4.4. Kết quả định lượng
4.4.2. Phân tích các kiểm định
4.4.2.1. Kiểm định hệ số hồi quy
Trong bảng 4.12, cột mức ý nghĩa (p_value) cho thấy:
- Mơ hình 1:
+ Biến DPS có p_value <0,01, do đó, biến DPS tương quan có ý nghĩa với biến MPS với độ tin cậy 99%.
+ Biến RE có p_value <0,01, do đó, biến RE tương quan có ý nghĩa với biến MPS với độ tin cậy 99%.
- Mơ hình 2:
+ Biến DPS có p_value <0,01, do đó, biến DPS tương quan có ý nghĩa với biến MPS với độ tin cậy 99%.
+ Biến RE có p_value <0,01, do đó, biến RE tương quan có ý nghĩa với biến MPS với độ tin cậy 99%.
+ Biến (PE)t-1 có p_value >0,05, do đó, biến (PE)t-1 tương quan khơng có ý nghĩa với biến MPS.
- Mơ hình 3:
+ Biến DPS có p_value <0,01, do đó, biến DPS tương quan có ý nghĩa với biến MPS với độ tin cậy 99%.
+ Biến RE có p_value <0,01, do đó, biến RE tương có ý nghĩa với biến MPS với độ tin cậy 99%.
+ Biến (MPS)t-1 có p_value >0,05, do đó, biến (MPS)t-1 tương quan khơng có ý nghĩa với biến MPS.
4.4.2.2. Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình
.Mơ hình 1:
Trong bảng 4.13, R2 hiệu chỉnh (Adj R-squared) là 0,4253. Như vậy, 42,53% thay đổi của giá cổ phiếu của các DNNY được giải thích bởi các biến cổ tức trên mỗi cổ phiếu và lợi nhuận giữ lại trên mỗi cổ phiếu.
Bảng 4.13: Phân tích và tóm tắt mơ hình 1
Source | SS df MS Number of obs = 980 -------------+---------------------------------------- F( 2, 977) = 363.20 Model | 1.4738e+11 2 7.3688e+10 Prob > F = 0.0000 Residual | 1.9822e+11 977 202884055 R-squared = 0.4264 -------------+--------------------------------------- Adj R-squared = 0.4253 Total | 3.4559e+11 979 353007355 Root MSE = 14244
Nguồn: Kết quả dựa trên tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata
Giá trị P_value của F-test = 0,0000 <0,01, có thể kết luận rằng mơ hình đưa ra phù hợp với dữ liệu thực tế. Hay nói cách khác, các biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc, với độ tin cậy 99%.
. Mơ hình 2:
Bảng 4.14: Phân tích và tóm tắt mơ hình 2
Source | SS df MS Number of obs = 980 -------------+-------------------------------------- F( 3, 976) = 242.12 Model | 1.4746e+11 3 4.9153e+10 Prob > F = 0.0000 Residual | 1.9814e+11 976 203008609 R-squared = 0.4267 -------------+--------------------------------------- Adj R-squared = 0.4249 Total | 3.4559e+11 979 353007355 Root MSE = 14248
Nguồn: Kết quả dựa trên tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata
Trong bảng 4.14, R2 hiệu chỉnh (Adj R-squared) là 0,4249. Như vậy, 42,49% thay đổi của giá cổ phiếu của các DNNY được giải thích bởi các biến cổ tức
trên mỗi cổ phiếu, lợi nhuận giữ lại trên mỗi cổ phiếu và tỷ lệ giá trên thu nhập của cổ phiếu.
Giá trị P_value của F-test = 0,0000 <0,01, có thể kết luận rằng mơ hình đưa ra phù hợp với dữ liệu thực tế. Hay nói cách khác, các biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc, với độ tin cậy 99%.
. Mơ hình 3:
Bảng 4.15: Phân tích và tóm tắt mơ hình 3
Source | SS df MS Number of obs = 980 -------------+------------------------------------------ F( 3, 976) = 298.00 Model | 1.6522e+11 3 5.5073e+10 Prob > F = 0.0000 Residual | 1.8037e+11 976 184809806 R-squared = 0.4781 -------------+------------------------------------------ Adj R-squared = 0.4765 Total | 3.4559e+11 979 353007355 Root MSE = 13594
Nguồn: Kết quả dựa trên tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata
Trong bảng 4.15, R2 hiệu chỉnh (Adj R-squared) là 0,4765. Như vậy, 47,65% thay đổi của giá cổ phiếu của các DNNY được giải thích bởi các biến cổ tức trên mỗi cổ phiếu, lợi nhuận giữ lại trên mỗi cổ phiếu và giá năm trước của cổ phiếu.
