bv 0,5202** 1,1397576** 0,874432** e 1,006** 0,7452015* 0,774709* d 2,8363** 1,7874316** 2,016111** fc -4,009* -0,322274 -2,03329 _cons 5,1434** -2,261922 1,389419 Lựa chọn FEM, mơ hình có thể viết lại như sau:
MVit = -2,2619+ 1,1397BVit + 0,7452Eit + 1,7874Dit + -0,3222FCD[0,1]+ εit (2)
Kết quả ước lượng từ mơ hình (2) cho thấy giá cổ phiếu trên thị trường MV phụ thuộc và tương quan cùng chiếu tới giá trị sổ sách, thu nhập và cổ tức của cổ phiếu. Cụ thể giá trị sổ sách tác động tích lên giá cổ phiếu trên thị trường ở mức ý nghĩa 1%. Giá trị thu nhập tác động tích cực lên giá thị trường ở mức ý nghĩa 5%. Giá trị cổ tức tác động tích cực lên giá thị trường ở mức ý nghĩa 1%. Hệ số chặn và giá trị biến giả trong các năm khủng hoảng có tác động tiêu cực lên giá cổ phiếu trên thị trường, tuy nhiên chưa có đủ cơ sở để khẳng định do mức ý nghĩa thấp. Những kết quả này củng cố các phát hiện nghiên cứu trước đây được báo cáo trong các phát triển và đang nổi lên thị trường (ví dụ: Green và cộng sự, 1996; Rees, 1997; Collins và cộng sự, 1997: Stark & Thomas, 1998).
(V_b-V_B is not positive definite) Prob>chi2 = 0.0002
= 22.20
chi2(4) = (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 fc -.3222743 -2.033286 1.711012 .358783 d 1.787432 2.016111 -.2286791 .1292347 e .7452015 .7747092 -.0295077 .0462934 bv 1.139758 .8744319 .2653258 .0622937 fe re Difference S.E. (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients . hausman fe re
4.4. Mơ hình 3
MVit = α0 + α1BVit + α2Dit + α3FCD[0,1] + εit (3) Bảng 13. Ước lượng theo OLS mơ hình 3
Bảng 14. Ước lượng theo FEM mơ hình 3
Bảng 15. Ước lượng theo REM mơ hình 3
_cons 4.337317 1.468355 2.95 0.003 1.452628 7.222006 fc -3.562123 1.892013 -1.88 0.060 -7.27912 .154873 d 3.539598 .6479519 5.46 0.000 2.26665 4.812546 bv .656887 .076889 8.54 0.000 .505833 .807941 mv Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 190579.566 519 367.20533 Root MSE = 16.643 Adj R-squared = 0.2456 Residual 142934.28 516 277.004419 R-squared = 0.2500 Model 47645.2862 3 15881.7621 Prob > F = 0.0000 F( 3, 516) = 57.33 Source SS df MS Number of obs = 520
F test that all u_i=0: F(51, 465) = 5.89 Prob > F = 0.0000 rho .42785234 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 13.667132 sigma_u 11.818716 _cons -2.382883 1.980056 -1.20 0.229 -6.273848 1.508083 fc -.1559855 1.695615 -0.09 0.927 -3.488003 3.176032 d 2.12989 .6441596 3.31 0.001 .8640659 3.395715 bv 1.225606 .1163741 10.53 0.000 .9969213 1.45429 mv Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.3942 Prob > F = 0.0000 F(3,465) = 57.10 overall = 0.2285 max = 10 between = 0.2353 avg = 10.0 R-sq: within = 0.2692 Obs per group: min = 10 Group vari able: firm Number of groups = 52 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 520 . xtreg mv bv d fc,fe
Bảng 16. So sánh FEM và REM mơ hình 3
Bảng 17. Hệ số OLS, FEM, REM mơ hình 3
