P EPS BVS DIV ROE FL OCF EBITDA
P 1.0000 EPS 0.6687 1.0000 BVS 0.5927 0.6717 1.0000 DIV 0.3832 0.5349 0.3709 1.0000 ROE 0.3914 0.7091 0.3134 0.3477 1.0000 FL -0.1097 -0.1178 -0.1598 -0.0651 -0.1475 1.0000 OCF 0.2100 0.2653 0.1904 0.1723 0.1260 0.0247 1.0000 EBITDA 0.4902 0.8202 0.6194 0.4575 0.5471 0.0785 0.3319 1.0000 (Ng̀n:Phân tích dữ liệu – phụ lục số 4)
Bảng 4.2 cho thấy, biến độc lập P có tương quan mạnh nhất với biến EPS (0.6687) và tương quan yếu nhất với biến FL (-0.1097). Biến P có tương quan thuận chiều với biến EPS, BVS, DIV, ROE và EBITDA; biến P tương quan nghịch chiều với biến FL; hệ số tương quan của biến phụ thuộc với các biến độc lập dao động từ -0.0247 đến 0.7091.
4.2.2. Phân tích kết quả các kiểm định
Như đã đề cập, bài nghiên cứu sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng thơng qua 3 mơ hình:
Mơ hình hồi quy tuyến tính thơng thường (OLS) Mơ hình hồi quy tác động cố định (FEM)
4.2.2.1. Phân tích hồi quy - Mơ hình OLS
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy theo phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS
P Coef. Std. Err. t P>|t| EPS 3.083118 0.1646455 18.73 0.000 BVS 0.3947608 0.0341803 11.55 0.000 DIV 0.2515576 0.1486658 1.69 0.091 ROE -5731.037 1713.309 -3.35 0.001 FL 178.1693 95.20802 1.87 0.061 OCF 0.1038609 0.0311055 3.34 0.001 EBITDA -.7095048 0.0779862 -9.10 0.000 _cons 3467.341 610.2055 5.68 0.000 Adj R-squared 0.5098 Prob. (F-statistic) 0.0000 (Ng̀n:Phân tích dữ liệu – phụ lục số 5)
Bảng 4.3 trình bày kết quả mơ hình OLS với biến phụ thuộc là giá cổ phiếu P theo các biến giải thích. Kết quả hồi quy OLS cho thấy năm biến độc lập trong mơ hình là EPS, BVS, ROE, OCF và EBITDA đều giải thích được sự biến động của giá cổ phiếu của công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam (p_value < 0.05). Cụ thể:
Tác động của chỉ tiêu lợi nhuận trên mỗi cổ phiếu (EPS) cho thấy: với mức ý nghĩa 5% thì biến EPS có ý nghĩa thống kê và tác động của EPS đến P ở mơ hình này là 3.083118, chứng tỏ EPS có tác động tích cực đến P.
Tương tự, ta thấy biến BVS và OCF cũng có ý nghĩa thống kê và tác động đến P lần lượt là là 0.3947608 và 0.1038609 (dương), điều này cho thấy BVS và OCF tác động tích cực đến P.
Biến ROE và EBITDA có ý nghĩa thống kê và tác động ngược chiều đến P lần lượt là -5731.037 và -0.7095048.
Hai biến DIV và FL có P-value > 5% nên khơng có ý nghĩa thống kê nên bị loại khỏi mơ hình.
