3. Phương pháp nghiên cứu
4.2. Phân tích mối tương quan giữa các biến:
Bảng 4.2 trình bày kết quả ma trận tương quan giữa các biến. Kết quả cho thấy giá trị tuyệt đối của các hệ số tương quan đều nhỏ hơn 0.7, điều này phản ánh rằng có thể khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Đa cộng tuyến tồn tại khi sự tương quan giữa hai biến độc lập là bằng hoặc lớn hơn 70% (Drury, 2008).
Ngoài ra, tác giả cũng sử dụng nhân tố phóng đại phương sai (variance inflation factor), viết tắt là VIF để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả bảng 4.3 cho thấy các giá trị VIF của các biến độc lập đều khá tốt (nhỏ và bé hơn 10), và khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mơ hình.
Bảng 4. 2: Ma trận tương quan giữa các biến trong nghiên cứu
PV: biến động giá cổ phiếu; DY: tỷ suất cổ tức; POR: tỷ lệ chi trả cổ tức; SIZE: quy mô công ty; EV: biến động thu nhập; LVRG: tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản; AG: Tăng trưởng tài sản. ( obs=1482 )
PY DY POR SIZE EV LVRG AG PY 1.0000 DY 0.0679 1.0000 0.0089 POR 0.0512 0.2398 1.0000 0.0489 0.0000 SIZE -0.1128 -0.2071 -0.0505 1.0000 0.0000 0.0000 0.0519 EV 0.0477 -0.0343 -0.0246 -0.0484 1.0000 0.0664 0.1867 0.3434 0.0623 LVRG 0.0567 -0.0708 -0.0571 0.1688 -0.1347 1.0000 0.0292 0.0064 0.0280 0.0000 0.0000 AG 0.1363 -0.0577 -0.0367 0.2009 -0.0735 0.1360 1.0000 0.0000 0.0265 0.1575 0.0000 0.0047 0.0000 Nguồn: Tác giả tính tốn
Bảng 4.2 cho thấy biến động giá cổ phiếu (PY) và tỷ suất cổ tức (DY) có mối tương quan cùng chiều với hệ số tương quan (0.0679) và mức ý nghĩa 1%, kết quả này phù hợp nghiên cứu của với Allen và Rachim (1996) với mối tương quan cùng chiều (0.006), nhưng trái ngược với nghiên cứu của Baskin (1989) là (-0.643). Ngoài ra, mối tương quan giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả cổ tức (POR) là cùng chiều (0.0512) với mức ý nghĩa 5% không như mong đợi, trái ngược với Baskin (1989) là (-0.542), Allen và Rachim (1996) là (-0.21), và Nazir và các cộng sự (2010) là (-0.138).
Bảng 4. 3: Kết quả kiểm tra hiện tương đa cộng tuyến
Variable VIF 1/VIF
DY 1.11 0.901875 SIZE 1.11 0.90354 POR 1.06 0.939933 LVRG 1.06 0.942874 AG 1.06 0.945682 EV 1.03 0.97536 Mean VIF 1.07 Nguồn: Tác giả tính tốn
Bảng 4.2 cũng cho thấy mối tương quan của tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức là cao nhất so với các biến khác (0.2398), nhỏ hơn là mối tương quan giữa tăng trưởng tài sản (AG) và qui mô công ty (SIZE) (0.2009), và các mối tương quan này có ý nghĩa thống kê (p-value = 0).
Bảng ma trận tương quan cịn cho thấy PV và SIZE có mối tương quan ngược chiều (-0.1128) với mức ý nghĩa 1% phù hợp với sự mong đợi của chúng ta. Bởi vì cơng ty có qui mơ lớn thì đa dạng hóa hơn và cơng ty qui mơ nhỏ có ít thơng tin cơng bố hơn, công ty lớn hơn được mong đợi là ít rủi ro hơn nên giá cổ phiếu sẽ ít biến động hơn. Từ bảng 4.2, chúng ta cũng thấy là qui mô cơng ty SIZE có tương quan ngược chiều có ý nghĩa thống kê với DY (-0.2071, p-value = 0.0000) hoặc POR (-0.0505, p-value = 0.0519). Điều này phù hợp với Nazir và cộng sự (2010).
