Sau khi đã xác định mối tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc DPR,
để phục vụ mục đích lựa chọn mô hình phù hợp để tiến hành nghiên cứu, tác giả sử dụng
phân tích hồi quy theo mô hình FEM và REM, sau đó sử dụng kiểm định Hausman với giả thuyết H0: Lựa chọn mô hình REM để tìm ra mô hình phù hợp nhất.
0,1789186 8 ROE 0,00711 9 0 0,02 0,00606 0,024 LDR - 0,3701624 0,02 1 -0,187366 0,093 LEV - 0,0151019 7 0,04 -0,009796 0,089 GROWTH 0,096887 8 0,02 1 0,0934664 0,019
Nghiên cứu sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn giữa 02 mô hình FEM và REM, với giả thuyết H 0 : Lựa chọn mô hình REM.
Bảng 4.4. Kết quả kiểm định Hausman Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2(6) = (b-B)'[(V-b-V~B)^(-1)](b-B) = 25,54 Prob > chi2 = 0,0004
Nguồn: Xử lý dữ liệu thông qua Stata 14.0
Với mức ý nghĩa 1%, ta có: Prob > chi2 = 0,0003 < 1% nên bác bỏ giả thuyết H0 , hay lựa chọn mô hình FEM.
Sau khi tiến hành so sánh 02 mô hình FEM và REM, nghiên cứu lựa chọn mô hình FEM phù hợp hơn REM xác định các yếu tố tác động đến tỷ lệ chia cổ tức của các NHTM tại Việt Nam.
Biến__________ Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t P> ∣ t ∣ DPRt-1 ~ 0,405239 0,058164 6,97^ ________ SIZE ________ - 0,089966 _________- ________ ROE_________ 0,00711 9 0, 0030483 __________ 2,34 ________ 0,020 LDR_________ - 0,159305 _________- ________ LEV_________ - 0,0151019 7 0,00756 _________-2,00 ________0,047 GROWTH 0,096887 0,041542 __________ ________ Hằng số_______ 3,04517 1,19256 __________ ________ R-squared 0,2197 F-statistic 14,95 Prob(F-statistic)________0,0000________________________________________
4.3.2. ì. Kết quả hồi quy bằng mô hình tác động cố định (FEM)
Sau khi sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình nghiên cứu, nhận thấy FEM là mô hình phù hợp hơn nên tác giả tiến hành hồi quy mô hình FEM để tiếp tục đề tài nghiên cứu:
DPRt1 1,42 Ũ9 SIZE 2,14 146 ROE 1,63 128 LDR 1,15 1,07 LEV 1,84 1,35 GROWTH 1,20 ŨÔ Mean VIF 1,55
Nguồn: Xử lý dữ liệu thông qua Stata 14.0
Kết quả hồi quy R2= 21,97%, cho thấy các biến độc lập trong mô hình giải thích được 21,97% ý nghĩa của biến phụ thuộc, giá trị P-value nhỏ hơn 0,05 nên mô hình có ý nghĩa thống kê mức 5%.
Kết quả hồi quy ở Bảng 4.5 cho thấy mô hình hồi quy tác động cố định (FEM) có giá trị R2tương đối thấp (=0,2197), tức là mô hình giải thích được 21,97% sự biến động của tỷ lệ cổ tức DPR. Điều này cũng dễ hiểu vì trong các nghiên cứu về chính sách cổ tức, tuỳ vào tính sẵn có của dữ liệu mà chỉ có thể xem xét một vài nhân tố cơ bản trong rất nhiều nhân tố khác nhau. Do đó, kết quả R2 thấp là tương đối phổ biến như trong nghiên cứu của Grill và cộng sự (2010), mức R2là 0,152 và 0,088 tương ứng hai trường hợp Tỷ lệ chia cổ tức; nghiên cứu của Bistrova & Lace (2012) cũng cho R2ở mức thấp (0,0589).