Adj R-squared = 0.5098 có nghĩa là năm biến EPS, BVS, ROE, OCF, EBITDA giải thích được 50.98% sự biến động của giá cổ phiếu (P) của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam
Qua kết quả trên, ta có thể khái qt qua mơ hình sau:
P = 3467.341 + 3.083118EPS + 0.3947608BVS – 5731.037ROE + 0.1038609OCF - 0.7095048EBITDA + U
4.2.2.2. Phân tích hồi quy - Mơ hình FEM
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy mơ hình FEM
P Coef. Std. Err. t P>|t| EPS 2.824768 0.2559384 11.04 0.000 BVS 0.3299809 0.0696003 4.74 0.000 DIV -0.2135601 0.1514166 -1.41 0.159 ROE -4924.087 1769.443 -2.78 0.005 FL 96.60409 238.534 0.40 0.686 OCF 0.0210985 0.0302882 0.70 0.486 EBITDA -1.036642 0.1849609 -5.60 0.000 _cons 7519.219 1344.744 5.59 0.000 Adj R-squared 0.3851 Prob. (F-statistic) 0.0000 (Ng̀n:Phân tích dữ liệu – phụ lục số 6)
Bảng 4.4 trình bày kết quả mơ hình FEM với biến phụ thuộc là giá cổ phiếu P theo các biến giải thích. Kết quả hồi quy FEM cho thấy bốn biến độc lập trong mơ hình là EPS, BVS, ROE và EBITDA đều giải thích được sự biến động của giá cổ phiếu của công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam (p_value < 0.05). Cụ thể:
Tác động của chỉ tiêu lợi nhuận trên mỗi cổ phiếu (EPS) cho thấy: với mức ý nghĩa 5% thì biến EPS có ý nghĩa thống kê và tác động của EPS đến P ở mơ hình này là 2.824768, chứng tỏ EPS có tác động tích cực đến P.
Tương tự, ta thấy biến BVS có ý nghĩa thống kê và tác động đến P là 0.3299809 (dương), điều này cho thấy BVS tác động tích cực đến P.
Biến ROE và EBITDA có ý nghĩa thống kê và tác động ngược chiều đến P lần lượt là -4924.087 và -1.036642.
Ba biến DIV, FL, OCF có P-value > 5% nên khơng có ý nghĩa thống kê nên bị loại khỏi mơ hình
Adj R-squared = 0.3851 có nghĩa là bốn biến EPS, BVS, ROE, EBITDA giải thích được 38.51% sự biến động của giá cổ phiếu (P) của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam
Qua kết quả trên, ta có thể khái qt qua mơ hình sau:
P = 7519.219 + 2.824768 EPS + 0.3299809BVS – 4924.097 ROE – 1.036642EBITDA + Uit
4.2.2.3. Phân tích hồi quy - Mơ hình REM
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy mơ hình REM
P Coef. Std. Err. t P>|t| EPS 2.8 0.1791015 15.63 0.000 BVS 0.4190852 0.0413722 10.13 0.000 DIV 0.0736101 0.1436297 0.51 0.608 ROE -4931.648 1651.158 -2.99 0.003 FL 151.0755 123.3093 1.23 0.221 OCF 0.0689126 0.0293893 2.34 0.019 EBITDA -0.7252158 0.0994267 -7.29 0.000 _cons 3970.558 780.986 5.08 0.000
Adj R-squared 0.3784
Prob. (F-statistic) 0.0000
(Ng̀n:Phân tích dữ liệu – phụ lục số 7)
Bảng 4.5 trình bày kết quả mơ hình REM với biến phụ thuộc là giá cổ phiếu P theo các biến giải thích. Kết quả hồi quy REM cho thấy bốn biến độc lập trong mơ hình là EPS, BVS, ROE và EBITDA đều giải thích được sự biến động của giá cổ phiếu của công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam (p_value < 0.05). Cụ thể:
Tác động của chỉ tiêu lợi nhuận trên mỗi cổ phiếu (EPS) cho thấy: với mức ý nghĩa 5% thì biến EPS có ý nghĩa thống kê và tác động của EPS đến P ở mơ hình này là 2.8, chứng tỏ EPS có tác động tích cực đến P.
Tương tự, ta thấy biến BVS cũng có ý nghĩa thống kê và tác động đến P là 0.4190852, điều này cho thấy BVS tác động tích cực đến P.
Biến ROE và EBITDA có ý nghĩa thống kê và tác động ngược chiều đến P lần lượt là -4931.648 và -0.752158.
Ba biến DIV, FL, OCF có P-value > 5% nên khơng có ý nghĩa thống kê nên bị loại khỏi mơ hình
Adj R-squared = 0.3784 có nghĩa là bốn biến EPS, BVS, ROE, EBITDA giải thích được 37.84% sự biến động của giá cổ phiếu (P) của các công ty niêm yết trên sàn TTCK Việt Nam.
