Biến Cách xác định Tham khảo
Biến động giá
(PV) PVit=
HP݅ݐ − Lܲiݐ (HP݅ݐ+LP݅ݐ)/2
Allen & Rachim (1996), Nazir và cộng sự (2010), Muhammad và cộng sự, (2011), Hussainey và cộng sự, (2011) Tỷ suất cổ tức (DY) DYit= CDSit MVit Muhammad và cộng sự, (2011)
Imad Zeyad RAMADAN (2013)
Tỷ lệ chi trả cổ tức
(DP) DPit=
TCDit NIit
Imad Zeyad RAMADAN (2013)
Quy mô (SIZE)
SIZEit = Ln(Total Assets)it Imad Zeyad RAMADAN (2013)
Tăng trưởng tài sản
(GA) GAit=
∆ASSETit
ASSETit
Imad Zeyad RAMADAN (2013)
Biến động thu nhập (EV)
EV = Rit - Rit Hussainey và cộng sự, (2011)
Nợ dài hạn trên
tổng tài sản (LEV) LEVit= LDit ASSETit
3.4. Mơ hình nghiên cứu
3.4.1. Mơ hình hồi quy 1: Mơ hình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa biến động
giá cổ phiếu và chính sách cổ tức:
Để kiểm tra giả thuyết nghiên cứu, hai yếu tố chính của chính sách cổ tức bao gồm tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức, và mơ hình hồi quy có thể được ước tính như sau:
PV it = α + β1DYit + β2DPit + εit (1) Trong đó:
α: là hệ số chặn
β: tham số chưa biết của chính sách cổ tức của công ty bao gồm DY và DP đã được ước tính
εit: là sai số ngẫu nhiên
3.4.2. Mơ hình hồi quy 2: Mơ hình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa biến động
giá cổ phiếu, và chính sách cổ tức sau khi kiểm sốt quy mơ của doanh nghiệp, tăng trưởng tài sản, biến động thu nhập, nợ dài hạn trên tổng tài sản được đưa vào mơ
hình
Theo như mơ hình hồi quy (1) chỉ có hai biến của chính sách cổ tức tác động tới
biến động giá cổ phiếu, nhưng trên thực tế cịn có một số các nhân tố khác ảnh
hưởng tới biến động giá cổ phiếu và chính sách cổ tức. Mơ hình hồi quy liên quan giữa biến động giá cổ phần và tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức được mở rộng bởi các biến kiểm soát. Những biến kiểm soát này bao gồm quy mô công ty, tăng trưởng tài sản, biến động thu nhập và nợ dài hạn trên tổng tài sản được cho là có ảnh hưởng đến chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu.
Quy mô công ty tác động lên biến động giá cổ phiếu bởi những cơng ty nhỏ ít đa
cho nhà đầu tư. Một lý do khác dẫn đến ảnh hưởng của quy mô lên biến động giá cổ phiếu là cổ phiếu của cơng ty nhỏ có thể có tính thanh khoản thấp hơn, nên giá cổ phiếu của chúng biến động nhiều hơn so với những công ty lớn. Ngồi ra, cơng ty có nhiều cổ đơng nhỏ lẻ hơn họ thường dùng cổ tức như là một công cụ tín hiệu bởi vậy quy mơ cơng ty có thể ảnh hưởng tới chính sách cổ tức. Để tính tốn quy mơ,
biến kiểm sốt quy mơ cơng ty (SIZE) được thêm vào phương trình hồi quy.
Vì chính sách cổ tức có thể bị ảnh hưởng bởi sự tăng trưởng của công ty, như các
công ty trong giai đoạn tăng trưởng thì lợi nhuận của họ được giữ lại để đầu tư vào các cơ hội đầu tư mới và không phân phối, biến kiểm sốt có nghĩa tốc độ tăng
trưởng tài sản (GA) của công ty được thêm vào phương trình như là thước đo của
tăng trưởng.
Bởi vì rủi ro hoạt động, địn bẩy tài chính cũng có thể có ảnh hưởng đến với biến
động giá cổ phiếu. Nên biến nợ dài hạn trên tổng tài sản (LEV) được thêm vào
phương trình hồi quy như là một biến kiểm sốt.
