CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM
4.3 Phân tích kết quả hồi quy:
Phương pháp tiếp theo là Arellano và Bover (1995) GMM tiếp cận trên dữ liệu bảng là dạng dữ liệu của tác giả. Dựa trên kết quả kiểm định Greene (2000), Drukker (2003) và Wooldridge (2002) cho kết quả tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan. Các mơ hình hồi quy dữ liệu bảng như Pooled OLS, Fixed effect, Random effect, Pooled OLS trên dữ liệu bảng là những hồi quy phổ biến. Tuy nhiên các mơ hình hồi quy này khơng kiểm sốt được hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan và nội sinh. Do đó tác giả sử dụng phương pháp hồi quy tuyến tính dữ liệu bảng GMM theo Arellano và Bover (1995) để ước lượng hồi quy trong mơ hình trong trường hợp mơ hình vừa có hiện tượng phương sai thay đổi, tượng tương quan và nội sinh.
Trong nghiên cứu này, biến Persistent trong mơ hình (3) chính là hệ số β1
trong mơ hình (2), được hồi quy từ năm hiện tại trở về trước 5 năm. Sau đó hồi quy mơ hình (3) để ước lượng β2.
Hệ số TACC được tính theo công thức của Dechow và Dichev (2002), McNichols (2002):
TACC = 𝑨𝒄𝒄𝒓𝒖𝒂𝒍𝒔
𝑻𝑨 = 𝑷𝒓𝒐𝒇−𝑪𝑭𝑶
𝑻𝑨 = 𝑹𝑶𝑨 − 𝑪𝑭𝑶/𝑻𝑨
Sau khi hồi quy mơ hình (4), tác giả có được phần dư ε, được sử dụng để tính AQ và AAQ trong mơ hình (5), sau đó tác giả hồi quy mơ hình (5) và kỳ vọng β âm.
Trong mơ hình (6)(7) biến Ret = 𝑃𝑡+1−𝑃𝑡
𝑃𝑡 . Hệ số ERC trong mơ hình (8) chính là hệ số 𝜷𝟐trong mơ hình (7), được hồi quy trong 5 năm từ năm hiện tại trở về trước. Sau đó hồi quy mơ hình (8) để ước lượng hệ số β3.
Sau khi tác giả chạy hồi quy mơ hình , tác giả kiểm định Hasen liên quan tới biến công cụ, cũng như kiểm định AR2 liên quan tới sai phân của sai số. Kết quả kiểm định Hansen của mơ hình cho giá trị p-value lớn hơn 0.05 cho thấy số biến cơng cụ trong mơ hình GMM là vừa đủ và phù hợp. Kiểm định rằng buộc chuỗi nhiễu sai số của mơ hình GMM với giá trị p-value AR(2) > 0.1 cho kết quả hợp lệ. Do đó các kết quả mơ hình GMM là tin cậy. Đảm bảo tính tin cậy trong đóng góp bằng chứng thực nghiệm.
Kết quả hồi quy mơ hình như sau:
(1) (2) (3) (4) (5) (6)
Earningsi,t+1 Earningsi,t+1 Persistent Persistent Persistent Persistent Earningsi,t 0.299* -0.0782 -1.92 (-0.63) DivRatio 0.431* -2.405 1.802* -1.87 (-1.55) -1.68 Earningsi,txDivRatio -1.191 (-1.43) DivDummy 0.0731* 0.201** 0.852* -1.79 -2.29 -1.67 Earningsi,txDivDummy 0.386** -2.57 Size -0.0185 0.00757 (-0.15) -0.06 Lev -1.118* -1.515** (-1.85) (-2.23) BM 0.461*** 0.302**
ROA -5.583*** -5.367** (-2.63) (-2.41) Age -0.0445* -0.0564** (-1.87) (-2.26) Largest 0.406 0.118 -0.65 -0.19 Duality 0.00159 -0.102 0 (-0.43) Indep 0.0199 0.145 -0.03 -0.3 _cons 0.0548** 0.00505 0.266** -0.121 0.917 0.447 -2.24 -0.14 -2.17 (-1.46) -0.64 -0.39 AR(2) 0.122 0.386 0.935 0.422 0.532 0.663 Hansen 0.108 0.292 0.067 0.145 0.145 0.274
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Bằng chứng của các công ty tại Việt Nam trong giai đoạn 2007– 2016 đã cho thấy cột (1) (2) trong bảng 4.6 là kết quả ước lượng của mơ hình (1) và (2), kết quả chất lượng thu nhập năm nay (Et) tác động cùng chiều tới chất lượng thu nhập năm sau (Et+1). Tức là, chất lượng thu nhập năm sau tăng là do một phần từ chất lượng thu nhập năm trước tăng. Đồng thời bằng chứng cũng tìm thấy tác động của chính sách cổ tức năm nay ảnh hưởng cùng chiều tới chất lượng thu nhập năm sau (Et+1) ở cả hai phương pháp đo lường chính sách cổ tức là biến tỷ lệ (Divratio) và biến giả (Divdummy) với mức ý nghĩa 10%. Tác động dương ở biến tỷ lệ của chính sách cổ tức (DivRatio) có nghĩa các cơng ty có tỷ lệ chi trả cổ tức cao hơn ở năm nay sẽ có mức chất lượng thu nhập năm sau (Et+1) cao hơn. Hệ số biến giả của chính sách cổ tức (Divdummy) có ý nghĩa thống kê và dương thể hiện nhóm các cơng ty có chi trả cố tức bằng tiền mặt (Divdummy=1) có mức chất lượng thu nhập năm sau (Et+1) cao hơn nhóm các cơng ty khơng có chi trả cổ tức bằng tiền mặt (Divdummy=0).
