CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3. Kết quả hồi quy mô hình
4.3.2. Kết quả hồi quy dữ liệu bảng
4.3.2.1. Kết quả phân tí h mơ hình hồi quy Logit:
Bước 1: Tác giả tiến hành chạy dữ liệu với 2 mơ hình là: Fixed Effects Model (FEM) và Random Effects Model (REM) để ước lượng các hệ số của mơ hình hồi quy.
Bước 2: Dựa vào kết quả hồi quy của 2 phương pháp trên, tác giả sẽ sử dụng
kiểm định Hausman để lựa chọn mơ hình tối ưu nhất.
Hồi quy Fixed Effects Model (FEM)
Bảng 4.7 : Kết quả ướ lượng của mơ hình hồi quy FEM
Nguồn: Kết quả truy xuất từ STATA dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 300 quan sát của 100 công ty trong giai đoạn 2010-2012
Kết quả ở bảng 4.7 cho thấy chỉ có duy nhất biến độc lập là SGRT (+10.84759) có tác động cùng chiều với quyết định chi trả cổ tức. Biến này có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%.
Hồi quy Random Effects Model (REM)
Kết quả ước lượng của mơ hình REM được trình bày ở bảng 4.8
fv -8.66e-06 .0000212 -0.41 0.683 -.0000502 .0000329 sgrt 10.84759 4.352064 2.49 0.013 2.317696 19.37748 lev -7.88474 14.92698 -0.53 0.597 -37.14109 21.37161 size -5.390415 12.61802 -0.43 0.669 -30.12128 19.34045 bsize -.5577586 .8556573 -0.65 0.514 -2.234816 1.119299 ceod 6.231148 12.28594 0.51 0.612 -17.84886 30.31115 bind -.6513337 3.208732 -0.20 0.839 -6.940333 5.637666 divid Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Log likelihood = -12.193087 Prob > chi2 = 0.0001 LR chi2(7) = 30.54 max = 3 avg = 3.0 Obs per group: min = 3 Group variable: firm Number of groups = 25 Conditional fixed-effects logistic regression Number of obs = 75
Bảng 4.8 : Kết quả ướ lượng của mơ hình hồi quy REM
Nguồn: Kết quả truy xuất từ STATA dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 300 quan sát của 100 công ty trong giai đoạn 2010-2012
Kết quả ở bảng 4.8 cho thấy biến độc lập chính BIND (+5.486681) tác động cùng chiều với quyết định chi trả cổ tức ở mức ý nghĩa 1% trong khi đó 2 biến kiểm soát là SGRT (+3.922799) tác động cùng chiều với quyết định chi trả cổ tức ở mức ý nghĩa 1% và LEV (-3.683359) tác động ngược chiều với quyết định chi trả cổ tức ở mức ý nghĩa 10%.
Kiểm định Hausman để lựa chọn mơ hình:
Để lựa chọn kết quả ước lượng giữa mơ hình FEM và REM, tác giả tiến hành thực hiện kiểm định Hausman để lựa chọn mơ hình nào là tốt hơn.