Cuối cùng, do rủi ro thị trường mà các công ty phải đối mặt có thể ảnh hưởng tới cả chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu nên biến kiểm soát và cũng như là
thước đo của biến động thu nhập (EV) được thêm vào phương trình hồi quy
Do đó, bài nghiên cứu thêm các biến kiểm sốt vào phương trình hồi quy (1) vì rủi ro thị trường mà các cơng ty phải đối mặt có thể ảnh hưởng tới cả chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu nên biến kiểm soát bao gồm biến quy mô công ty, biến
động lợi nhuận, nợ dài hạn trên tổng tài sản, tốc độ tăng trưởng tài sản. Và mơ hình
hồi quy được sửa đổi như sau:
PV it = α + β1DYit + β2DPit +y1SIZEit + y2GAit + y3LEVit + y4EVit + εit (2)
Trong đó:
β: tham số chưa biết của chính sách cổ tức của cơng ty bao gồm DY và DP đã được ước tính
y: tham số chưa biết của biến kiểm sốt trong mơ hình ước lượng đã được tính.
εit: là sai số ngẫu nhiên
Sau đó, tác giả lần lượt loại bỏ từng biến DY và DP ra khỏi mơ hình hồi quy (2) vì theo tác giả hai biến này này được sử dụng cùng một lúc có tương quan cao, có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Mơ hình hồi quy lần lượt như sau:
3.4.3. Mơ hình hồi quy 3: Mơ hình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa biến động
giá cổ phiếu, và chính sách cổ tức sau loại bỏ biến DY ra khỏi mơ hình hồi quy (2)
PV it = α + β1DPit +y1SIZEit + y2GAit + y3LEVit + y4EVit + εit (3) 3.4.4. Mơ hình hồi quy 4: Mơ hình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa biến động
giá cổ phiếu, và chính sách cổ tức sau loại bỏ biến DP ra khỏi mơ hình (2)
PV it = α + β1DYit + y1SIZEit + y2GAit + y3LEVit + y4EVit + εit (4) 3.4.5. Mơ hình hồi quy 5: Mơ hình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa biến động
giá cổ phiếu, và chính sách cổ tức sau khi thêm biến giả tỷ lệ sở hữu nhà nước Sở hữu nhà nước trong các công ty là một đặc điểm riêng của các công ty đang
niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, và chưa có lý thuyết nào đề cập đến quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu nhà nước với biến động giá cổ phiếu. Mối quan hệ
giữa chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu có thể là kết quả của cấu trúc vốn của các doanh nghiệp cổ phần có sở hữu của nhà nước. Ở một khía cạnh, tỷ lệ sở
hữu nhà nước có ảnh hưởng tới biến động giá cổ phiếu của doanh nghiệp.
Tỷ lệ sở hữu nhà nước được hiểu là quyền biểu quyết của các cổ đông nhà nước. Do vậy, thêm biến giả tỷ lệ sở hữu vào phương trình hồi quy như sau:
Trong đó:
D1it: là biến giả tỷ lệ sở hữu nhà nước
Theo khoản 22, điều 4, Luật doanh nghiệp 2005 thì doanh nghiệp có cổ phần, vốn
góp chi phối của Nhà nước là doanh nghiệp mà cổ phần hoặc vốn góp của Nhà nước chiếm trên 50% vốn điều lệ thì nhà nước giữ quyền chi phối đối với doanh nghiệp
đó. Do đó:
Biến D1 nhận giá trị bằng 1 nếu trong cấu trúc vốn có tỷ lệ sở hữu nhà nước >50% Biến D1 nhận giá trị bằng 0 nếu trong cấu trúc vốn có tỷ lệ sở hữu nhà nước =<50% Theo tác giả, tỷ lệ sở hữu của Nhà nước có mối tương quan thuận với biến động giá cổ phiếu vì khi tỷ lệ sở hữu nhà nước trong cấu trúc vốn của công ty cổ phần cao, cấu trúc vốn mang tính ổn định, giá cổ phiếu sẽ ít biến động.
Việc xác định tỷ lệ sở hữu của Nhà nước tác động đến giá trị công ty như thế nào
vẫn còn là vấn đề hết sức phức tạp. Đặc biệt, là các cơng ty có sở hữu nhà nước
thường có khả năng tiếp cận nguồn vốn vay với chi phí rẻ hơn các loại hình doanh nghiệp khác thường mang nặng tính ỷ lại. Mặt khác còn dùng sự bảo hộ của Nhà
nước để vay mượn khá nhiều để đầu tư dàn trải và đầu tư ngoài ngành. Tuy xu thế
hiện nay là đang giảm tỷ lệ quyền biểu quyết của các cổ đông nhà nước và kêu gọi
Chương 4: TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH CỔ TỨC LÊN BIẾN ĐỘNG
CỦA GIÁ CỔ PHIẾU CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM
4.1. Thống kê mơ tả
Trước khi tiến hành chạy mơ hình hồi quy để xem xét tác động của chính sách cổ tức lên thị trường chứng khoán, tác giả lần lượt thực hiện thống kê mơ tả các biến có trong mơ hình để xem mức độ biến động, giá trị cao nhất, thấp nhất, giá trị trung
bình, độ lệch chuẩn của các biến cũng như số quan sát trong mỗi thời điểm trong
nghiên cứu này.