Variable ols fe re
bv 0,6569** 1,2256056** 0,972143**
d 3,5396** 2,1298903** 2,425368**
fc -3,562 -0,155986 -1,78497
_cons 4,3373** -2,382883 1,063083 Lựa chọn FEM, mơ hình có thể viết lại như sau:
MVit = -2,3828 + 1,2256BVit + 2,1298Dit + -0,1559FCD[0,1] + εit (3) rho .29143435 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 13.667132 sigma_u 8.7651169 _cons 1.063082 2.09084 0.51 0.611 -3.034889 5.161054 fc -1.784973 1.655452 -1.08 0.281 -5.029599 1.459653 d 2.425368 .6258713 3.88 0.000 1.198683 3.652053 bv .9721432 .0966543 10.06 0.000 .7827043 1.161582 mv Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(3) = 173.37 overall = 0.2387 max = 10 between = 0.2500 avg = 10.0 R-sq: within = 0.2653 Obs per group: min = 10 Group vari able: firm Number of groups = 52 Random-effects GLS regression Number of obs = 520 . xtreg mv bv d fc,re
(V_b-V_B is not positive definite) Prob>chi2 = 0.0000
= 22.80
chi2(3) = (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 fc -.1559855 -1.784973 1.628988 .3668646 d 2.12989 2.425368 -.2954776 .1524031 bv 1.225606 .9721432 .2534623 .0648141 fe re Difference S.E. (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients . hausman fe re
Kết quả được từ việc ước tính trong mơ hình (3) cung cấp bằng chứng cho thấy rằng cổ tức có mối tương quan kể đến giá cổ phiếu khi được thay thế cho thu nhập trong phương trình định giá. Hơn nữa, sức mạnh giải thích của mơ hình bao gồm giá trị sổ sách và thu nhập gần như không không khác biệt nhiều so với giá trị sổ sách và cổ tức (Pourheydari, Aflatooni, & Nikbakhat, 2008). Ảnh hưởng tích cực và đáng kể của cổ tức trên giá cổ phiếu thị trường có thể được hiểu là tăng cường tầm quan trọng của cổ tức như là một ủy quyền cho công ty thành phần cố định của thu nhập (ví dụ: Brief và Zarowin, 1999; Hand & Landsman, 2005). Điều này cho thấy rằng cổ tức có thể cho thấy tác động của thu nhập và giá trị sổ sách trên giá cổ phiếu thị trường tương quan cùng chiều.
4.5. Mơ hình 4
MVit = α0 + α1BVit + α2Dit + α3(Eit – Dit)+ α4FCD[0,1] + εit (4) Bảng 18. Ước lượng theo OLS mơ hình 4
Bảng 19. Ước lượng theo FEM mơ hình 4
_cons 5.143426 1.486259 3.46 0.001 2.22355 8.063301 fc -4.008995 1.886036 -2.13 0.034 -7.714265 -.3037241 ed 1.005955 .3564885 2.82 0.005 .3056041 1.706305 d 3.842267 .6525001 5.89 0.000 2.560378 5.124156 bv .52016 .0904484 5.75 0.000 .3424668 .6978531 mv Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 190579.566 519 367.20533 Root MSE = 16.532 Adj R-squared = 0.2557 Residual 140757.917 515 273.316344 R-squared = 0.2614 Model 49821.6492 4 12455.4123 Prob > F = 0.0000 F( 4, 515) = 45.57 Source SS df MS Number of obs = 520
Bảng 20. Ước lượng theo REM mơ hình 4
Bảng 21. So sánh FEM và REM mơ hình 4