Qua kết quả trên, ta có thể khái qt qua mơ hình sau:
P = 3970.558 + 2.8EPS + 0.4190852BVS – 4931.648ROE – 0.752158EBITDA + Uit
4.2.2.4. Kiểm định lựa chọn mơ hình phù hợp
Kiểm định Hausman lựa chọn giữa FEM và REM
Để xem xét mơ hình FEM hay REM phù hợp hơn, ta sử dụng kiểm định Hausman. Thực chất kiểm định Hausman để xem xét có tồn tại tự tương quan giữa các sai số
ngẫu nhiên và các biến độc lập hay không. Kiểm định Hausman với giả thuyết kiểm định như sau:
H0: Các ước lượng thu được từ hai phương pháp không khác biệt. H1: Các ước lượng thu được từ hai phương pháp là khác biệt.
Kiểm định được xây dựng bởi Hausman có phân phối χ2 . Nếu giả thuyết H0 bị bác bỏ thì chúng ta đi đến kết luận FEM là mơ hình phù hợp hơn.
Kết quả kiểm định như sau (xem chi tiết ở phụ lục 7)
Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
= 4.80 Prob>chi2 = 0.0008
Với p-value bằng 0.0008 < 5% => bác bỏ giả thuyết H0 tức là giữa mơ hình FEM và REM thì mơ hình FEM phù hợp hơn với dữ liệu.
Kiểm định Breusch-Pagan lựa chọn giữa OLS và REM
Tác giả thực hiện kiểm định Breusch-Pagan Lagrange Multiplier (thường gọi tắt là Breusch-Pagan LM Test) cho việc lựa chọn giữa REM và OLS, bước này được thực hiện để kiểm định sự tồn tại tác động ngẫu nhiên của sai số trong ước lượng dữ liệu bảng. Nếu p-value <5% thì ta có thể kết luận mơ hình REM phù hợp hơn cho phân tích dữ liệu và ngược lại nếu p-value >5% thì ta kết luận mơ hình OLS phù hợp hơn cho phân tích dữ liệu.
Kết quả kiểm định như sau (xem chi tiết ở phụ lục …)
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance
Variables: EPS BVS DIV ROE FL OCF EBITDA chi2(7) = 3894.11
Prob > chi2 = 0.0000
Kết quả cho thấy P-value =0.0000 <5% tức là giữa mơ hình OLS và mơ hình REM thì mơ hình REM có sự phù hợp hơn cho phân tích dữ liệu.
Từ hai kiểm định trên tác giả quyết định chọn mơ hình FEM cho bài
nghiên cứu của mình.
4.2.2.5. Kiểm định các giả thuyết hồi quy
Kiểm định khơng có sự tương quan giữa các biến độc lập trong mơ hình
(khơng bị hiện tượng đa cộng tuyến)
Đa cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Vấn đề của hiện tượng đa cộng tuyến là cung cấp cho mô hình những thông tin rất giống nhau và rất khó tách rời ảnh hưởng của từng biến một đến biến phụ thuộc. Hiệu ứng khác của sự tương quan khá chặt chẽ giữa các biến độc lập là nó làm tăng độ lệch chuẩn của các hệ số hồi quy và làm giảm giá trị thống kê t của kiểm định ý nghĩa của chúng nên các hệ số có khuynh hướng kém ý nghĩa hơn khi khơng có hiện tượng đa cộng tuyến và hệ số R2 vẫn khá cao (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Trong mơ hình hồi quy đa biến, giả thuyết các biến độc lập khơng có tương quan hồn tồn với nhau được đưa ra. Do đó, khi ước lượng mơ hình hồi quy đa biến, phải kiểm tra giả thiết này thông qua kiểm tra hệ số phóng đại phương sai (VIF). Theo lý thuyết, khi VIF <10 thì khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (Đinh Phi Hổ, 2014).