Giá trị R2 thấp cho thấy rằng còn những nhân tố khác ảnh hướng đến chính sách cổ
tức của các công ty chưa được đưa vào mô hình như các nhân tố vĩ mô (thuế, lạm phát, v.v.) và rất nhiều yếu tố khác như: Chính sách tiền tệ của chính phủ, rủi ro kinh doanh, chu kì phát triển, v.v. đó là những nhân tố chưa được cụ thể hóa bởi số liệu nên chưa xuất hiện trong mô hình nghiên cứu của tác giả.
Để tiếp tục quy trình nghiên cứu, tác giả sẽ tiến hành kiểm tra các khuyết tật của mô hình và khắc phục bằng mô hình bình phương tổng quát (FGLS).
4.3.3. Kiểm định các khuyết tật trong mô hình
Thứ nhất, kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Nghiên cứu sử dụng kiểm định Collin để xác định xem mô hình có xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến hay không.
Thứ hai, kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi
Nghiên cứu sử dụng kiểm định Wald để kiểm tra hiện tượng phương sai sai số thay đổi của mô hình tác động cố định với giả thuyết H0: Không có hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Wald
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (23) = 2861,44
Prob>chi2 = 0,0000
Nguồn: Xử lý dữ liệu thông qua Stata 14.0
Với mức ý nghĩa α = 1%, kiểm định Wald cho kết quả Prob > chi2 = 0,0000. Như vậy, Prob < α nên bác bỏ giả thuyết H0 , hay mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi với mức ý nghĩa 1%.
Thứ ba, kiểm định hiện tượng tự tương quan
Nghiên cứu tiến hành kiểm định hiện tượng tự tương quan của mô hình bằng việc kiểm định Wooldridge với giả thuyết H0: Không có hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Wooldridge
H0: no first-order autocorrelation F( 1,22) = 41,050
Prob > F = 0,0000
Nguồn: Xử lý dữ liệu thông qua Stata 14.0
Với mức ý nghĩa α = 1%, kiểm định Wooldridge cho kết quả Prob > F = 0,0000. Như vậy, Prob < α nên bác bỏ giả thuyết H0 , hay mô hình có hiện tượng tự tương quan.
Nguồn: Xử lý dữ liệu thông qua Stata 14.0
Kết quả kiểm định Collin từ bảng 4.7 cho thấy, hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến độc lập trong mô hình đều nhỏ hơn 2 chỉ riêng biến SIZE lớn hơn 2 nhưng
Biến__________ Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê z P > |z| DPRt-1 0,531683 6~ 7 0,049995 10,63 _________0,000 SIZE__________ 0,036279 5 0,043549 4 ___________ 0,83 _________ 0,405 ROE__________ 0,006846 0,002181 ___________ _________ LDR__________ 0,082408 1 8 0,105929 __________-1,75 _________0,080 LEV__________ - 0,0128771 4 0,005367 __________-2,38 _________0,017 GROWTH | 0,082408 0,005367 ___________ _________ Hằng số________ - 0,2085403 0,568595 8 __________- 0,37 _________ 0,714 Wald chi2(6) 144,94 I___________________________________________
Thông qua các kết quả kiểm định ở trên, có thể thấy hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra trong mô hình được đánh giá là không nghiêm trọng. Tuy nhiên, mô hình tồn tại hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi.