Biến động giá cổ phiếu và biến động thu nhập có mối tương quan cùng chiều (0.0477) với mức ý nghĩa 10%, kết quả này cũng phù hợp với kỳ vọng. EV và SIZE
động thu nhập thấp hơn, điều này phù hợp với thực tế vì thường thì các cơng ty có qui mơ lớn sẽ có thu nhập ổn định hơn. Vì vậy mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê ở mức 10%.
Mối tương quan có ý nghĩa thống kê giữa tỷ suất cổ tức (DY) và tỷ lệ chi trả cổ tức (POR) với tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (LVRG) là ngược chiều (-0.0708, p- value = 0.0064) và (-0.0571, p-value = 0.0280), cho thấy các cơng ty có nhiều nợ thường ít chi trả cổ tức.
Mối tương quan giữa tăng trưởng tài sản (AG) với DY và POR là cùng đều là ngược chiều, lần lượt là (-0.0577) và (-0.0367), điều này phù hợp với mong đợi vì các cơng ty tăng trưởng thường ít chi trả cổ tức, tuy nhiên mối quan hệ giữa DY và AG có mức ý nghĩa 5%, cịn mối quan hệ giữa POR và AG thì khơng có ý nghĩa thống kê. Ngồi ra, AG có mối quan hệ cùng chiều với biến động giá cổ phiếu PY với mức ý nghĩa 1% và hệ số tương quan là (0.1363). Điều này cũng phù hợp với kỳ vọng.
4.3 Kết quả các mơ hình hồi quy
4.3.1 Mơ hình bình phương bé nhất dạng gộp Pooled OLS
Từ bảng 4.4 ta thấy với mức ý nghĩa 5%, p-value < 0.05, các hệ số của biến SIZE, EV, LVRG, AG đều có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, cả hai hệ số của 2 biến đôc lập đại diện cho chính sách cổ tức là DY và POR có p-value > 0.05, thì khơng có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4. 4: Kết quả mơ hình bình phương bé nhất dạng gộp Pooled OLS
Source SS df MS Number of obs= 1482
Model 8.89655149 6 1.48275858 F( 6, 1475) = 13.25
Residual 165.020708 1475 0.111878446 Prob > F = 0.0000
Total 173.917259 1481 0.117432315 R-squared = 0.0512
Adj R-squared = 0.0473
Root MSE = 0.33448
PY Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval]
DY 0.199714 0.1206178 1.66 0.0980 -0.0368867 0.4363146 POR 0.0098296 0.0056979 1.73 0.0850 -0.0013472 0.0210064 SIZE -0.0295905 0.0055005 -5.38 0.0000 -0.0403801 -0.018801 EV 0.5318687 0.209227 2.54 0.0110 0.1214545 0.942283 LVRG 0.1697312 0.0606941 2.8 0.0050 0.0506753 0.2887872 AG 0.1797012 0.0285347 6.3 0.0000 0.1237283 0.2356741 _cons 1.535702 0.1434766 10.7 0.0000 1.254262 1.817142
Nguồn: tính tốn của tác giả
Với = 4.73% và p-value của kiểm định F< 0.05, có nghĩa là sự thay đổi của các biến độc lập trong mơ hình chỉ giả thích được 4.37% sự biến động của biến phụ thuộc.