Bảng 4.6: Kiểm định đa cộng tuyến
Variable VIF 1/VIF
EPS 6.00 0.166696
EBITDA 3.68 0.271952
ROE 2.29 0.436519
DIV 1.41 0.710226
FL 1.17 0.851887
OCF 1.13 0.882152
Mean VIF 2.55
(Ng̀n:Phân tích dữ liệu – phụ lục số 10)
Kết quả từ bảng 4.6 cho thấy rằng các VIF đều nhỏ hơn 10 nên không tồn tại đa cộng tuyến.
Kiểm định phương sai của sai số không đổi (không bị hiện tượng phương
sai thay đổi)
Phương sai của sai số thay đổi sẽ làm cho các kiểm định hệ số hồi quy khơng cịn đáng tin cậy. Ta có thể dùng kiểm định Wald để phát hiện. Giả thuyết được đưa ra là H0: khơng có hiện tượng phương sai thay đổi.
Kết quả chạy kiểm định Wald như sau:
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (325) = 4.8e+05
Prob>chi2 = 0.0000
Với mức ý nghĩa 5%, ta có P-value = 0.000 <5% nên ta bác bỏ giả thuyết H0 => mơ hình tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi
Kiểm định giữa các sai số khơng có mối quan hệ tương quan với nhau
(không bị hiện tượng tự tương quan):
Giữa các sai số có mối quan hệ tương quan với nhau sẽ làm cho các kiểm định hệ số hồi quy khơng cịn đáng tin cậy. Nghiên cứu tiến hành kiểm định giả thuyết không bị tự tương quan: H0: không có sự tự tương quan
Kết quả kiểm định như sau:
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation
F(1, 324) = 180.880 Prob > F = 0.0000
Với mức ý nghĩa 5%, kiểm định cho kết quả P-value = 0.000 < 5% nên ta bác bỏ giả thuyết H0 tức là mơ hình tồn tại hiện tượng tự tương quan.
Kiểm định khắc phục các khuyết tật của mơ hình FEM
Các kiểm định thực hiện ở trên cho thấy rằng mơ hình tồn tại hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi. Để khắc phục các khuyết tật của mơ hình FEM, tác giả sử dụng mơ hình GMM (Difference Generalized Method of Moments).
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy mơ hình GMM
P Coef. Robust Std. Err. z P>|z| L1. 0.0128686 0.0543109 0.24 0.813 EPS 2.542773 0.4520045 5.63 0.000 BVS 0.6862409 0.1629529 4.21 0.000 DIV -0.1551745 0.1338793 -1.16 0.246 ROE -3116.773 1493.446 -0.75 0.000 FL 191.6136 178.5466 2.92 0.073 OCF 0.073776 0.0307879 2.4 0.317 EBITDA -1.97832 0.2983419 -6.63 0.000 _cons 4225.86 2939.001 1.44 0.000 (Ng̀n:Phân tích dữ liệu – phụ lục số 13)
Tác giả tiếp tục sử dụng kiểm định Arrellano-Bond để kiểm tra tính chất tự tương quan của phương sai sai số mơ hình GMM ở dạng sai phân bậc 1, mơ hình này được đề xuất bởi Arellano-Bond (1991).
Kết quả kiểm định như sau:
Arellano-Bond test for zero autocorrelation in first-differenced errors Order z Prob > z 1 2 1.9003 0.0574 1.8187 0.1690 H0: no autocorrelation (Ng̀n:Phân tích dữ liệu – phụ lục số 14)
Kết quả kiểm định cho thấy AR(2) = 0.1690 > 5% nên chấp nhận giả thuyết H0 rằng khơng cịn hiện tượng tự tương quan trong mô hình.
Mơ hình GMM sử dụng hiệu chỉnh vce (robust) nên đã loại bỏ được hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình.
Sau khi loại bỏ những khuyết tật của mơ hình FEM, tác giả thu có được mơ hình về sự ảnh hưởng của thơng tin kế tốn trên BCTC đến giá cổ phiếu của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam như sau:
P = 7519.219 + 2.5427735EPS + 0.68624095BVS – 3116.773ROE – 1.97832EBITDA + Uit
Tác động của chỉ tiêu lợi nhuận trên mỗi cổ phiếu (EPS) cho thấy: với mức ý nghĩa 5% thì biến EPS có ý nghĩa thống kê và tác động của EPS đến P ở mô hình này là 2.5427735, chứng tỏ EPS có tác động tích cực đến P. Khi EPS tăng 1 đồng thì giá cổ phiếu tăng tương ứng 1.25427735 đồng và ngược lại.
