhất
Để kiểm tra hiện tƣợng tự tƣơng quan tác giả sử dụng kiểm định Wooldridge với các giả thuyết sau:
H0: Không có hiện tƣợng tự tƣơng quan bậc nhất H1: Có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi
Tƣơng tự kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian, kết quả kiểm định Wooldridge cho ra giá trị p-value = 0,0000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%, đồng nghĩa với việc bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1, hay tồn tại tự tƣơng quan bậc nhất trong mô hình nghiên cứu. (Phụ lục 11)
4.5 KHẮC PHỤC LỖI MÔ HÌNH
Quá trình kiểm định cho thấy rằng mô hình đã mắc phải 02 lỗi cơ bản nhất là phƣơng sai sai số thay đổi và tự tƣơng quan bậc nhất. Vì thế, để đảm bảo độ tin cậy cho bài nghiên cứu, tác giả tiến hành ƣớc lƣợng mô hình bằng phƣơng pháp hồi quy FGLS và các giả thuyết sau:
H0: Mô hình còn hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi và tự tƣơng quan H1: Mô hình không còn hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi và tự tƣơng
quan.
Bảng 4.9 Kết quả mô hình FGLS Tên biến Hệ số hồi quy Giá trị P>|z|
DPP 0,556*** 0,000 PRO 1,298*** 0,000 GRO -0,022*** 0,002 LIQ 0,000 0,596 LEV -0,074 0,228 SIZ 0,034** 0,024 Wald chi2(6) = 340,57 Prob > chi2 = 0,000 (Ghi chú: *, **, *** lần lƣợt thể hiện mức ý nghĩa thống kê 10%, 5%, 1%)
Dựa vào kết quả mô hình hồi quy FGLS, ta nhận đƣợc giá trị p-value = 0,0000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%, giá trị này là cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1. Nói cách khác, phƣơng pháp FGLS đã khắc phục đƣợc lỗi phƣơng sai sai số thay đổi và tự tƣơng quan bậc nhất. Nhƣ vậy, kết quả hồi quy đã chứng minh đƣợc mối tƣơng quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Các biến DPP, PRO và GRO có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, biến SIZ có ý nghĩa thống kê 5% và các biến còn lại là LIQ và LEV không tác động đến mô hình hồi quy vì các hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê.
4.6 PHÂN TÍCH KẾT QUẢ HỒI QUY
Kết quả hồi quy cho thấy tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty bị ảnh hƣởnng bởi nhiều yếu tố khác nhau nhƣ: tỷ lệ chi trả cổ tức năm trƣớc, lợi nhuận, tốc độ tăng trƣởng và quy mô doanh nghiệp. Tác động của các nhân tố này đến biến DPR đƣợc