Đúng như dự đoán, Chi2=28,14, tương đương với giá trị p-value = 0,000 nhỏ hơn bất
cứ mức ý nghĩa nào nên bác bỏ giả thiết H0, với mức ý nghĩa 1%. Kết luận mơ hình FEM và REM có sự khác biệt đáng kể và nên chọn mơ hình những ảnh hưởng cố định
FEM để sử dụng trong ước lượng.
(V_b-V_B is not positive definite) Prob>chi2 = 0.0000
= 39.16
chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Test: Ho: difference in coefficients not systematic
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg x9 .4442959 .093415 .3508809 . x8 -.5866723 -11.70289 11.11622 6.669742 x7 32.5404 -20.49007 53.03047 . x6 48.15705 61.45908 -13.30203 . x5 -.3010505 -.232077 -.0689734 .0277744 x2 4403.016 4080.811 322.2048 . x1 21.15966 -41.57907 62.73873 . REM FEM Difference S.E.
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients
similar scale.
consider scaling your variables so that the coefficients are on a output of your estimators for anything unexpected and possibly expect, or there may be problems computing the test. Examine the number of coefficients being tested (7); be sure this is what you Note: the rank of the differenced variance matrix (5) does not equal the . hausman REM FEM
Vậy mơ hình những ảnh hưởng cố định FEM được sử dụng chính thức trong nghiên cứu này để giải thích các yếu tố tác động đến chính sách cổ tức của cơng ty. 3.3. Xây dựng và kiểm định mơ hình hồi quy FEM cuối cùng:
3.3.1. Loại bỏ biến không cần thiết và xây dựng mơ hình FEM cuối cùng:
Từ kết quả hồi quy theo mơ hình FEM trong Bảng 3.4 cho thấy, các hệ số β của các biến X1, X5, X6, X7, X8 có giá trị kiểm định p-value(t-test) lớn hơn mức ý 10%. Điều này có nghĩa là các biến X1, X5, X6, X7, X8 khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình (với mức ý nghĩa rất cao, 10%).
Chỉ còn biến X2 có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1% và biến X9 có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10%.
Như vậy, tạm thời loại 5 biến khơng có ý nghĩa thơng kê ở trên và giữ lại 2 biến X2
và X9. Mơ hình hồi quy FEM còn lại các biến như sau: Biến độc lập: X2 và X9 (tức Yt-1); Biến phụ thuộc: Yt. Mơ hình như sau:
Yi,t = C + β2X2i,t + β9Xi,9 + ui,t (3.2)
Kết quả hồi quy mơ hình (3.2) theo ước lượng FEM thể hiện trong Bảng 3.7.
Mơ hình (3.2) có giá trị p-value(F-Statistics) = 0 nhỏ hơn bất cứ mức ý nghĩa nào, cho thấy mơ hình (3.2) là phù hợp.
Hệ số R-sq within = 0.1666 biểu thị độ phù hợp của mơ hình chưa hiệu chỉnh.
Hệ số R-sq between = 0.7348 biểu thị độ phù hợp của mơ hình nếu chúng ta sử dụng trung bình từng nhóm sau khi điều chỉnh dữ liệu phù hợp.
Hệ số R-sq overall = 0.4627 biểu thị độ phù hợp của mơ hình sau khi điều chỉnh dữ
liệu biến.
Hệ số R-sq của mơ hình (3.2) lớn hơn hệ số R-sq của mơ hình FEM (3.1) cho thấy mơ hình (3.2) phù hợp hơn mơ hình FEM (3.1).
Bảng 3.7: Kết quả hồi quy mơ hình (3.2) theo ước lượng FEM với 2 biến độc lập.