Ở cột (1) (2) trong bảng 4.6 là kết quả ước lượng của mơ hình (1) (2), tương tác chéo (EtxDiv) giữa chất lượng thu nhập năm hiện tại (Et) và chính sách cổ tức [thông qua biến tỷ lệ (Divratio) và biến giả (Divdummy)] hưởng tới chất lượng thu nhập năm sau đo lường bằng (Et+1). Đối với yếu tố tương tác chéo, bài nghiên cứu chỉ tìm thấy bằng chứng tương tác chéo giữa chất lượng thu nhập năm nay (Et) và biến giả chính sách cổ tức (Divdummy) tác động dương có ý nghĩa thống kê tới chất lượng thu nhập năm sau (Et+1) với mức ý nghĩa 5%. Kết quả này chỉ ra rằng chính sách cổ tức năm nay tác động đến chất lượng thu nhập năm nay, làm cho chính sách thu nhập năm nay tác động kép tới chất lượng thu nhập năm sau, các biến tương tác chéo phụ thuộc lẫn nhau về giá trị trong hệ số co giãn. Có nghĩa là tác động dương của chính sách cổ tức năm năm nay (Divt) ảnh hưởng đến chất lượng thu nhập năm sau (Et+1) phụ thuộc vào giá trị của chất lượng thu nhập năm nay (Et). Ở đây hệ số nhân chéo giữa (EtxDiv) dương thể hiện tác động phụ thuộc giá trị ở hai biến này là cùng chiều với chất lượng thu nhập năm sau, điều này phù hợp với mơ hình nghiên cứu của Lu Deng, Sifei li, Mingqing Liao (2017). Kết quả này cùng dương ở hai hệ
số β1, β2 còn cho thấy tác động tăng cùng chiều kép của β2 đến chất lượng thu nhập năm sau (Et+1).
Ở cột (3) (4) là kết quả mơ hình (3) đo lường tác động giữa chính sách cổ tức ảnh hưởng sự bền vững của thu nhập đo lường qua yếu tố Persistent. Kết quả cho thấy chính sách cổ tức sử dụng biến giả có tương quan dương với chất lượng thu nhập, cịn ở biến tỉ lệ khơng có kết quả.
Ở cột (5) (6) là kết quả mô hình (3) đo lường tác động giữa chính sách cổ tức ảnh hưởng sự bền vững của thu nhập đo lường qua yếu tố Persistent. Kết quả nghiên cứu tìm thấy trong mơ hình đa biến bao gồm các yếu tố kiểm sốt thì chính sách cổ tức tác động cùng chiều đến sự bền vững của thu nhập , trong khi mơ hình đơn chỉ có biến cổ tức (Divmmy) có tác động dương có ý nghĩa thống kê tới sự bền vững thu nhập. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng hệ số β2 trong nghiên cứu của Lu
Bảng 4.7 : Kết quả hồi quy mơ hình (5) (1) (2) (3) (4) AAQ AAQ AQ AQ DivRatio -0.0447** -0.0481** (-2.18) (-2.53) Size 0.00875 -0.00310 0.00240 -0.0164* (1.24) (-0.51) (0.22) (-1.90) Lev -0.0330* 0.0158 -0.0787** 0.0238 (-1.77) (1.33) (-2.41) (0.88) BM 0.00324 0.0106*** - 0.0171*** 0.000488 (0.98) (2.87) (-4.04) (0.16) ROA 0.308*** 0.347*** 0.117** 0.235*** (10.11) (9.62) (2.30) (3.96) Age 0.00144 0.000645 0.00490** 0.00364** (1.15) (0.47) (2.16) (2.03) Largest -0.0258 -0.0387** 0.00513 -0.116*** (-1.46) (-2.05) (0.15) (-2.73) Duality 0.0281*** -0.00132 -0.000434 0.0306*** (2.60) (-0.23) (-0.05) (4.16) Indep 0.0967*** 0.0224** 0.0514** 0.00865 (5.37) (2.11) (2.05) (0.53) DivDummy -0.0136* -0.0134** (-1.84) (-2.52) _cons -0.134 0.0519 -0.0224 0.214** (-1.57) (0.73) (-0.18) (2.11) AR(2) 0.077 0.299 0.167 0.177 Hansen 0.327 0.442 0.277 0.314
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Tổng hợp kết quả số liệu tác giả tính tốn trên phần mềm Stata 12 (Phụ lục
7)
Ở bảng 4.7 cho thấy tác động giữa chính sách cổ tức và tích lũy thu nhập được đo lường thơng qua hồi quy phần dư ở mơ hình (4) gồm biến AAQ và AQ lần lượt là trị tuyệt đối và độ lệch chuẩn của khoảng tích lũy bất thường trong điều kiện có biến kiểm sốt. Kết quả của nghiên cứu cho thấy tương quan âm giữa chính sách cổ tức và tích lũy thu nhập ở mức ý nghĩa 5%, tức là chính sách cổ tức tăng làm giảm thiểu dịng tiền tự do của các nhà quản trị, do đó làm giảm các khoảng tích lũy bất thường. Điều này phù hợp với kết quả của bài nghiên cứu của Lu Deng, Sifei li, Mingqing Liao (2017).