4.3.4. Khắc phục khuyết tật mô hình bằng mô hình bình phương tổng quát(FGLS) (FGLS)
Sau khi hồi quy mô hình bằng phương pháp ước lượng bình phương tổng quát (FGLS), kết quả thu được như sau:
SIZE (+) Đúng dấu, không có ý nghĩa thống kê ROE (+) Đúng dấu, có ý nghĩa thống kê mức 1% LDR (-) Đúng dấu, có ý nghĩa thống kê mức 5% LEV (-) Đúng dấu, có ý nghĩa thống kê mức 10% GROWTH (+) Đúng dấu, có ý nghĩa thống kê mức 1%
Nguồn: Xử lý dữ liệu thông qua Stata 14.0
Kết quả hồi quy ở Bảng 4.9 cho thấy giá trị P-value = 0,000 nhỏ hơn 0,01 nên mô hình có ý nghĩa thống kê mức 1%.Ngoài ra, có 5 trong số 6 biến giải thích được đưa vào mô hình có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5% và 10%, bao gồm: Tỷ lệ chia cổ tức năm trước (DPRt-1 ), Khả năng sinh lời (ROE), Tỷ lệ cho vay/tiền gửi (LDR), Đòn bẩy tài chính, Tốc độc tăng trưởng doanh thu (GROWTH), với ý nghĩa thống kê (P > |z|) lần lượt là 0,000, 0,002, 0,080, 0,017, và 0,010. Trong đó, 3 biến có ý nghĩa thống kê ở mức 1% là DPRt-1, ROE, GROWTH, biến LEV có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và biến LDR
có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Biến SIZE không có ý nghĩa thống kê với mức P_value
là 10%
Dựa vào kết quả hồi quy ở Bảng 4.9, phương trình hồi quy cuối cùng được xây dựng cho mô hình có dạng như sau:
DPR i,t = -0,2085403+ 0,5316836 DPR i,t-1 + 0,0068469 ROE i,t
+0,0824081 GROWTH i,t -0,0824081 LDR i,t - 0,0128771 LEV i,t + ε i,t .
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định thực nghiệm bằng ước lượng bình phương tổng quát FGLS
TTCK Việt Nam được diễn giải như sau:
• Khả năng sinh lời (ROE): Khả năng sinh lời có mối tương quan dương với tỷ lệ
chia cổ tức, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Hệ số tương quan của biến ROE là 0,0068469. Nghĩa là trong trường hợp các yếu tố khác giữ nguyên, nếu ROE của các NHTM tăng lên 1% thì NHTM sẽ tăng mức chi trả cổ tức lên 0,0068469%. Điều này hoàn toàn phù hợp với kỳ vọng giả thuyết ban đầu. Kết quả nghiên cứu cho thấy các NHTM có khả năng sinh lợi càng cao hay hiệu quả hoạt động sản xuất kinh doanh càng lớn thì thường có khuynh hướng chia nhiều cổ tức hơn cho các cổ đông, điển hình như
nhóm NHTM thuộc Big4 (BID,VCB,CTG) có ROE cao chi trả cổ tức bằng tiền mặt nhiều hơn hẳn nhóm NHTM cổ phần khác. Ket quả đạt được phù hợp với lí thuyết của Lintner (1956) và ngược lại với kết quả của Amidu và Abor (2006).
• Tỷ lệ chia cổ tức năm trước (DPRt-1): Tỷ lệ chia cổ tức năm trước có mối
tương
quan dương với tỷ lệ chia cổ tức năm nay. Hệ số tương quan của biến DPRt-1 là 0,5316836, nghĩa là trong trường hợp các yếu tố khác giữ nguyên, nếu tỷ lệ chia cổ tức năm trước của các NHTM tăng lên 1% thì NHTM sẽ tăng mức chi trả cổ tức lên 0,5316836%. Điều này phù hợp với giả thuyết nghiên cứu đã được đề cập. Kết quả nghiên cứu ủng hộ kết luận của Lintner (1956) rằng tỷ lệ chia cổ tức năm trước là chỉ tiêu chính để đánh giá khả năng trả cổ tức của công ty, các nhà quản lý luôn phấn đấu để
giữ ổn định chính sách cổ tức vì họ muốn đảm bảo rằng chỉ công bố tăng tỷ lệ chia cổ tức khi công ty thực sự hoạt động hiệu quả và ngược lại.Thực trạng tại các NHTM tại Việt Nam cũng ủng hộ kết luận này, một số NHTM thường chi trả cổ tức ổn định qua các năm vì hoạt động kinh doanh hiệu quả, ngược lại một số NHTM khác thì chi trả cổ tức ổn định hoặc không chi trả cổ tức vì hoạt động không hiệu quả, phải dùng lợi nhuận giữ lại để tái cơ cấu,trả nợ (như TPB hoặc STB) nên duy trì không trả cổ tức trong thời gian dài. Tuy nhiên, vẫn có ngoại lệ như Techcombank dù không chi trả cổ tức trong một giai đoạn dài nhưng đây là để tăng vốn điều lệ, bổ sung nguồn vốn cho vay để nâng cao năng lực cạnh tranh của ngân hàng.