3.3.2. Các kiểm định cho mơ hình những ảnh hưởng cố định FEM cuối cùng: 3.3.2.1. Kiểm định phụ thuộc chéo (CD) của Pesaran: 3.3.2.1. Kiểm định phụ thuộc chéo (CD) của Pesaran:
Kiểm định phụ thuộc chéo (Cross-sectional Dependence – CD) của Pesaran nhằm
xác định xem các biến của các cơng ty có mối quan hệ phụ thuộc với nhau không (phụ
thuộc chéo giữa các công ty với nhau). Các giả thiết của kiểm định:
H0: Khơng có phụ thuộc chéo trong mơ hình; H1: Có phụ thuộc chéo trong mơ hình.
F test that all u_i=0: F(71, 358) = 2.55 Prob > F = 0.0000 rho .43577669 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 587.18655 sigma_u 516.03907 _cons 862.8777 71.13306 12.13 0.000 722.9866 1002.769 x9 .1038547 .0448437 2.32 0.021 .0156646 .1920449 x2 3879.406 495.5699 7.83 0.000 2904.812 4854 y Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = 0.5171 Prob > F = 0.0000 F(2,358) = 35.79 overall = 0.4627 max = 6 between = 0.7348 avg = 6.0 R-sq: within = 0.1666 Obs per group: min = 6 Group variable: sym1 Number of groups = 72 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 432 . xtreg y x2 x9, fe
Kết quả kiểm định thể hiện trong Bảng 3.8 cho thấy, giá trị kiểm định tới hạn là 1,569 và giá trị Pr= 0,1167 > mức ý nghĩa 10%. Như vậy, chấp nhận giả thiết H0, tức là khơng có phụ thuộc chéo xảy ra trong dữ liệu.
Bảng 3.8: Kết quả kiểm định phụ thuộc chéo (CD) của Pesaran.
3.3.2.2. Kiểm định tương quan chuỗi:
H0: Khơng có tương quan chuỗi trong mơ hình;
H1: Có tương quan chuỗi trong mơ hình.
Kết quả kiểm định tương quan chuỗi thể hiện trong Bảng 3.9.
Bảng 3.9: Kết quả kiểm định Wooldridge test cho hiện tượng tương quan chuỗi.
Average absolute value of the off-diagonal elements = 0.399
Pesaran's test of cross sectional independence = 1.569, Pr = 0.1167 . xtcsd, pesaran abs
Prob > F = 0.0000 F( 1, 71) = 22.609 H0: no first order autocorrelation
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
D1. -.2759588 .0418633 -6.59 0.000 -.3594319 -.1924856 x9 D1. 3319.631 826.2239 4.02 0.000 1672.188 4967.075 x2 D.y Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Robust
(Std. Err. adjusted for 72 clusters in sym1) Root MSE = 677.92 R-squared = 0.1995 Prob > F = 0.0000 F( 2, 71) = 39.00 Linear regression Number of obs = 360 . xtserial y x2 x9 , output
Theo đó, giá trị p-value nhỏ hơn mức ý nghĩa 1% nên bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận giả thiết H1, tức là có tương quan chuỗi trong mơ hình. Điều này phù hợp với mơ hình do biến X9 (Cổ tức của năm trước đó – Yt-1) là 1 biến trễ (AR(1)) của biến phụ thuộc Y.
3.3.2.3. Kiểm định phương sai thay đổi:
Kiểm định phương sai thay đổi (Heteroskedasticity) nhằm phát hiện xem mơ hình có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi khơng.
Các giả thiết của kiểm định:
H0: Mơ hình khơng có hiện tượng phương sai thay đổi; H1: Mơ hình có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
Kết quả kiểm định thể hiện trong Bảng 3.10 cho thấy, giá trị kiểm định tới hạn Chi2 = 74986,99 và giá trị p-value = 0,000 < mức ý nghĩa 1%. Như vậy, bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận giả thiết H1, tức là mơ hình có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 3.10: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi
3.3.2.4. Khắc phụ hiện tượng phương sai thay đổi:
Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi cho mơ hình (3.2) bằng cách thực hiện hồi quy lại mơ hình (3.2) với phương pháp robust phần dư:
Kết quả hồi quy để khắc phục phương sai thay đổi thể hiện trọng Bảng 3.11. Theo
đó, các hệ số của mơ hình khơng thay đổi so với kết quả hồi quy mơ hình (3.2) ban đầu, nhưng các giá trị của sai số chuẩn (std. Err.) đã được điều chỉnh thành Robust Std.Err.