F test that all u_i=0: F(51, 464) = 5.81 Prob > F = 0.0000 rho .42947795 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 13.605771 sigma_u 11.804766 _cons -2.261922 1.971879 -1.15 0.252 -6.136842 1.612997 fc -.3222743 1.689576 -0.19 0.849 -3.642442 2.997893 ed .7452015 .3266767 2.28 0.023 .1032525 1.38715 d 2.532633 .6651275 3.81 0.000 1.225598 3.839668 bv 1.139758 .1218108 9.36 0.000 .9003885 1.379127 mv Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.4065 Prob > F = 0.0000 F(4,464) = 44.51 overall = 0.2380 max = 10 between = 0.2496 avg = 10.0 R-sq: within = 0.2773 Obs per group: min = 10 Group vari able: firm Number of groups = 52 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 520 . xtreg mv bv d ed fc,fe
rho .29265317 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 13.605771 sigma_u 8.7515216 _cons 1.389419 2.088485 0.67 0.506 -2.703935 5.482774 fc -2.033286 1.651042 -1.23 0.218 -5.26927 1.202697 ed .7747092 .3233799 2.40 0.017 .1408963 1.408522 d 2.79082 .6415205 4.35 0.000 1.533463 4.048177 bv .8744319 .1046775 8.35 0.000 .6692678 1.079596 mv Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(4) = 180.74 overall = 0.2492 max = 10 between = 0.2666 avg = 10.0 R-sq: within = 0.2731 Obs per group: min = 10 Group vari able: firm Number of groups = 52 Random-effects GLS regression Number of obs = 520 . xtreg mv bv d ed fc,re
Bảng 22. Hệ số OLS, FEM, REM mơ hình 4 Variable ols fe re Variable ols fe re bv 0,5202** 1,1397576** 0,874432** d 3,8423** 2,5326331** 2,79082** ed 1,006** 0,7452015* 0,774709* fc -4,009* -0,322274 -2,03329 _cons 5,1434** -2,261922 1,389419 Lựa chọn FEM, mơ hình có thể viết lại như sau:
MVit = -2,2619 + 1,1397BVit + 2,5326Dit + 0,7452(Eit–Dit) + -0,322274FCD[0,1] + εit (4)
Mơ hình (4) chia tách thu nhập Et thành cổ tức được chia thành tiền mặt hoặc thanh toán cổ tức Dt và thu nhập còn lại lại (Et – Dt). Kết quả từ việc ước tính mơ hình này cho thấy rằng các hệ số ước tính về cổ tức và thu nhập còn lại tương quan cùng chiều và có ý nghĩa (ít nhất là ở mức 5%). Kết quả này ủng hộ nghiên cứu Skinner và Soltes năm 2008, với việc xem thu nhập được phân phối dưới dạng cố định hoặc thu nhập chưa phân phối dưới dạng tạm thời. Hệ số của biến khủng hoảng tài chính (FCD) là âm tức có mức tác động ngược chiều tuy nhiên khơng có ý nghĩa thống kê trong tất cả các ước tính phương trình. Cũng có thể dễ hiểu, vì trong giai đoạn 2008 – 2009 thị trường chứng khốn ít bị ảnh
(V_b-V_B is not positive definite) Prob>chi2 = 0.0002
= 22.20
chi2(4) = (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 fc -.3222743 -2.033286 1.711012 .358783 ed .7452015 .7747092 -.0295078 .0462934 d 2.532633 2.79082 -.2581869 .1756306 bv 1.139758 .8744319 .2653258 .0622937 fe re Difference S.E. (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients . hausman fe re
hưởng bởi khủng hồng tài chính trên thế giới. Nên giá cổ phiếu tại thị trường Việt Nam ít bị ảnh hưởng tiêu cực bởi cuộc khủng hoảng tài chính trên thế giới.