Giả thiết:
H0 : Ước lượng của FEM và REM không khác nhau Kết quả kiểm định được trình bày ở bảng 4.9
Likelihood-ratio test of rho=0: chibar2(01) = 18.38 Prob >= chibar2 = 0.000 rho .6193955 .131932 .3520843 .82975 sigma_u 2.313856 .6474625 1.337067 4.004233 /lnsig2u 1.677831 .5596395 .5809575 2.774704 _cons -4.405752 4.303744 -1.02 0.306 -12.84094 4.029432 fv -3.49e-06 2.76e-06 -1.27 0.205 -8.89e-06 1.91e-06 sgrt 3.922799 1.129939 3.47 0.001 1.708159 6.137439 lev -3.683359 2.009561 -1.83 0.067 -7.622026 .255309 size 1.102664 .793126 1.39 0.164 -.4518342 2.657163 bsize -.0304985 .3179461 -0.10 0.924 -.6536614 .5926645 ceod -.5298093 .6938619 -0.76 0.445 -1.889754 .8301351 bind 5.486681 1.845208 2.97 0.003 1.870139 9.103223 divid Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Log likelihood = -97.711449 Prob > chi2 = 0.0010 Wald chi2(7) = 24.21 max = 3 avg = 3.0 Random effects u_i ~ Gaussian Obs per group: min = 3 Group variable: firm Number of groups = 100 Random-effects logistic regression Number of obs = 300
Bảng 4.9 : Kết quả phân tích của mơ hình Hausman Test
Nguồn: Kết quả truy xuất từ STATA dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 300 quan sát của 100 công ty trong giai đoạn 2010-2012
Vì dữ liệu được sử dụng trong bài nghiên cứu có N lớn (300 quan sát) và t nhỏ (3 năm, từ năm 2010-2012), do đó kết quả ước lượng của 2 mơ hình FEM và REM khá khác nhau.
Kết quả của Bảng 4.9 cho thấy hệ số P_value (Prob>chi2) = 0.1988 lớn hơn mức ý nghĩa 5% nên ta chấp nhận giả thuyết Ho, mơ hình REM là mơ hình được chọn.
Kết quả hồi quy với mơ hình REM (trình b y theo hỉ tiêu Odds ratio):
Prob>chi2 = 0.1988 = 8.58
chi2(6) = (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 xtlogit b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtlogit fv -8.66e-06 -3.49e-06 -5.17e-06 .000021
sgrt 10.84759 3.922799 6.924786 4.202821 lev -7.88474 -3.683359 -4.201381 14.79109 size -5.390415 1.102664 -6.493079 12.59307 bsize -.5577586 -.0304985 -.5272601 .7943927 ceod 6.231148 -.5298093 6.760957 12.26633 bind -.6513337 5.486681 -6.138015 2.625104 FE RE Difference S.E. (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients
Bảng 4.10 : Kết quả phân tích với mơ hình REM
Nguồn: Kết quả truy xuất từ STATA dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 300 quan sát của 100 công ty trong giai đoạn 2010-2012
4.3.2.2. Kết quả phân tí h mơ hình hồi quy Probit:
Likelihood-ratio test of rho=0: chibar2(01) = 18.38 Prob >= chibar2 = 0.000 rho .6193955 .131932 .3520843 .82975 sigma_u 2.313856 .6474625 1.337067 4.004233 /lnsig2u 1.677831 .5596395 .5809575 2.774704 fv .9999965 2.76e-06 -1.27 0.205 .9999911 1.000002 sgrt 50.54172 57.10907 3.47 0.001 5.518791 462.8669 lev .0251384 .0505172 -1.83 0.067 .0004895 1.29086 size 3.012181 2.389039 1.39 0.164 .6364597 14.25578 bsize .9699619 .3083956 -0.10 0.924 .5201378 1.808801 ceod .5887172 .4084885 -0.76 0.445 .151109 2.293629 bind 241.4545 445.5339 2.97 0.003 6.489201 8984.201 divid OR Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Log likelihood = -97.711449 Prob > chi2 = 0.0010 Wald chi2(7) = 24.21 max = 3 avg = 3.0 Random effects u_i ~ Gaussian Obs per group: min = 3 Group variable: firm Number of groups = 100 Random-effects logistic regression Number of obs = 300
Bảng 4.11 : Kết quả ướ lượng của mơ hình hồi quy Probit
Nguồn: Kết quả truy xuất từ STATA dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 300 quan sát của 100 công ty trong giai đoạn 2010-2012