Bảng 4.1 Thống kê mô tả
Trong bảng 4.1 trên ta thấy vùng biến động giá cổ phiếu từ 0.050296 đến 1.8420588 với giá trị trung bình là 0.616225 cho biết biến động giá cổ phiếu của các doanh
nghiệp phi tài chính niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam trong thời gian 2008-2013 là 61.62%. Biến động giá cổ phiếu này gần bằng với nghiên cứu
của tác giả Mohammad và cộng sự (1993) ở thị trường chứng khoán Kuala Lumpur với 65.73%. Biến động giá cổ phiếu cao so với nghiên cứu của các tác giả như
Hussainey và cộng sự (2011) vào khoảng 29.4% và Allen & Rachim (1996) ở
hiểu vì Việt Nam là thị trường mới nổi và trong năm 2008 chịu sự ảnh hưởng từ
cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới.
Biến tỷ suất cổ tức DY biến thiên trong khoảng 0.000000 và 0.261628 với giá trị trung bình là 0.073583 và độ lệch chuẩn là 0.049165. Điều này có nghĩa là ở Việt
Nam các cơng ty chi trung bình khoảng 7.36% cổ tức bằng tiền mặt so với giá trị trường của công ty.
Bảng này cũng cho thấy giá trị trung bình của biến tỷ lệ chi trả cổ tức DP là 0.619589 có nghĩa là cơng ty dùng khoảng 61.96% lợi nhuận sau thuế để chi trả cổ tức bằng tiền mặt cho cổ đông. Tỷ lệ chi trả cổ tức của các cơng ty niêm yết trên sàn chứng khốn Việt Nam cao hơn so với các nghiên cứu của Baskin (1989) với tỷ suất cổ tức trung bình là 34.4%, nghiên cứu của Mohammad (2012) với tỷ suất cổ tức trung bình là 37.25%, nghiên cứu của Nazir và các đồng sự (2010) với tỷ suất cổ tức trung bình là 36.26%.
Biến tốc độ tăng trưởng của tài sản biến thiên từ -0.700265 đến 3.646235, giá trị
trung bình là 0.154338 và độ lệch chuẩn là 0.277598. Biến này cho biết tỷ lệ thay
đổi tổng tài sản của năm này so với năm trước.
Biến nợ dài hạn trên tổng tài sản có giá trị trung bình là 0.079943 và biến thiên từ 0.000000 đến 0.693017, độ lệch chuẩn là 0.127894. Doanh nghiệp sử dụng nợ dài hạn nhiều nhất chiếm 69.3% trong tổng tài sản và trung bình nợ dài hạn chiếm 7.99% trên tổng tài sản của cơng ty.
4.2. Phân tích tương quan giữa các biến Bảng 4.2. Phân tích tương quan Bảng 4.2. Phân tích tương quan
Covariance Analysis: Ordinary Date: 06/01/14 Time: 06:13 Sample: 1 6
Included observations: 930
Correlation
Probability PV DY DP SIZE GA LEV EV
PV 1.000000 DY -0.192044*** 1.000000 DP 0.071781** 0.162582*** 1.000000 SIZE -0.230710*** -0.015335 0.001988 1.000000 GA -0.032323 -0.116736*** -0.120318*** 0.247236*** 1.000000 LEV 0.108129*** -0.049161 -0.014256 0.256178*** 0.166281*** 1.000000 EV 0.071122** -0.104263** -0.209695*** -0.058404* 0.094590** -0.043791 1.000000
Ghi chú: Với *, **, *** lần lượt chỉ mức ý nghĩa là 10%, 5% và 1%
Bảng 4.2 trên thể hiện sự tương quan giữa các biến, sự tương quan cho biết mức độ liên hệ giữa hai biến số, chẳng hạn biến số này thay đổi đến mức độ nào thì biến số kia thay đổi. Chỉ số này dao động từ -1 đến +1.
Biến động giá cổ phiếu PV và biến tỷ suất cổ tức DY có mối tương quan âm với hệ số tương quan là -0.192044, với mức ý nghĩa là 1%. Điều này được hiểu là biến động giá cổ phiếu ở Việt Nam có quan hệ ngược chiều với tỷ suất cổ tức. Điều này
hoàn toàn hợp lý với những lập luận về ảnh hưởng của chính sách cổ tức lên biến
động giá chứng khoán dựa trên những hiệu ứng thời gian, hiệu ứng tỷ suất lợi tức,
hiệu ứng kinh doanh chênh lệch giá và hiệu ứng thông tin. Kết quả này phù hợp với kết quả của Baskin (1989), Allen & Rachim (1996), Nazir (2010).