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN TỪ KẾT QUẢ THỰC NHIỆM
5.1. Một số kết quả đạt được
Sau quá trình nghiên cứu và tổng hợp từ các bài nghiên cứu trong nước và ngoài nước tác giả thu thập dữ liệu 52 doanh nghiệp trong khoảng thời gian 2008 – 2017 (10 năm) trên sàn chứng khốn Hồ Chí Minh và Hà Nội. Các doanh nghiệp đều hoạt động trong lĩnh vực phi tài chính. Nghiên cứu nhằm mục đích kiểm định mức độ tác động của thu nhập, giá trị sổ sách, cổ tức và khủng hoảng tài chính lên giá thị trường tại Việt Nam. Kết quả nghiên cứu cho thấy hệ số hồi quy giá trị sổ sách có hệ số dương, tác động tích cực lên giá thị trường cổ phiếu với mức ý nghĩa 1%. Bài nghiên cứu cũng khẳng định tác động thu nhập của cổ phiếu cũng tác động tích cực lên giá cổ phiếu trên thị trường với mức ý nghĩa 5%. Đồng thời tìm thấy sự tác động của cổ tức của cổ phiếu có hệ số tương quan dương và có tác động tích cực lên giá thị trường cổ phiếu, với mức ý nghĩa khoảng 5%. Ngoài ra, bài nghiên cứu cho thấy tác động của cuộc khủng hoảng tài chính thế giới (2008 - 2009) có hệ số tương quan âm với giá cổ phiếu trên thị trường, nhưng các hệ số này khơng có ý nghĩa thống kê. Do vậy chưa có cơ sở để khẳng định khủng hoảng tài chính trên thế giới tác động lên giá cổ phiếu tại thị trường Việt Nam. Đối với một thị trường chứng khoán mới nổi như Việt Nam, giả thuyết thị trường hiệu quả rất khó thỏa mãn, vì vậy việc vận dụng mơ hình Ohlson (1995) là cần thiết để đưa ra cơ sở lý thuyết vững chắc đo lường sự ảnh hưởng này,
Khuyến nghị đối với nhà đầu tư: khi chọn lựa cổ phiếu giao dịch trên thị trường cần nghiên cứu và khảo sát qua các năm đối với cổ phiếu đó. Hầu hết giá trị sổ sách, thu nhập, cổ tức đều có mối tương quan tích cực tới giá cổ phiếu. Nhà đầu tư nên chọn những doanh nghiệp cần tập trung thêm vào các yếu tố này.
Khuyến nghị đối với chủ doanh nghiệp: nên tập trung vào phát triển doanh nghiệp để cải thiện giá trị sổ sách, thu nhập và cổ tức của doanh nghiệp. Nếu chủ doanh nghiệp cải thiện được các yếu tố trên sẽ có tác động tích cực đến giá cổ phiếu chính doanh nghiệp trên sàn chứng khốn Việt Nam.
5.2. Một số điểm hạn chế và hướng phát triển luận văn
Với thời gian hạn chế và vốn kiến thức cịn hạn hẹp, trong q trình làm luận văn và khảo sát dữ liệu em nhận thấy khơng thể tránh sai sót và cịn có một số điểm hạn chế như: Kích thước mẫu lấy chưa đủ lớn (mới dừng lại ở 52 doanh nghiệp sản xuất). Trong quá trình khảo sát lấy mẫu mới chỉ tập trung trong một số ngành (thực phẩm, dược phẩm, thép,…) nên có thể có độ sai lệch giữa các ngành. Ngồi ra, kết quá sau khi chạy thử mơ hình cho thấy giá trị R2
chỉ khoảng 25% - 30% nên mức giải thích của các biến cịn chưa được cao tới giá cổ phiếu trên thị trường. Từ những hạn chế trên em có đưa ra một số hướng để có thể giúp hồn thiện luận văn hơn: Bổ sung thêm các ngành trên hai sàn chứng khốn HOSE và HNX (có thể lấy tồn bộ dữ liệu cổ phiếu trên hai sàn chứng khoán) để tăng số lượng quan sát, đồng thời mở rộng thời gian quan sát dài hơn (nghiên cứ thêm từ năm 2000 hoặc chia theo từng quý để khảo sát sự tác động theo từng q). Mở rộng kích thước mẫu, từ đó sẽ cho kết quả chính xác hơn và cải thiện được giá trị R2. Tìm kiếm thêm các nghiên cứu khác trên thế giới và tại Việt Nam để bổ sung thêm các biến giải thích mà trong luận văn đang giả định cho vào phần sai số (trong 6 giả thiết của mơ hình OLS) để nghiên cứu thêm sự tác động của các nhân tố khác lên giá thị trường của cố phiếu.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tiếng Việt
Lê Đạt Chí, 2006, Kiểm định mức độ hiệu quả thơng tin trên TTCK Việt Nam, Tạp hí Phát triển kinh tế, 189, 33-38.