• Tỷ lệ cho vay/tiền gửi (LDR): Tỷ lệ cho vay/tiền gửi có mối tương quan âm với
tỷ lệ chia cổ tức, có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Hệ số tương quan của biến LDR là
-0,0824081, nghĩa là trong trường hợp các yếu tố khác giữ nguyên, nếu tỷ lệ cho vay/tiền
gửi của các NHTM tăng lên 1% thì NHTM sẽ giảm mức chi trả cổ tức đi 0,0824081%. Kết quả nghiên cứu phù hợp với nghiên cứu của Olowe và Moyosore (2014), Nadeem (2018) cho rằng các ngân hàng có tỷ lệ cho vay/tiền gửi càng cao sẽ làm giảm khả năng thanh khoản, do đó chi trả cổ tức cũng ít đi do thiếu hụt lượng tiền cần thiết. Một trong những ngân hàng điển hình là ngân hàng TMCP Việt Nam Thịnh Vượng (VPB), trong
các báo cáo tài chính hợp nhất đã kiểm toán mà tác giả thu thập được cho thấy cho vay khách hàng liên tục tăng nóng qua từng năm, phần lớn đến từ công ty tài chính Việt Nam
Thịnh Vượng (FE credit), dẫn đến tỷ lệ cho vay/tiền gửi tăng cao. Điều này dẫn đến VPB
phải giảm tỷ lệ chia cổ tức để trích lập chi phí dự phòng rủi ro tín dụng từ lợi nhuận giữ lại nhằm tránh mất thanh khoản.
• Đòn bẩy tài chính (LEV): Đòn bẩy tài chính có mối tương quan âm với tỷ lệ
chia
cổ tức, có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Hệ số tương quan của biến LEV là -0,0128771, nghĩa là trong trường hợp các yếu tố khác giữ nguyên, nếu đòn bẩy tài chính của các NHTM tăng lên 1% thì NHTM sẽ giảm mức chi trả cổ tức đi 0,0128771%. Điều này phù
hợp với giả thuyết nghiên cứu đã đề ra. Do đặc thù của ngành NH, phải huy động vốn rất nhiều nhằm phục vụ mục đích kinh doanh dẫn đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính cao (tỷ lệ đòn bẩy tài chính trung bình của ngành ngân hàng giai đoạn 2010-2020 là 11,2), các ngân hàng buộc phải giảm tỷ lệ chia cổ tức để dùng phần lợi nhuận giữ lại tiếp tục tái đầu tư thay vì huy động vốn từ bên ngoài để giảm áp lực chi phí vốn. Điều này phù hợp với Lý thuyết trật tự phân hạng cũng như thực trang chi trả cổ tức của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2010-2020 (tỷ lệ chia cổ tức có xu hướng giảm dần qua các năm). Kết quả nghiên cứu phù hợp với nghiên cứu của Rozeff (1982), Higgin (1972) và McCabe (1979).