4.3.2 Mơ hình các tác động cố định FEM
Bảng 4. 5: Kết quả mơ hình các tác động cố định FEM
Fixed- Effects (within) regression Number of obs = 1482
Group variable: f Number of groups = 247
R-sq: within = 0.0535 Obs per group: min = 6
between = 0.0300 avg = 6.0
overall = 0.0439 max = 6
corr(u_i, Xb) = -0.1138 F(6,1229) = 11.57
Prob > F = 0.0000
PY Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval]
DY 0.6486446 0.1358891 4.77 0.000 0.3820442 0.9152449 POR 0.008932 0.0060633 1.47 0.141 -0.0029635 0.0208275 SIZE -0.0279094 0.0179839 -1.55 0.121 -0.0631919 0.0073731 EV 0.3447501 0.281851 1.22 0.222 -0.2082123 0.8977126 LVRG 0.1645933 0.1391688 1.18 0.237 -0.1084414 0.4376281 AG 0.1767577 0.0312481 5.66 0.000 0.1154522 0.2380633 _cons 1.465798 0.467836 3.13 0.002 0.5479523 2.3836440 sigma_u 0.16265364 sigma_e 0.32239437
rho 0.20289383 (fraction of variance due to u_i)
F test that all u_i=0: F(246, 1229) = 1.46 Prob > F = 0.0000
Kết quả của Bảng 4.5 hồi quy theo FEM khác với kết quả bảng 4.3 hồi quy Pooled OLS. Ở Bảng 4.4, tỷ suất sinh lợi DY có ý nghĩa thống kê, p-value = 0.000 ˂ α = 0.05. Hệ số của biến DY là 0.6486446, tỷ suất cổ tức tác động cùng chiều đến biến động giá chứng khoán. Điều này có nghĩa là, khi các nhân tố khác không đổi, tỷ suất cổ tức tăng 1% thì biến động giá chứng khốn tăng 0.6486446%. Kết quả này trái với mong đợi. Một biến nữa cũng có ý nghĩa thống kê là tăng trưởng tài sản (AG) tác động cùng chiều đến biến động giá cổ phiếu (0.1767577), điều này phù hợp với kỳ vọng.
Tỷ lệ chi trả cổ tức cũng tác động cùng chiều đến biến động giá cổ phiếu, nhưng hệ số POR = 0.008932 khơng có ý nghĩa khi p-value = 0.141 > 0.05. Hệ số hồi quy của các biến SIZE, EV, LVRG cũng khơng có ý nghĩa thống kê.
Hệ số xác định within = 0.0535 khá thấp, tuy nhiên p-value (F-statistic) = 0.0000 < α = 0.05 nên cũng đáng tin cậy. Vậy mơ hình là phù hợp với độ tin cậy là 95%.
4.3.3 Mơ hình các tác động ngẫu nhiên REM
Kết quả của bảng 4.6 giống bảng 4.5 ở điểm là biến SIZE tác động ngược chiều đến PY như kỳ vọng, các biến còn lại tác động cùng chiều đến biến động giá chứng khoán. Tuy nhiên, điểm khác biệt trong kết quả hồi quy theo REM so với FEM là:
Thứ nhất, nhìn vào cột p-value của Bảng 4.5, ta thấy các giá trị p-value của các biến DY, SIZE, EV, LVRG, AG đều bé hơn 0.05, có ý nghĩa thống kê ngoại trừ biến POR.
Bảng 4. 6: Kết quả mơ hình các tác động ngẫu nhiên REM
Random- Effects GLS regression Number of obs = 1482
Group variable: f Number of groups = 247
R-sq: within = 0.0474 Obs per group: min = 6
between = 0.0690 avg = 6.0
overall = 0.0509 max = 6
Random Effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(6) = 77.87
corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000
PY Coef. Std. Err. z P>z [95% Conf. Interval]
DY 0.2775652 0.1209215 2.30 0.022 0.0405634 0.51457 POR 0.0097455 0.0056682 1.72 0.086 -0.001364 0.02085 SIZE -0.029106 0.0059739 -4.87 0.000 -0.0408145 -0.0174 EV 0.5128628 0.2158076 2.38 0.017 0.0898877 0.93584 LVRG 0.1697683 0.0652048 2.60 0.009 0.0419693 0.29757 AG 0.1792509 0.0283996 6.31 0.000 0.1235886 0.23491 _cons 1.517947 0.1556599 9.75 0.000 1.212859 1.82304 sigma_u 0.06901026 sigma_e 0.32239437
rho 0.04381225 (fraction of variance due to u_i) Nguồn: Tính tốn của tác giả
Thứ hai là hệ số của biến DY, trong mơ hình REM là 0.2775652, nhỏ hơn trong FEM là 0.6486446.
Thứ ba, hệ số xác định within = 0.0474 thấp hơn kết quả mơ hình FEM, tuy nhiên p-value = 0.0000 < α = 0.05 nên cũng đáng tin cậy. Vậy mơ hình là phù hợp, với độ tin cậy là 95%, sự thay đổi của các biến độc lập giải thích được 4.74% sự thay đổi của biến phụ thuộc.
