Trong giai đoạn nghiên cứu từ năm 2004 đến năm 2013, tỷ suất cổ tức của các ngành có xu hướng hội tụ với nhau và biến động cùng một xu hướng với tỷ suất cổ tức chung của toàn thị trường. Những ngành liên tục duy trì tỷ suất cổ tức cao như ngành dịch vụ, viễn thơng, năng lượng. Ngược lại, một vài ngành cũng có xu hướng duy trì tỷ suất cổ tức thấp như ngành tài chính, y tế và cơng nghệ. Ngành tài chính có tỷ suất cổ tức qua các năm đều thấp là do giá cổ phiếu của ngành này ở mức cao so với mặt bằng chung của toàn thị trường.
Nguồn: tổng hợp từ http://cophieu68.com, http://fpts.com.vn, http://cafef.vn, http://hsc.com.vn (Xem phụ l ục 7).
Riêng năm 2013, ngành tài chính và cơng nghệ là hai ngành có tỷ suất cổ tức thấp nhất chỉ đạt 2,5% và 2,65% trong khi giá cổ phiếu năm 2013 của hai ngành này tăng trưởng không nhiều so với năm 2012, nhưng do cổ tức mỗi cổ phần chi trả của các doanh nghiệp trong ngành đã giảm thấp trong năm này. Ngành công nghiệp, hàng tiêu dùng và nguyên vật liệu cũng có tỷ suất cổ tức dưới 4%. Hai ngành viễn thơng và năng lượng là có tỷ suất cổ tức cao trong năm 2013 đạt 9,8% và 7,05% nhưng vẫn sụt giảm so với năm 2012.
Nguồn: tổng hợp từ http://cophieu68.com, http://fpts.com.vn, http://cafef.vn, http://hsc.com.vn
2.2 Phân tích định lượng tác động của chính sách cổ tức đến giá cổ phiếu của doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam
2.2.1 Mơ hình nghiên cứu 2.2.1.1 Mơ hình 1
Xem xét mối quan hệ tương quan giữa giá cổ phiếu niêm yết với chính sách cổ tức của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam thơng qua mức cổ tức trên mỗi cổ phiếu, thu nhập trên mỗi cổ phiếu và tỷ lệ lợi nhuận giữ lại. Từ mơ hình tổng qt (mơ hình 1) đã đưa ra trong chương 1:
Pit = α + β1 * DIVit + β2 * EPSit + β3 * rit + εit (1)
Dữ liệu nghiên cứu: Đề tài tiến hành thu thập dữ liệu từ 681 công ty niêm yết
trên thị trường chứng khoán Việt Nam vào 31/01/2014 trong giai đoạn từ năm 2004 đến năm 2013.
Biến nghiên cứu:
- Biến phụ thuộc: giá cổ phiếu công ty (Pit) là giá đóng cửa ngày 31/12 hàng năm của từng công ty niêm yết;
- Các biến độc lập:
Biến độc lập Ký
hiệu Cách thu thập dữ liệu
Quan hệ kì vọng với biến phụ thuộc Cổ tức trên mỗi cổ phiếu DIVit Được xác định bằng: (tổng tỷ lệ chi trả cổ tức mỗi năm) x (mệnh giá cổ phần)
+
Thu nhập trên
mỗi cổ phiếu EPSit
Được lấy trên báo cáo tài chính đã
kiểm tốn hàng năm của mỗi cơng ty +
Tỷ lệ lợi nhuận giữ lại trên mỗi cổ phiếu
rit
Được xác định bằng: (Thu nhập trên mỗi cổ phiếu – cổ tức trên mỗi cố phiếu) / Thu nhập trên mỗi cổ phiếu
+
Giả thuyết nghiên cứu:
- H0: khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập: cổ tức trên mỗi cổ phiếu, thu nhập trên mỗi cổ phiếu, tỷ lệ lợi nhuận giữ lại với biến phụ thuộc - giá cổ phiếu (β1= β2= β3=0)
- H1: có mối tương quan dương giữa cổ tức trên mỗi cổ phiếu và giá cổ phiếu (β1≠0).
- H2: có mối tương quan dương giữa thu nhập trên mỗi cổ phiếu và giá cổ phiếu (β2≠0).
- H3: có mối tương quan dương giữa tỷ lệ lợi nhuận giữ lại và giá cổ phiếu (β3≠0).
2.2.1.2 Mơ hình 2
Xem xét mối quan hệ của chính sách cổ tức và giá cổ phiếu niêm yết thông qua sự tác động của thay đổi của tỷ suất cổ tức đến phần trăm thay đổi giá cổ phiếu niêm yết. Từ mơ hình tổng qt (mơ hình 2) đã đưa ra ở chương 1:
Dữ liệu nghiên cứu: được lấy từ 681 công ty niêm yết trên thị trường chứng
khoán Việt Nam vào 31/01/2014 trong giai đoạn từ năm 2004 đến năm 2013.