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (72) = 74986.99
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity . xttest3
Bảng 3.11: Kết quả hồi quy mơ hình (3.2) nhằm khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi.
3.4. Thảo luận kết quả nghiên cứu:
Kết quả cuối cùng tại mơ hình (3.2) thể hiện trong Bảng 3.11:
Yi,t = 863 + 3879X2i,t + 0,104Xi,9 + ui,t (3.3)
Như vậy, kết quả cuối cùng này đã trả lời cho câu hỏi của bài nghiên cứu đặt ra là
những nhân tố nào tác động đến chính sách cổ tức của các doanh nghiệp Việt Nam. Chính sách cổ tức của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn giao dịch HOSE tại Việt
Nam trong giai đoạn từ 2006 – 2012 chịu tác động của 2 nhân tố là Khả năng sinh lợi
(đại diện bởi biến X2 – Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản ROA) và Cổ tức trong quá
khứ (đại diện là biến X9 hay Yt-1). Kết quả mơ hình (3.3) được đánh giá là phù hợp nhất
rho .43577669 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 587.18655 sigma_u 516.03907 _cons 862.8777 121.5393 7.10 0.000 620.5352 1105.22 x9 .1038547 .0566156 1.83 0.071 -.0090335 .2167429 x2 3879.406 1102.959 3.52 0.001 1680.168 6078.644 y Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Robust
(Std. Err. adjusted for 72 clusters in sym1) corr(u_i, Xb) = 0.5171 Prob > F = 0.0016 F(2,71) = 7.04 overall = 0.4627 max = 6 between = 0.7348 avg = 6.0 R-sq: within = 0.1666 Obs per group: min = 6 Group variable: sym1 Number of groups = 72 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 432 . xtreg y x2 x9, fe vce(robust)
với giá trị R2 có điều chỉnh đạt trên 73,4%, thể hiện mức độ giải thích của các biến độc lập đối với sự biến thiên của biến phụ thuộc rất cao.
Điều này cho thấy, ở Việt Nam, các doanh nghiệp hoạt động kinh doanh có hiệu quả,
tạo ra lợi nhuận cao thì chỉ trả cổ tức cao (cứ 1% tỷ suất lợi nhuận ROA thì cơng ty chi trả cổ tức tăng thêm 38,79 đồng, các yếu tố khác không đổi). Kết quả này là phù hợp với kỳ vọng lúc đầu của tác giả.
Đồng thời, chính sách cổ tức tại năm hiện tại của các doanh nghiệp Việt Nam cũng
chịu sự chi phối bởi chính sách cổ tức trong quá khứ. Nếu cổ tức năm trước là 100 đồng thì cổ tức năm nay phải tăng thêm 10,4 đồng (tương đương 10,4%), các yếu tố khác
không đổi.
Kết quả nghiên cứu phù hợp với kết luận của mơ hình Lintner (1956) là chính sách cổ tức chịu ảnh hưởng của 2 yếu tố là Lợi nhuận hiện tại và Cổ tức của năm trước đó.
Mặc dù tiên nghiệm theo các nghiên cứu trước đây cho rằng yếu tố Quy mô và Cơ
hội đầu tư có ảnh hưởng đến chính sách cổ tức của công ty, nhưng kết quả cuối cùng chỉ ra rằng chính sách cổ tức của các doanh nghiệp Việt Nam không bị ảnh hưởng bới các yếu tố này.