Biến quy mô công ty (SIZE) và biến biến động giá cổ phiếu (PV) có tương quan âm với giá trị -0.230710 và ở mức ý nghĩa 1%. Thể hiện một sự gia tăng trong quy mô sẽ làm giảm biến động giá cổ phiếu. Kết quả này phù hợp với mong đợi ban đầu vì các cơng ty có quy mơ lớn thường đa dạng hố hơn, thông tin đầy đủ hơn các doanh
nghiệp quy mơ nhỏ. Vì vậy các cơng ty có quy mơ lớn được kỳ vọng là sẽ có ít rủi ro hơn và biến động giá cổ phiếu thấp hơn.
Nợ dài hạn trên tổng tài sản (LEV) và biến động giá cổ phiếu (PV) của cơng ty có mối tương quan dương với giá trị là 0.108129 với mức ý nghĩa thống kê là 1%. Nghĩa là một sự gia tăng trong nợ vay sẽ dẫn tới một sự gia tăng trong biến động giá cổ phiếu vì các cơng ty có địn bẩy nợ càng cao thì rủi ro tài chính càng cao, giá cổ phiếu càng biến động. Điều này có thể giải thích là do những cơng ty có vay nợ cao sẽ phải gánh chịu một chi phí kiệt quệ tài chính lớn khi kinh doanh thua lỗ, điều này làm ảnh hưởng tới tâm lý của nhà đầu tư vì vậy họ sẽ có những phản ứng thái q sau khi có những cơng bố thu nhập khơng như mong muốn dẫn tới biến động cao trong giá cổ phiếu. Bảng 4.2 cũng cho thấy rằng, nợ dài hạn trên tổng tài sản (LEV) và quy mơ cơng ty (SIZE) có mối tương quan dương với mức ý nghĩa 1%, hệ số tương quan là 0.256178. Điều này ngụ ý rằng các cơng ty quy mơ lớn hơn có địn
bẩy nợ cao hơn bởi vì các cơng ty lớn có khả năng tiếp cận thị trường vốn dễ dàng hơn.
Biến động lợi nhuận và biến động giá cổ phiếu có mối tương quan dương với giá trị 0.071122 và có ý nghĩa thống kê là 5%. Điều này đúng với những gì chúng ta mong
đợi về việc những cơng ty có biến động thu nhập cao thì đối mặt với rủi ro thị
trường cao dẫn đến biến động giá cổ phiếu lớn.
Nhìn chung, giữa các biến có sự tương quan ở mức phù hợp, không có biến nào
tương quan ở mức lớn hơn 0.7 do đó có thể loại bỏ hiện tượng đa cộng tuyến ở mơ
hình.
4.3. Kết quả hồi quy dữ liệu bảng của mơ hình
4.3.1. Hồi quy đối với mơ hình 1: Mơ hình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và chính sách cổ tức biến động giá cổ phiếu và chính sách cổ tức
Để lựa chọn kỹ thuật phân tích phù hợp cho mơ hình 1 tác giả đi vào so sánh giữa 2
Bảng 4.3. Kết quả kiểm định Likelihood mơ hình 1:
Redundant Fixed Effects Tests Equation: HOIQUYMOHINH01 Test cross-section fixed effects
Effects Test Statistic d.f. Prob.
Cross-section F 3.452954 (154,773) 0.0000
Cross-section Chi-square 486.847008 154 0.0000
Cross-section fixed effects test equation: Dependent Variable: PV
Method: Panel Least Squares Date: 06/01/14 Time: 06:31 Sample: 1 6
Periods included: 6
Cross-sections included: 155
Total panel (balanced) observations: 930
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.680524 0.025039 27.17827 0.0000
DY -1.579051 0.245125 -6.441828 0.0000
DP 0.083753 0.025713 3.257177 0.0012
R-squared 0.047779 Mean dependent var 0.616225
Adjusted R-squared 0.045724 S.D. dependent var 0.371020 S.E. of regression 0.362438 Akaike info criterion 0.811294 Sum squared resid 121.7720 Schwarz criterion 0.826892 Log likelihood -374.2519 Hannan-Quinn criter. 0.817243
F-statistic 23.25659 Durbin-Watson stat 0.967740
Bảng 4.4. Kết quả kiểm định Hausman Test mơ hình 1
Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: HOIQUYMOHINH01
Test cross-section random effects Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. Cross-section random 10.369339 2 0.0056
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob.
DY -0.670677 -1.091064 0.020236 0.0031
DP 0.037694 0.056732 0.000096 0.0516