4.3.2.3. T m tắt kết quả phân tí h mơ hình Logit v Probit: Bảng 4.12 : T m tắt kết quả phân tí h mơ hình Logit v Probit
Biến
Mơ hình Logit Mơ hình Probit Odds ratio Coef. z P>|z| Coef. z P>|z|
BIND (Board Independence) 241.4545 5.4867 2.97 0.003*** 3.0861 3.10 0.002*** CEOD (CEO Duality) 0.5887 -0.5298 -0.76 0.445 -0.2913 -0.75 0.451 BSIZE (Board Size) 0.9699 -0.0305 -0.10 0.924 -0.0257 -0.15 0.884 SIZE (Size of the company) 3.0122 1.1027 1.39 0.164 0.6140 1.38 0.166 LEV (Leverage) 0.0251 -3.6834 -1.83 0.067* -2.0381 -1.83 0.068*
Likelihood-ratio test of rho=0: chibar2(01) = 19.36 Prob >= chibar2 = 0.000 rho .6311159 .1260934 .3717899 .8318169 sigma_u 1.308005 .3542199 .7693011 2.223938 /lnsig2u .5370068 .5416184 -.5245457 1.598559 _cons -2.402498 2.400827 -1.00 0.317 -7.108032 2.303037 fv -1.98e-06 1.56e-06 -1.27 0.204 -5.02e-06 1.07e-06 sgrt 2.158149 .6149475 3.51 0.000 .9528744 3.363424 lev -2.038115 1.116326 -1.83 0.068 -4.226073 .1498425 size .6139786 .4433369 1.38 0.166 -.2549457 1.482903 bsize -.025652 .1751806 -0.15 0.884 -.3689996 .3176957 ceod -.2912863 .3866005 -0.75 0.451 -1.049009 .4664367 bind 3.086069 .9965336 3.10 0.002 1.132899 5.039239 divid Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Log likelihood = -97.588315 Prob > chi2 = 0.0005 Wald chi2(7) = 25.99 max = 3 avg = 3.0 Random effects u_i ~ Gaussian Obs per group: min = 3 Group variable: firm Number of groups = 100 Random-effects probit regression Number of obs = 300
Biến
Mơ hình Logit Mơ hình Probit Odds ratio Coef. z P>|z| Coef. z P>|z|
SGRT (Sales growth of the company)
50.5417 3.9228 3.47 0.001*** 2.1581 3.51 0.000***
FV (Firm Volatility) 0.9999 -3.49e-06 -1.27 0.205 -1.98e-06 -1.27 0.204
Constant -4.4058 -1.02 0.306 -2.4025 -1.00 0.317
Number of observations 300 300
Number of firms 100 100
Wald chi2 (7) 24.21 25.99
Prob > chi 2 0.0010 0.0005
Ghi chú: *** mức ý nghĩa 1%, ** mức ý nghĩa 5%, * mức ý nghĩa 10%.
Nguồn: Kết quả truy xuất từ STATA dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 300 quan sát của 100 công ty trong giai đoạn 2010-2012
Bảng 4.12 cho thấy kết quả hồi quy giữa quyết định chi trả cổ tức với các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu.
Kết quả thực nghiệm cho thấy rằng nhân tố tính độc lập HĐQT BIND có tác động cùng chiều với biến DIVID ở mức ý nghĩa 1%. Hệ số của biến BIND trong mơ hình hồi quy theo chỉ tiêu Odds ratio là 241.4545 nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì khả năng chi trả cổ tức của các công ty có thành viên HĐQT độc lập bằng 241.4545 lần so với khả năng chi trả cổ tức của các cơng ty khơng có thành viên HĐQT độc lập. Điều này phù hợp với giả thiết của bài nghiên cứu là tính độc lập HĐQT và quyết định chi trả cổ tức có mối quan hệ cùng chiều tuy nhiên kết quả này trái với các kết quả nghiên cứu trước đó của Gordon Newlove Asamoah (2011); Shahid Iqbal (2013) đó là tính độc lập HĐQT có tác động ngược chiều với DIVID. Nhân tố BIND tác động cùng chiều đến DIVID là do giữa cổ đông và CEO luôn tồn tại vấn đề thơng tin bất cân xứng và vì vậy dẫn đến phát sinh chi phí đại diện. Thơng thường cổ đơng của doanh nghiệp khơng hoặc rất ít có điều
viên HĐQT độc lập để làm việc này. Và khi đó theo nghiên cứu của De Angelo và các cộng sự (2004) thì quyết định chi trả cổ tức là cách để ngăn ngừa các vấn đề liên quan đến chi phí đại diện.