Với yếu tố quy mô (tức, tổng tài sản – biến X1), điều này có nghĩa là chính sách chi trả cổ tức của các doanh nghiệp Việt Nam không phụ thuộc vào quy mô lớn hay nhỏ của doanh nghiệp đó. Có thể nguyên nhân là do vấn đề phát tín hiệu, cơng ty thực hiện chính sách chi trả cổ tức tiền mặt nhằm truyền tải thông tin cho công chúng cũng như các cấp lãnh đạo rằng công ty đang “ăn nên làm ra”.
Đồng thời, chính sách cổ tức của cơng ty khơng chịu tác động bởi yếu tố Cơ hội đầu
tư. Có thể xem xét đây là vấn đề chi phí đại diện. Các nhà quản trị có thể dùng cổ tức
cao để biểu thị thành quả đáng tự hào trong sự nghiệp quản lý của họ, hoặc do họ nhắm đến cổ tức tiền mặt hơn là tái đầu tư cho những cơ hội phát triển tốt hơn.
nhập - X5) cũng khơng ảnh hưởng đến chính sách chi trả cổ tức của công ty. Điều này cho thấy rằng quyết định về chính sách cổ tức của các doanh nghiệp Việt Nam không phụ thuộc vào tỷ lệ đòn bẩy cao hay thấp cũng như mức độ rủi ro của công đang gánh
chịu.
Như vậy, mặc dù rất nhiều nghiên cứu trước đây của các tác giả trên thế giới khẳng định rằng chính sách cổ tức chịu tác động bởi các nhân tố quy mô cơng ty, rủi ro cơng ty, địn bẩy tài chính, cơ hội đầu tư nhưng ở Việt Nam thì ngược lại, các doanh nghiệp
Việt Nam khi ra quyết định phân phối cổ tức không dựa vào các đặc điểm của công ty
như quy mô của công ty, mức độ rủi ro công ty đang gánh chịu, tỷ lệ địn bẩy tài chính cơng ty đang sử dụng và những cơ hội đầu tư.
Kết quả kiểm định Hausman cho thấy mơ hình FEM phù hợp hơn mơ hình REM,
điều này đã gợi lên 3 vấn đề phù hợp với đặc điểm của mơ hình FEM như sau:
- Ngồi những nhân tố kể trên được đưa vào mơ hình, bản thân mỗi doanh nghiệp có
những đặc điểm riêng, những yếu tố riêng của mỗi doanh nghiệp đó có tác động với chính sách cổ tức của doanh nghiệp đó. Nhân tố riêng đó có thể là do sự phán quyết trong chính sách phân phối của Ban lãnh đạo theo ý thích riêng của họ, hoặc do đặc
điểm riêng của từng doanh nghiệp, do văn hóa quản trị…
- Những nhân tố riêng này không thể quan sát được và cũng không thể đưa vào mơ
hình nghiên cứu được. Đây là những nhân tố tiềm ẩn riêng của mỗi doanh nghiệp có
ảnh hưởng đến chính sách cổ tức của mỗi doanh nghiệp đó.
- Những đặc điểm riêng này có mối tương quan với các biến giải thích trong mơ hình. Tức là, những đặc điểm riêng này tác động đến các biến giải thích trong mơ hình,
đến lượt mình, các biến giải thích được xác định trong mơ hình (Khả năng sinh lợi,
Cổ tức trong quá khứ) lại có tác động đến chính sách cổ tức.
- Những đặc điểm riêng biệt của mỗi doanh nghiệp là đơn nhất đối với doanh nghiệp
đó và khơng có tương quan với đặc điểm của các doanh nghiệp khác. Điều này đã được chứng minh thông qua kiểm định phụ thuộc chéo.
3.5. Giới hạn của bài nghiên cứu
Hầu hết các nghiên cứu về chủ đề chính sách cổ tức được tập trung ở thị trường các
nước phát triển như là Anh, Mỹ, Ấn Độ… trong khi đó, tại Việt Nam khơng có nhiều
nghiên cứu thực nghiệm về chủ đề này.