• Tốc độ tăng trưởng doanh thu (GROWTH): Tốc độ tăng trưởng doanh thu có
mối tương quan dương với tỷ lệ chia cổ tức, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Hệ số tương
quan của biến GROWTH là 0,0824081, nghĩa là trong trường hợp các yếu tố khác giữ nguyên, nếu tỷ tốc độ tăng trưởng doanh thu của các NHTM tăng lên 1% thì NHTM sẽ tăng mức chi trả cổ tức lên 0,0824081%. Nghiên cứu của Bushra và Mirza (2015) đã cho
thấy tốc độ tăng trưởng doanh thu cao chứng tỏ công ty làm ăn tốt, có lợi nhuận cao và do đó có đủ tiền để chi trả cổ tức, kết quả nghiên cứu cũng phù hợp với nghiên cứu của Imran(2011).Tuy nhiên, thực tế ở Việt Nam giai đoạn gần đây (2017-2020), các ngân hàng dù liên tục có tốc độ tăng trưởng cao nhưng rất hạn chế chi cổ tức bằng tiền mặt
hoặc không chia, dẫn đến tỷ lệ chia cổ tức giảm. Lý do được đưa ra là NHTM phải áp dụng hệ số an toàn vốn theo chuẩn mực quốc tế Basel 2. Vì vậy, ngân hàng phải chia cổ tức bằng cổ phiếu để tăng thêm vốn, tăng hệ số an toàn vốn. Bên cạnh đó, một số NHTM
đang tái cơ cấu phải được NHNN thông qua phương án chia cổ tức nên không thể trả cổ tức theo ý muốn của cổ đông. Điều này cho thấy có sự khác nhau giữa kết quả nghiên cứu định lượng và thực tế, nguyên nhân là do chính sách của NHNN khác nhau qua từng
thời kỳ - yếu tố chưa được tác giả đưa vào bài nghiên cứu.
Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy các biến còn lại trong mô hình (Quy mô ngân hàng) mặc dù có mối tương quan dương với chính sách cổ tức nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Điều này có thể lý giải rằng dù lớn hay nhỏ, các NHTM tại Việt Nam không thể tự ý quyết định tỷ lệ chia cổ tức mà phải xem tình hình kinh doanh cũng như các quy định do NHNN ban hành qua từng thời kỳ mới quyết định được. Nếu hoạt động hiệu quả, các NHTM được phép tự quyết định về tỷ lệ chia cổ tức và ngược lại, các ngân
hàng hoạt động kém hiệu quả, buộc phải tái cơ cấu thì phải theo quy định do NHNN đưa
ra.
TÓM TẮT CHƯƠNG 4
Nghiên cứu đã xác định các yếu tố tác động đến tỷ lệ chia cổ tức thông qua các số liệu từ 23 NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2010 -2020. Thông qua mô hình ước lượng bình phương tổng quát, nghiên cứu đã kiểm định sự ảnh hưởng của các nhân tố bên trong ngân hàng với tỷ lệ chia cổ tức. Đa phần các biến có ý nghĩa thống kê và tác động
cùng chiều với kỳ vọng. Cụ thể, các biến tỷ lệ chia cổ tức năm trước, khả năng sinh lời trên vốn chủ sở hữu, tốc độ tăng trưởng doanh thu có ý nghĩa thống kê và tác động cùng
chiều với chính sách cổ tức. Các biến tỷ lệ cho vay/tiền gửi và đòn bẩy tài chính có ý nghĩa thống kê và tác động ngược chiều đến chính sách cổ tức. Đối với biến quy mô ngân hàng dù đúng dấu với kỳ vọng nhưng không có ý nghĩa về mặt thống kê.
DPR (+) (+) 1% 0,5316836
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý, KHUYẾN NGHỊ
Từ kết quả nghiên cứu ở chương 4, tác giả sẽ nêu ra các kết luận chính và đưa ra các gợi ý, khuyến nghị dựa trên các yếu tố tác động đến chính sách cổ tức của các NHTM
tại Việt Nam. Bên cạnh đó chương này cũng sẽ trình bày những hạn chế của nghiên cứu