Tương tự, ta thấy biến BVS có ý nghĩa thống kê và tác động đến P là 0.3299809 (dương), điều này cho thấy BVS tác động tích cực đến P. Khi BVS tăng 1 đồng sẽ tác động làm giá cổ phiếu tăng 0.3299809 đồng và ngược lại.
Biến ROE và EBITDA có ý nghĩa thống kê và tác động ngược chiều đến P lần lượt là -4924.087 và -1.036642. Khi ROE biến động tăng 1% sẽ thì giá cổ phiếu biến động giảm 4924.087 đồng và khi ROE biến động giảm 1% sẽ làm giá cổ phiếu biến động tăng 4924.087 đồng. Tương tự với biến EBITDA, khi EBITDA biến động tăng 1 đồng sẽ làm giá cổ phiếu biến động giảm 1.036642 đồng và khi EBITDA biến động giảm 1 đồng sẽ làm giá tăng 1.036642 đồng.
Ba biến DIV, FL, OCF có P-value > 5% nên khơng có ý nghĩa thống kê nên bị loại khỏi mơ hình.
Adj R-squared = 0.3851 có nghĩa là bốn biến EPS, BVS, ROE, EBITDA giải thích được 38.51% sự biến động của giá cổ phiếu (P) của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam
4.2.3. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Đúng như kỳ vọng và phù hợp với kết quả của các nghiên cứu trước đây, kết quả ước lượng từ mơ hình FEM với biến phụ thuộc giá cổ phiếu tại thời điểm kết thúc niên độ cho thấy lợi nhuận trên mỗi cổ phiếu (EPS) có tương quan thuận với giá cổ phiếu. Điều này có nghĩa là khi thông tin về lợi nhuận trên mỗi cổ phiếu của công ty được cơng bố với giá trị càng lớn thì giá cổ phiếu của cơng ty trên thị trường chứng khoán sẽ càng tăng và ngược lại. Kết quả này tương tự kết quả nghiên cứu ở các nước trên thế giới như nghiên cứu của Ball và Brown (1968), Ohlson (1995), Barth, Beaver và Landsman (1998); cũng như nghiên cứu trên thị trường Việt Nam của Nguyễn Thị Thục Đoan (2011). Thực tế tại TTCK Việt Nam, những cơng ty có EPS cao sẽ có giá cổ phiếu cao, ví dụ các mã cổ phiếu: KDC (2015), HGM (2011), LHC (2013)… (xem tại phụ lục số 15). Do đó kết quả nghiên cứu là phù hợp với các nghiên cứu trước và tình hình thực tế trên TTCK hiện nay.
Kết quả nghiên cứu phù hợp với giả thuyết H2 là giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu trên mỗi cổ phiếu (BVS) có ảnh hưởng cùng chiều với giá cổ phiếu,
tức là nếu BVS tăng sẽ làm P tăng và ngược lại nếu BVS giảm cũng làm cho P giảm theo. Kết quả cùng phù hợp với lý thuyết đã trình bày ở các phần trên và đúng theo nghiên cứu của các nước trong khu vực và trên thế giới. Có thể so sánh kết quả nghiên cứu này với các cơng trình nghiên cứu của Ohlson (1995), Barth, Beaver và Landsman (1998), Colins, Maydew và Weiss (1997), Nguyễn Việt Dũng (2009). Thực tế tại TTCK Việt Nam, những cơng ty có BVS cao sẽ có giá cổ phiếu cao, ví dụ các mã cổ phiếu: NBB (2012), CTD (2015), S55 (2014) …(xem tại phụ lục số 15). Do đó kết quả nghiên cứu là phù hợp với các nghiên cứu trước và tình hình thực tế trên TTCK hiện nay.
Giả thuyết H3 dự báo DIV có ảnh hưởng tích cực đến giá cổ phiếu các công