Bảng 4.8 : Kết quả hồi quy mơ hình (7) (8)
(1) (2) (3) (4) (5) (6) Return Return ERC ERC ERC ERC EarningsEt -13.27 -2.036 (-1.31) (-1.13) DivRatio -8.255 9.248* 60.96* * (-1.18) (1.85) (2.17) dEarningsEtDivRatio 21.71 (1.62) DivDummy 2.508 5.442* 2.709** * (1.60) (1.75) (3.68) dEarningsEtDivDumm y 1.652 (1.43) Size 30.38 0.840 (1.45) (1.08) Lev -49.46 -8.450** (-1.11) (-2.49) BM -1.963 0.897** (-0.31) (2.26) ROA - 74.12* * -13.44** (-2.19) (-2.45) Age 2.403 -0.177* (0.75) (-1.90)
Largest 29.64 - 9.048** * (0.77) (-4.54) Duality 3.889 0.345 (0.21) (0.35) Indep -1.572 -1.673 (-0.04) (-0.43) _cons 2.404* * -1.671 -0.883 -5.603 -379.5 -3.225 (2.01) (-1.24) (-0.60) (-1.52) (-1.42) (-0.40) AR(2) N/A N/A 0.457 0.365 0.595 0.288 Hansen/Sargan 0.139 0.219 0.701 0.520 0.816 0.968 *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Tổng hợp kết quả số liệu tác giả tính tốn trên phần mềm Stata 12 (Phụ lục
Ở bảng 4.8 cho thấy tác động giữa chất lượng thu nhập và tỷ suất sinh lời của cổ tức (Ret). Trong đó bao gồm chất lượng thu nhập năm nay (Et), chính sách cổ tức năm nay (đo lường bởi biến Divratiot) tác động lần lượt tới tỷ suất sinh lời năm nay (Rett) thông qua hệ số (β1) (β2) , kết quả nghiên cứu cho thấy khơng có mối quan hệ giữa chính sách cổ tức, chất lượng thu nhập năm nay tác động tới tỷ suất sinh lời của cổ phiếu, điều này là do tại thị trường chứng khoán Việt Nam, tỷ suất sinh lời còn chịu ảnh hưởng bởi một số yếu tố khác như tác động của hiệu ứng đám đông, thông tin bất cân xứng, sự đầu cơ của các nhà đầu tư…... Nhưng ở biến tương tác chéo giữa (Et x Divratiot), biến giả chính sách cổ tức (Divdummy), và biến tương tác chéo giữa (Et x Divdummyt) tác động đến tỷ suất sinh lời của cổ tức có tương quan dương khơng đáng kể.
Tuy nhiên trong ở cột (3)(4) ở bảng 4.8 đo lường tác động của chính sách cổ tức (thơng qua hai biến Divratio và Divdummy) tác động tới chỉ số phản ứng của nhà đầu tư (β2) ERC, kết quả cho thấy tương quan dương ở mức ý nghĩa 10% trong mơ hình đơn biến của phương trình (7). Có nghĩa là chính sách cổ tức tăng làm chỉ số thu nhập ERC tăng lên, và điều này cũng đúng với các cơng ty có chi trả cổ tức cũng có chỉ số ERC tăng cao hơn. Trong mơ hình đầy đủ các biến kiểm soát với mức ý nghĩa 5% thì chính sách cổ tức cũng có tác động đến chỉ số thu nhập. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Lu Deng, Sifei li, Mingqing Liao (2017).
Như vậy, bằng chứng của các công ty trên HOSE trong giai đoạn 2007-2016 cũng cố các lý thuyết về quan hệ giữa chính sách chi trả cổ tức và chất lượng thu nhập, bền vững thu nhập phù hợp với kết quả của Lu Deng, Sifei li, Mingqing Liao (2017). Các doanh nghiệp có chính sách chi trả cổ tức càng cao có ảnh hưởng tích cực tới chất lượng thu nhập năm sau, và động này tiếp tục tác động kép tới bền vững thu nhập ở các năm tiếp theo.