4.4 Lựa chọn mơ hình hồi quy
4.4.1 Lựa chọn giữa FEM với Pooled OLS
Để lựa chọn mơ hình phù hợp hơn giữa FEM với Pooled OLS, tác giả kiểm chứng bằng kiểm định F. Theo đó, giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số αi đều bằng 0
(nghĩa là khơng có sự khác biệt giữa các cơng ty).
Kết quả kiểm định F được thể hiện ở dòng cuối cùng của bảng kết quả mơ hình các tác động cố định FEM – bảng 4.4. Đó là:
F test that all u_i=0: F (246, 1229) = 1.46 Prob > F = 0.0000
Với p-value < 0.05 cho thấy chúng ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số αi đều bằng 0. Điều này có nghĩa là có sự khác biệt giữa các cơng ty. Trong trường hợp này, mơ hình tác động cố định FEM là phù hợp hơn so với Pooled OLS.
4.4.2 Lựa chọn giữa REM với Pooled OLS
Để lựa chọn mơ hình phù hợp hơn giữa REM với Pooled OLS, phương pháp nhân tử Lagrange (LM) với kiểm định Breusch-Pagan được tác giả sử dụng (Baltagi, 2008 trang 319). Theo đó, giả thuyết H0 cho rằng sai số của hồi quy OLS không bao gồm các sai lệch giữa các công ty là không đổi (phương sai giữa các đối tượng).
Bảng 4. 7: Kết quả kiểm định Breusch-Pagan
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random Effects
pv[f,t] = Xb + u[f] + e[f,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) pv 0.1174323 0.342684 e 0.1039381 0.3223944 u 0.0047624 0.0690103 Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 14.06 Prob > chi2 = 0.0002
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Từ bảng 4.6 ta có p-value = 0.0002 < 0.05, bác bỏ H0. Điều này cho thấy sai số trong ước lượng có bao gồm cả sự sai lệch giữa các nhóm, và mơ hình tác động ngẫu nhiên là phù hợp hơn.
4.4.3 Lựa chọn giữa với FEM với REM
Để lựa chọn mơ hình phù hợp hơn giữa FEM với REM, kiểm định Hausman được tác giả sử dụng (Baltagi, 2008 trang 320; Gujarati, 2004 trang 652).
Giả thuyết H0: mơ hình REM là phù hợp
Bảng 4. 8: Kết quả kiểm định Hausman test
---- Coefficients ----
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B))
FEM REM Difference S.E.
DY 0.6486446 0.2775652 0.3710794 0.0619987 POR 0.008932 0.0097455 -0.0008134 0.0021529 SIZE -0.0279094 0.029106 0.0011966 0.169627 EV 0.3447501 0.5128628 -0.1681126 0.1812928 LVRG 0.1645933 0.1697683 -0.005175 0.1229484 AG 0.1767577 0.1792509 -0.0024931 0.0130348
b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
= 48.9
Prob>chi2 = 0.0000
Nguồn: tác giả tính tốn
Từ bảng 4.8 ta có prob (chi2) = 0.0000 < 0.05, bác bỏ H0 với mức ý nghĩa 5%. Do vậy mơ hình tác động cố định là phù hợp.
4.5 Kiểm định mơ hình tác động cố định FEM
4.5.1 Kiểm định phương sai thay đổi trong mơ hình FEM
Tác giả tiến hành kiểm định phương sai thay đổi trong mơ hình tác động cố định FEM với kiểm định Wald cho ra kết quả ở bảng 4.9.
Bảng 4. 9: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi – Wald Test
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed Effects regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (247) = 4527.56
Prob>chi2 = 0.0000
Nguồn: Tác giả tính tốn
Kết quả kiểm định ở bảng 4.9 cho thấy Prob (chi2) = 0.0000, do đó với mức ý nghĩa 5% chúng ta có cơ sởbác bỏ H0: khơng có phương sai thay đổi. Như vậy mơ hình các tác động cố định xảy ra hiện tượng phươngsai thay đổi.