Nguyễn Thị Thục Đoan (2011), Ảnh hưởng của thơng tin kế tốn và các chỉ số tài chính đến giá cổ phiếu trên thị trường chứng khốn Việt Nam, Tạp chí cơng nghệ ngân hàng, 62, 23-27.
Nguyễn Việt Dũng (2009), Mối liên hệ giữa thơng tin báo cáo tài chính và giá cổ phiếu: Vận dụng linh hoạt lý thuyết hiện đại vào trường hợp Việt Nam, Tạp chí nghiên cứu kinh tế, 375, 18-32.
Trương Đông Lộc (2008), Kiểm định giả thuyết thị trường hiệu quả mức độ yếu cho TTCK Việt Nam: Trường hợp Trung tâm giao dịch chứng khốn Hà Nội, Tạp chí Phát triển kinh tế, 201, 34-39.
Trương Đông Lộc, Nguyễn Minh Nhật, 2016, Ảnh hưởng của thơng tin kế tốn đến giá của các cổ phiếu: Bằng chứng thực nghiệm từ sở giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh, tạp chí Khoa học Đại học Mở TP,HCM – SỐ 4 (49) 2016.
Trương Đông Lộc, Phạm Phát Tiến, 2015, Các nhân tố ảnh hưởng đến chính sách cổ tức của các công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh, tạp chí khoa học Đại học Cần Thơ – số 38 (2015).
Từ Thị Kim Thoa, Nguyễn Thị Uyên Uyên, Vũ Minh Hà, 2015, Nhân tố nào tác động đến mua lại cổ phiếu? Trường hợp Viêt Nam, tạp chí Phát triển & Hội nhập, Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015.
Tiếng Anh
Akbar, S,, & Stark, A, (2003a), Discussion of scale and the scale effect in market- based accounting research, Journal of Business Finance and Accounting, 30, 57–72. Akbar, S,, & Stark, A, (2003b), Deflators, net shareholder cash flows, dividends, capital contributions and estimated models of corporate valuation, Journal of Business Finance and Accounting, 30, 1211–1233.
Al-Deehani, T, M,, & Al-Loughani, N, E, (2004), Dividend policy and its relationship to investment and financial policies: Empirical case in Kuwait, The Arab Journal of Accounting, 7, 1–22.
Aleksanyan, M,, Karim, K, E,, & Lessard, J, P, (2009), Value relevance of book value and earnings: Premium vs, discount firms, Working paper no,10-A176, Rochester Institute of Technology.
Alfaraih, M,, & Alanezi, F, (2011), The usefulness of earnings and book value for equity valuation to Kuwait Stock Exchange participants, International Business and Economics Research Journal, 10, 73–89.
Ali, A,, & Pope, P, (1995), The incremental information content of earnings, funds flow and cash flow: The U,K, evidence, Journal of Business Finance and Accounting, 22, 19–34.
Al-Kuwari, D, (2009), Determinants of the dividend policy in emerging stock exchanges: The case of GCC countries, Global Economy and Finance Journal, 2, 38–63.
Bae, K,, & Jeong, S, (2007), The value-relevance of earnings and book value, ownership structure, and business group affiliation: Evidence from Korean business groups, Journal of Business Finance and Accounting, 34, 740–766.
accounting information, Review of Accounting Studies, 16, 272–301.
Ball, R, (1972), Changes in accounting techniques and stock price, Empirical Studies in Accounting: Selected Studies, 10, 1–41.
Ball, R, (1978), Anomalies in relationship between securities' yields and yield — Surrogates, Journal of Financial Economics, 6, 103–126.
Ball, R,, & Brown, P, (1968), An empirical evaluation of accounting income numbers, Journal of Accounting Research, 6, 159–178.
Barth, M, E,, & Clinch, G, (2009), Scale effects in capital market-based accounting research, Journal of Business Finance and Accounting, 36, 253–288.
Barth, M, E,, Beaver, W, H,, & Landsman, W, R, (1997), Valuation characteristics