Biến nghiên cứu:
- Biến độc lập: Phần trăm thay đổi trong giá cổ phiếu (% ∆P): là tỷ số phần trăm của chênh lệch giá cổ phiếu từng năm so với năm cổ phiếu bắt đầu giao dịch. Biến % ∆P được xác định bằng cách tính tỷ lệ của hiệu số giá đóng cửa ngày 31/12 mỗi năm và năm bắt đầu niêm yết chia cho giá đóng cửa ngày 31/12 của năm bắt đầu niêm yết. - Biến phụ thuộc: thay đổi trong tỷ suất cổ tức (∆DY): là tỷ số giữa chênh lệch tỷ suất cổ tức từng năm nghiên cứu và năm cổ phiếu bắt đầu giao dịch so với giá cổ phiếu năm bắt đầu giao dịch. Tỷ suất cổ tức hàng năm được xác định bằng cách lấy cổ tức trên cổ phần hàng năm chia cho giá đóng cửa của năm bắt đầu niêm yết.
Giả thuyết nghiên cứu:
- H0: Khơng có mối tương quan giữa thay đổi tỷ suất cổ tức và phần trăm thay đổi trong giá cổ phiếu niêm yết (b=0).
- H1: Có mối tương quan giữa thay đổi tỷ suất cổ tức và phần trăm thay đổi trong giá cổ phiếu niêm yết (b≠0).
2.2.2 Kết quả nghiên cứu
2.2.2.1 Mơ hình 1
Từ mơ hình tổng qt (1) đã đưa ra trong chương 1:
Pit = α + β1 * DIVit + β2 * EPSit + β3 * rit + εit (1)
Nghiên cứu tiến hành sử dụng phân tích hồi quy cho 681 cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2004 đến năm 2013. Dữ liệu được nghiên cứu có kết cấu dữ liệu bảng với gồm thứ tự quan sát là 681 công ty niêm yết và thứ tự thời gian từ năm 2004 đến năm 2013 có thể giảm hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến, nhiều bậc tự do hơn và hiệu quả hơn. Đề tài sử dụng phần mềm Eviews để tiến hành phân tích hồi quy pooled, phân tích hồi quy cho dữ liệu bảng với tác động cố định (FEM) và mơ hình hồi quy dữ liệu bảng với tác động ngẫu nhiên (REM) lần lượt được đưa ra xem xét và thực hiện kiểm định sự bằng nhau của tác động cố định,
bảng tác động cố định (FEM). Sau khi điều chỉnh và loại bỏ các quan sát không phù hợp, đề tài thu tập được 2.353 mẫu quan sát có ý nghĩa thống kê.Và, chúng ta có được kết quả kiểm định mơ hình (1) như sau:Bảng 2.1: Kết quả chạy mơ hình hồi quy 1
Dependent Variable: P Method: Panel Least Squares Date: 09/30/14 Time: 20:13 Sample: 1 3731
Periods included: 10
Cross-sections included: 681
Total panel (unbalanced) observations: 2353
White cross-section standard errors & covariance (d.f. corrected)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 9985.287 1126.601 8.863201 0.0000 DIV 1.130821 0.410721 2.753258 0.0060 EPS 1.495694 0.372171 4.018838 0.0001 R 24.30312 7.038854 3.452709 0.0006
Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.593728 Mean dependent var 15553.46 Adjusted R-squared 0.453970 S.D. dependent var 14220.51 S.E. of regression 10508.08 Akaike info criterion 21.57414 Sum squared resid 1.93E+11 Schwarz criterion 23.05113 Log likelihood -24778.97 Hannan-Quinn criter. 22.11201 F-statistic 4.248268 Durbin-Watson stat 2.120529 Prob(F-statistic) 0.000000
Nguồn:Từ kết quả chạy mơ hình hồi quy của tác giả
Mơ hình (1) được viết lại như sau:
Pit = 9 . 9 8 5 , 2 8 7 + 1,130821 * DIVit + 1,495694 * EPSit
+ 24,303122 * rit + εit
(R2 = 45,397%) Prob (F-Stattistic) = 0,000000
Standard Error: 1126.601 0.410721 0.372171 7.038854
t – Statistic: 8.863201 2.753258 4.018838 3.452709
Prob (Pvalue) 0.0000 0.0060 0.0001 0.0006
Hệ số chặn trên là hằng số chung cho tất cả các cơng ty niêm yết. Để phân tích ảnh hưởng của sự không đồng nhất của các công ty như khả năng quản lý, quan điểm quản lý, chính sách từng cơng ty,… thì mơ hình đưa ra hệ số chặn cho từng cơng ty được trình bày ở phụ lục 10.