Nhân tố tốc độ tăng trưởng doanh thu SGRT tác động cùng chiều với DIVID ở mức ý nghĩa 1%. Hệ số của biến SGRT trong mơ hình hồi quy theo chỉ tiêu Odds ratio là 50.5417 nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì khả năng chi trả cổ tức của các cơng ty có tăng trưởng doanh thu bằng 50.5417 lần so với khả năng chi trả cổ tức của các cơng ty khơng có tăng trưởng doanh thu. Nghiên cứu của Elham Mansourinia & cộng sự (2013) cũng có kết quả tương tự. Các công ty có doanh thu tăng trưởng hàng năm thường là những đơn vị có hoạt động sản xuất kinh doanh hiệu quả vì vậy quyết định chi trả cổ tức thường được HĐQT thông qua. Thực tế cho thấy với 300 quan sát trong vịng 3 năm của 100 cơng ty niêm yết trên 2 sàn HSX và HNX, tác giả thống kê được có 248 quan sát có quyết định chi trả cổ tức và trong số này có 196 quan sát chiếm tỷ lệ 79% có doanh thu tăng trưởng so với năm trước.
Nhân tố địn bẩy tài chính LEV có tác động ngược chiều với DIVID ở mức ý nghĩa 10%. Hệ số của biến LEV trong mơ hình hồi quy theo chỉ tiêu Odds ratio là 0.0251 nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì khả năng chi trả cổ tức của các công ty sử dụng địn bẩy tài chính bằng 0.0251 lần so với khả năng chi trả cổ tức của các cơng ty khơng sử dụng địn bẩy tài chính. Nghiên cứu của Oskar Kowalewski & cộng sự (2007); CHEN Litai & cộng sự (2011); Godfred A. Bokpin (2011); Elham Mansourinia & cộng sự (2013); Shahid Iqbal (2013) cũng có kết quả tương tự. Điều này có thể giải thích rằng các cơng ty có tỷ lệ nợ vay cao thường là những cơng ty đang gặp phải những khó khăn nhất định về tài chính, đặc biệt trong thời gian qua, lãi suất ngân hàng ở mức cao, lợi nhuận của một số công ty làm ra chỉ đủ để trả lãi vay vì vậy các cơng ty này thường ít chi trả cổ tức.