Các nghiên cứu trên thế giới đã sử dụng dữ liệu của một số lượng lớn các công ty trong 1 giai đoạn rất dài, trong khi đó, bài nghiên cứu này chỉ nghiên cứu một nhóm nhỏ
các cơng ty (72 cơng ty) trong một khoản thời gian ngắn (6 năm từ 2007 – 2012). Đây là một trong những hạn chế của bài viết vì thời gian nghiên cứu ngắn và số lượng mẫu ít sẽ
ảnh hưởng đến kết quả phân tích.
Bài nghiên cứu sử dụng các đặc điểm của công ty mà đã được sử dụng trước đó bởi
các nhà nghiên cứu ở rất nhiều nước trên thế giới. Những đặc điểm này được kiểm định
ở phần lớn các nước có thị trường chứng khoán phát triển. Nhưng khi ứng dụng vào
nghiên cứu tại thị trường mới như Việt Nam thì có thể có những đặc điểm khác (do môi
trường kinh tế khác) sẽ ảnh hưởng nhiều hơn đến quyết định chi trả cổ tức của cơng ty,
và do đó, tồn tại những khác biệt về kết quả với một số nghiên cứu trước. Quá trình thu thập dữ liệu gặp phải một số vấn đề như sau:
- Báo cáo tài chính của một số cơng ty khơng được cơng bố liên tục và đầy đủ.
- Một số công ty trong giai đoạn nghiên cứu đã có hoạt động kinh doanh không tốt, rơi vào diện cảnh báo hoặc phải hủy bỏ niêm yết trên HOSE.
- Ngồi ra, khơng giống như các công ty ở các nước phát triển, việc chi trả cổ tức được thực hiện hàng q, cịn các cơng ty ở Việt Nam thường chi trả cổ tức một, hai lần trong 1 năm, thậm chí có những cơng ty chi trả cổ tức 3 đến 4 lần cho một năm.
Bài nghiên cứu này sử dụng cả 2 phần mềm là EVIEWS 6.0 và STATA 11.0 để hỗ trợ cho việc tính tốn, hồi quy và kiểm định. Phần mềm Eview thân thiện với người dùng trong một số trường hợp (mô tả thống kê, kiểm định đơn giản ban đầu…) nhưng
3.6. Những đóng góp của Luận văn:
Luận văn đã đưa ra một nghiên cứu thực nghiệm với trường hợp ở Việt Nam, góp
phần ủng hộ mơ hình lý thuyết của Lintner (1956).
Nghiên cứu này cung cấp công cụ cho các nhà quản lý về các đặc điểm và chính sách chi trả cổ tức của các công ty niêm yết trên sàn HOSE ở Việt Nam. Phát hiện của Luận
văn có thể dùng khám phá sơ bộ những thay đổi trong đặc điểm của các công ty niêm
yết và giúp ước lượng cổ tức chi trả hàng năm và giám sát kết quả kinh doanh của những
công ty đang niêm yết mới.
Ủy ban chứng khốn có thể cung cấp thêm thông tin cho các nhà đầu tư về thông tin
chi trả cổ tức của các công ty thông qua việc phân loại các công ty này theo từng nhóm: Nhóm chi trả ít hoặc khơng chi trả và Nhóm chi trả nhiều. Điều này sẽ góp phần giúp
nhà đầu tư có thêm cơ sở để ra quyết định đầu tư.
3.7. Hướng nghiên cứu xa hơn:
Một số vấn đề có thể xem xét cho những nghiên cứu sau:
Cuộc khủng hoảng kinh tế năm 2008 đã ảnh hưởng đến nền kinh tế Thế giới và Việt Nam cũng không phải là ngoại lệ. Do đó, nếu phát triển nghiên cứu theo hướng mở rộng