Mức độ phù hợp của hàm hồi quy là 45,397%, nghĩa là những thay đổi trong ba biến giải thích trên giải thích được 45,397%, những thay đổi trong giá cổ phiếu của doanh nghiệp niêm yết.
Trong đó:
α= 9.985,287: Khi các biến độc lập DIV, EPS, r đồng thời bằng 0 thì trung bình giá cổ phiếu niêm yết P là 9.985,287 đồng.
β1=1,130821: Trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì khi cổ tức một cổ phần tăng 1 đồng sẽ làm giá cổ phiếu tăng 1,130821 đồng.
β2=1,495694: Trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì khi lợi nhuận trên mỗi cổ phiếu tăng 1 đồng sẽ làm giá cổ phiếu tăng 1,495694 đồng.
β3=24,303122: Trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì khi tỷ lệ lợi nhuận giữ lại tăng 1% sẽ làm giá cổ phiếu tăng 0,24303122 đồng.
Ta thấy xác xuất của kiểm định F: Prob của từng biến DIV, EPS, r và của cả mơ hình đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%. Do vậy, ta bác bỏ giả thuyết H0: β1= β2= β3=0. Do đó, chúng ta có thể kết luận rằng chính sách cổ tức thực sự có tác động đến giá cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Thực hiện kiểm định Wald để kiểm tra sự có mặt của các biến không cần thiết cho từng biến và tất cả các biến đều thu được kết quả kiểm định với giá trị Probability của F-statistic của cả mơ hình và từng hệ số đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% (xem chi tiết kiểm định Wald trong phụ lục 8):
Hệ số của các biến Probability của F-statistic Α 0,0000 β1 0,0000 β2 0,0060 β3 0,0001 Cả mơ hình 0,0006
Điều này có nghĩa là các biến độc lập DIV, EPS, r đều ảnh hưởng đến biến phụ thuộc P.
Ngoài ra, ma trận hệ số tương quan giữa các biến cũng được sử dụng để phân tích và kiểm tra khả năng xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mơ hình. Dựa vào bảng ma trận hệ số tương quan (xem phụ lục 10) có thể kết luận khả năng xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình hồi quy là khơng lớn do hầu hết các hệ số tương quan giữa các biến đều khá nhỏ, khơng có trường hợp nào có trị số tuyệt đối vượt quá 0,5.
Đánh giá ý nghĩa của từng biến giải thích của mơ hình (1), chúng thấy rằng tất cả các hệ số hồi quy của từng biến mang dấu dương, tức là sự biến động của cổ tức, lợi nhuận và tỷ lệ lợi nhuận giữ lại sẽ gây ra biến động cũng chiều trên giá cổ phiếu. Tuy nhiên, biến EPS và r có khả năng giải thích cao những biến động của giá cổ phiếu trên thị trường hơn biến DIV. Lý do biến DIV ít có ý nghĩa kiểm định là vì cổ tức mỗi cổ phần thường cố định qua các năm và nếu có thay đổi thì mức thay đổi tuyệt đối không cao, trong khi giá cổ phiếu trên thị trường qua các năm có mức biến động lớn hơn. Điều này cũng giải thích rằng các cổ đơng và ban quản trị doanh nghiệp ít chú trọng tới mức cổ tức mỗi tuyệt đối trên mỗi cổ phần, mà họ tập trung nhiều vào sự thay đổi trong cổ tức chi trả qua các năm. Như vậy mơ hình thứ hai được phát triển từ mơ hình cách điệu hóa của Lintner sẽ bổ sung cho mơ hình trên trong việc đánh giá chính sách cổ tức có tác động đến giá cổ phiếu của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
2.2.2.2 Mơ hình 2
Từ mơ hình tổng qt (mơ hình 2) đã đưa ra ở chương 1:
% ∆P = a + b*∆DY + u (2)
Nghiên cứu tiến hành sử dụng phân tích hồi quy cho 681 cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2004 đến năm 2013. Dữ liệu được sắp xếp theo kết cấu dữ liệu bảng với gồm thứ tự quan sát là 681 công ty niêm yết và thứ tự thời gian từ năm 2004 đến năm 2013. Sử dụng phần mềm Eviews để tiến hành phân tích hồi quy pooled, phân tích hồi quy cho dữ liệu bảng với tác động cố định (FEM) và mơ hình hồi quy dữ liệu bảng với tác động ngẫu nhiên (REM) lần lượt được đưa ra xem xét và thực hiện kiểm định sự bằng nhau của tác động cố định để lựa chọn mơ hình Pooled hay mơ hình FEM, kiểm định Hausman để lựa chọn mơ hình FEM hay REM. Cuối cùng bài nghiên cứu lựa chọn mơ hình hồi quy dữ liệu bảng tác động cố định (FEM). Sau khi điều chỉnh và loại bỏ các quan sát không phù hợp, đề tài thu thập được 3.050 mẫu quan sát có ý nghĩa thống kê từ năm 2004 đến năm 2013. Và, chúng ta có được kết quả kiểm định của mơ hình (2) như sau:
Bảng 2.2: Kết quả chạy mơ hình hồi quy 2
Dependent Variable: P Method: Panel Least Squares Date: 10/18/14 Time: 02:47 Sample: 1 3710
Periods included: 9
Cross-sections included: 669
Total panel (unbalanced) observations: 3050
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.580887 0.050691 11.45925 0.0000
DIV 1.987846 0.213746 9.300028 0.0000
Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.524651 Mean dependent var 0.155409
Adjusted R-squared 0.391034 S.D. dependent var 1.544933 S.E. of regression 1.205608 Akaike info criterion 3.403148
Log likelihood -4519.801 Hannan-Quinn criter. 3.878650
F-statistic 3.926534 Durbin-Watson stat 1.908155
Prob(F-statistic) 0.000000
Nguồn:Từ kết quả chạy mơ hình hồi quy của tác giả
Mơ hình (2) được viết lại như sau:
% ∆P = 0,580887 + 1,987846 * ∆DY + u
(R2 = 39,1034%)
Standard Error: 0.050691 0.213746
t – Stat: 11.45925 9.300028
P –value: 0.0000 0.0000
Mức độ phù hợp của hàm hồi qui là R2 là 39,1034%, nghĩa là những thay đổi trong tỷ suất cổ tức đã giải thích được 39,1034% những thay đổi trong giá cổ phiếu. Các ước lượng điểm của biến %∆P cho thấy rằng, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu doanh nghiệp gia tăng tỷ suất cổ tức 1%, thì giá cổ phiếu trên thị trường sẽ tăng khoảng 1,987846%. Khi tỷ suất cổ tức giảm từ 0% đến 29,22 % giá vẫn tăng. Nhưng nếu doanh nghiệp cắt giảm tỷ suất cổ tức lên trên 29,22% thì giá cổ phiếu trên thị trường lại giảm. Điều này có nghĩa là các doanh nghiệp có chính sách cổ tức càng biến động thì giá cổ phiếu trên thị trường càng biến động, vào thời điểm thị trường giá lên, thì giá cổ phiếu các doanh nghiệp này trên thị trường tăng nhanh, nhưng khi thị trường đi vào suy thối thì các giá cổ phiếu các doanh nghiệp này lại sụt giảm mạnh hơn.
Với xác xuất của kiểm định F: P-value =0.0000 < mức ý nghĩa α =5%, nên ta bác bỏ giả thuyết H0. Như vậy, những thay đổi trong tỷ suất cổ tức thực sự có tác động tới những thay đổi trong giá cổ phiếu qua các năm của doanh nghiệp. Hay nói cách khác, trên thị trường chứng khốn Việt Nam, chính sách cổ tức có ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp.
Kết luận:
Tóm lại, với những lập luận định tính và định lượng ở trên, chúng ta có thể kết luận rằng có một mối quan hệ khẳng định giữa chính sách cổ tức và giá cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam hiện nay. Rõ ràng, chính sách cổ tức là một trong những nhân tố lớn tác động đến giá cổ phiếu niêm yết mặc dù cách thức tác động đối với mỗi doanh nghiệp và trong mỗi thời kỳ là khác nhau. Trong các chỉ tiêu liên quan đến chính sách cổ tức thì các thay đổi trong cổ tức mỗi cổ phần, tỷ lệ chi trả cổ tức và tỷ suất cổ tức là có ảnh hưởng rõ ràng nhất đến giá cổ phiếu của doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam qua các năm.
2.3 Đánh giá tác động của chính sách cổ tức đến giá cổ phiếu niêm yết trong thời gian qua
2.3.1 Mặt tích cực
Thứ nhất, chính sách cổ tức cao và ổn định giúp nhiều doanh nghiệp hoạt động hiệu quả hơn, giảm rủi ro cho nhà đầu tư và nâng cao giá cổ phiếu niêm yết.
Những năm đầu, thị trường chứng khốn chưa có những bước phát triển vững chắc, các nhà đầu tư gặp rất nhiều rủi ro khi đầu tư vào các doanh nghiệp trên thị trường. Khi đó, việc trả cổ tức cao sẽ làm giảm rủi ro cho các cổ đông của công ty và tạo sự tin tưởng của các cổ đơng vào tình hình tài chính cũng như hoạt động kinh doanh của cơng ty do vậy tác động tích cực đến giá cổ phiếu niêm yết.
Sau đó, từ năm 2008 đến năm 2009, do cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu, và sự suy giảm của thị trường chứng khoán Việt Nam, nên nhiều doanh nghiệp cũng đã