Nhân tố CEO kiêm nhiệm CEOD có tác động ngược chiều với DIVID nhưng khơng có ý nghĩa thống kê (P_value = 0.445). Bằng chứng này cũng phù hợp với các nghiên cứu của CHEN Litai & cộng sự (2011); Gordon Newlove Asamoah (2011) khi các tác giả này cho rằng CEO kiêm nhiệm có tác động ngược chiều đến quyết định chi trả cổ tức của doanh nghiệp. Theo Baliga và các cộng sự (1996), các
công ty mà CEO không phải là chủ tịch HĐQT có cơ chế quản trị doanh nghiệp hiệu quả hơn. Thực tế trên TTCK Việt Nam cho thấy, các công ty kinh doanh hiệu quả nhất và chia cổ tức đều đặn nhất là các công ty mà CEO không đồng thời là chủ tịch HĐQT, có thể ra các cơng ty như Tổng Cơng ty Phân bón và Hóa chất Dầu khí (DPM), Cơng ty Cổ phần FPT (FPT), Công ty Cổ phần Tập đồn Hịa Phát (HPG)…
Nhân tố quy mô HĐQT BSIZE có tác động ngược chiều với DIVID nhưng
khơng có ý nghĩa thống kê (P_value = 0.924). Bằng chứng này trái với các nghiên cứu của các tác giả CHEN Litai & cộng sự (2011); Godfred A. Bokpin (2011); Amarjit S. Gill và John D. Obradovich (2012); Nirosha Wellalage & cộng sự (2012); Elham Mansourinia & cộng sự (2013); Shahid Iqbal (2013) cho rằng quy mơ HĐQT tác động tích cực đến quyết định chi trả cổ tức của doanh nghiệp. Tuy nhiên bằng chứng này phù hợp với nghiên cứu của Gordon Newlove Asamoah (2011) kết luận rằng quy mơ HĐQT có mối quan hệ ngược chiều với quyết định chi trả cổ tức của doanh nghiệp mặc dù kết quả nghiên cứu của tác giả này cũng khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này có thể giải thích rằng, đối với phần lớn các cơng ty cổ phần tại Việt Nam, quyền lực được tập trung chủ yếu vào Chủ tịch HĐQT. Các quyết định về chính sách của cơng ty phần lớn được thông qua Chủ tịch HĐQT trước khi đem ra lấy ý kiến của hội đồng. Mặt khác, tại Việt Nam, Chủ tịch HĐQT thông thường là những cá nhân nắm giữ tỷ lệ cổ phần cao trong các doanh nghiệp hoặc đại diện phần vốn của tổ chức nắm vai trị chi phối, do đó quyết định của họ cũng đại diện cho quyết định của HĐQT.
Nhân tố quy mơ cơng ty SIZE có tác động cùng chiều với quyết định chi trả cổ tức nhưng khơng có ý nghĩa thống kê (P_value = 0.164). Bằng chứng này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của các tác giả Oskar Kowalewski & cộng sự (2007); CHEN Litai & cộng sự (2011); Elham Mansourinia & cộng sự (2013) cho rằng quy mơ cơng ty có tác động cùng chiều đến quyết định chi trả cổ tức của doanh nghiệp. Điều này cho thấy rằng các Cơng ty có quy mơ lớn thường là những doanh nghiệp làm ăn hiệu quả và có khuynh hướng chi trả cổ tức nhiều hơn. Cụ thể trên TTCK Việt Nam, các cơng ty có tổng tài sản lớn như Công ty Cổ phần Sữa Việt
Nam (VNM), Công ty Cổ phần FPT (FPT), Công ty Cổ phần Tập đồn Hịa Phát (HPG),… là những công ty trả cổ tức đều đặn nhất trong thời gian qua.
Nhân tố tính khơng ổn định của lợi nhuận FV có tác động ngược chiều với quyết định chi trả cổ tức nhưng khơng có ý nghĩa thống kê (P_value = 0.205). Bằng chứng này phù hợp với nghiên cứu của tác giả Shahid Iqbal (2013) cho rằng tính khơng ổn định của lợi nhuận có tác động ngược chiều với quyết định chi trả cổ tức của doanh nghiệp.
Tóm lại, các biến có tác động đến quyết định chi trả cổ tức DIVID gồm: BIND, SGRT tác động cùng chiều với DIVID ở mức ý nghĩa 1%, LEV tác động ngược chiều với DIVID ở mức ý nghĩa 10%. Kết quả này phù hợp với dự đoán của tác giả về ảnh hưởng của những yếu tố tác động đến quyết định trả cổ tức của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam trong giai đoạn năm 2010-2012. Các biến còn lại bao gồm CEO kiêm nhiệm và quy mô HĐQT tác động ngược chiều với DIVID nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Ngồi ra 2 biến kiểm sốt bao gồm SIZE tác động cùng chiều với DIVID và FV tác động ngược chiều với DIVID nhưng do có hệ số P_value lớn hơn 10%, nên khơng có ý nghĩa thống kê.