4.5.2 Kiểm định tự tương quan trong mơ hình FEM
Tác giả tiếp tục tiến hành kiểm định hiện tượng tự tương quan trong mơ hình tác động cố định FEM với kiểm định Wooldridge cho ra kết quả ở bảng 4.10. Kết quả kiểm định ở bảng 4.10 cho thấy Prob (F) = 0.0000, do đó với mức ý nghĩa 5% chúng ta có cơ sở bác bỏ H0. Như vậy mơ hình các tác động cố định xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4. 10: Kết quả kiểm định tự tương quan - Wooldridge test
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation
F( 1, 246) = 85.862 Prob > F = 0.0000
Nguồn: Tác giả tính tốn
4.5.3 Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tự tương quan bằng phương pháp Bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS) phương pháp Bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS)
Khác với kết quả mơ hình Pooled OLS bảng 4.4, mơ hình FEM ở bảng 4.5 và mơ hình REM ở bảng 4.6, kết quả mơ hình FGLS tại bảng trên cho thấy các biến đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% hoặc 10%.
Theo kết quả hồi qui bảng 4.11, mối quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa ở mức 1% giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ suất cổ tức (0.5983626) vẫn được duy trì. Mối quan hệ cùng chiều giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả cổ tức (0.0081458) vẫn được duy trì, nếu xét mức ý nghĩa 10% thì mối quan hệ này là có ý nghĩa vì p- value = 0.07. Kết quả nghiên cứu cho thấy cả hai đại diện của chính sách cổ tức đều tác động cùng chiều đến biến động giá cổ phiếu. Kết quả này khác với kỳ vọng và các nghiên cứu trước đây như Baskin (1989), Nazir và cộng sự (2010), Husainey và cộng sự (2011). Sự khác biệt này có thể là do giai đoạn nghiên cứu 2008-2013, giai đoạn khủng hoảng kinh tế tồn cầu và sự khó khăn của nền kinh tế Việt Nam. Yếu tố tâm lý của nhà đầu tư cũng góp phần tạo ra sự khác biệt của kết quả nghiên cứu vì họ cho rằng doanh nghiệp sẽ khơng đủ thu nhập để duy trì chi trả cổ tức cao trong điều kiện kinh tế khủng hoảng. Chính vì sự e ngại của thị trường nên khi doanh nghiệp chi trả cổ tức cao cũng sẽ làm cho biến động giá cổ phiếu tăng lên.
Bảng 4. 11: Kết quả MH hồi quy Bình phương tổi thiểu tổng quát khả thi (FGLS)
Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.3359)
Estimated covariances = 247 Number of obs = 1482
Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 247
Estimated coefficients = 7 Obs per group: min = 6
Wald chi2(6) = 152.98
Prob > chi2 = 0.0000
PY Coef. Std. Err. z P>z [95% Conf. Interval]
DY 0.5983626 0.0909109 6.58 0.000*** 0.4201804 0.77654 POR 0.0081458 0.0044959 1.81 0.070* -0.0006661 0.01696 SIZE -0.030616 0.0055722 -5.49 0.000*** -0.0415368 -0.01969 EV 0.4925251 0.1780501 2.77 0.0060*** 0.1435532 0.8415 LVRG 0.1471666 0.0571022 2.58 0.010*** 0.0352483 0.25908 AG 0.1423882 0.022074 6.45 0.000*** 0.099124 0.18565 _cons 1.531532 0.1447862 10.58 0.000*** 1.247756 1.81531 * có ý nghĩa ở mức 10%, *** có ý nghĩa ở mức 1% Nguồn: Tác giả tính tốn
Ngồi ra bảng 4.11 cịn cho thấy mối quan hệ ngược chiều (-0.030616) có ý nghĩa giữa biến động giá cổ phiếu và qui mô công ty, cho thấy các cơng ty lớn thì giá cổ phiếu ít biến động hơn. Hơn nữa cũng phù hợp với mong đợi về biến động giá cổ phiếu và biến động thu nhập có mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa (0.4925251) ngụ ý là các công ty biến động nhiều trong thu nhập thì giá cổ phiếu của cơng ty sẽ biến