Giá trị P_value của F-test = 0,0000 <0,01, có thể kết luận rằng mơ hình đưa ra phù hợp với dữ liệu thực tế. Hay nói cách khác, các biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc, với độ tin cậy 99%.
4.4.2.3. Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Thực hiện kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng cách sử dụng lệnh xttest3 trong phần mềm Stata 12.
Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 4.16: Thực hiện kiểm định phương sai sai số thay đổi Mơ hình1
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (196) = 1.3e+05 Prob>chi2 = 0.0000
Mơ hình 2 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (196) = 1.3e+05 Prob>chi2 = 0.0000
Mơ hình 3
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (196) = 1.3e+05 Prob>chi2 = 0.0000
Nguồn: Kết quả dựa trên tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata
Qua bảng phân tích 4.16, kiểm định phương sai (bằng lệnh xttest3), kết quả kiểm định cho thấy p_value =0,000 <0,05 (cả 3 mơ hình), do đó với mức ý nghĩa 5% có cơ sở bác bỏ Ho (Ho: Khơng có phương sai thay đổi).
Như vậy cả 3 mơ hình tồn tại vi phạm giả thuyết phương sai khơng đổi hay có hiện phương sai sai số thay đổi xảy ra
4.4.2.4. Kiểm định tự tương quan
Thực hiện kiểm định tự tương quan bằng cách sử dụng lệnh xtserial trong
phần mềm Stata 12.
Giả thuyết Ho: Khơng có tự tương quan
Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 4.17: Thực hiện kiểm định tự tương quan
Mơ hình1
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation
F( 1, 195) = 123.506 Prob > F = 0.0000
Mơ hình 2 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation
F( 1, 195) = 123.514 Prob > F = 0.0000
Mơ hình 3
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation
F( 1, 195) = 267.466 Prob > F = 0.0000
Nguồn: Kết quả dựa trên tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata
Qua bảng phân tích 4.17, kiểm định tự tương quan (bằng lệnh xtserial), kết quả kiểm định cho thấy p_value =0,000 <0,05 (cả 3 mơ hình), do đó với mức ý nghĩa 5% có cơ sở bác bỏ Ho (Ho: Khơng có tự tương quan).
Như vậy cả 3 mơ hình tồn tại vi phạm giả thuyết tự tương quan hay có hiện tự tương quan xảy ra trong mơ hình.
Do đó, cần tiến hành khắc phục hiện tượng tự tương quan trong cả 3 mơ hình nghiên cứu trên.
4.5. Kết quả ước lượng mơ hình sau kiểm định và đánh giá hệ số
Qua thực hiện 05 kiểm định: Kiểm định tương quan từng phần các hệ số hồi quy, mức độ phù hợp của mơ hình, hiện tượng đa cộng tuyến, kiểm định phương sai sai số thay đổi và tự tương quan của các biến trong các mơ hình hồi quy, nhận thấy:
Kiểm định tương quan từng phần các hệ số hồi quy, mức độ phù hợp của 3 mơ hình (4.4.1, 4.4.2, 4.4.3) và hiện tượng đa cộng tuyến đều phù hợp, khơng có hiện tượng vi phạm dẫn đến phải khắc phục hiệu chỉnh. Riêng khi thực hiện kiểm định phương sai sai số thay đổi và tính tự tương quan phát hiện có hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tính tự tương quan xảy ra.
Do tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan xảy ra, tác giả sử dụng phương pháp FGLS để khắc phục 02 hiện tượng này trong các mơ hình nghiên cứu của mình. Phương pháp này đã được thực hiện bởi Nguyễn Thị Liên Hoa và Bùi Thị Bích Phượng (2014) trong bài nghiên cứu về các nhân tố tác động đến đầu tư trực tiếp nước ngoài tại những quốc gia đang phát triển.
Sau khi hiệu chỉnh, khắc phục các hiện tượng sai số và tự tương quan có được kết quả định lượng như sau:
Bảng 4.18: Kết quả định lượng mơ hình nghiên cứu (sau khi hiệu chỉnh) Biến độc
lập
MƠ HÌNH HỒI QUY
1 2 3 DPS 3.810437* (18.37) 3.814079* (18.30) 3.165676* (14.14) RE 3.350244* (29.48) 3.356469* (29.42) 3.101208* (26.41) (PE)t-1 .9509697 (0.7) (MPS)t-1 .0792695* (7.89)
Biến độc lập
MƠ HÌNH HỒI QUY
1 2 3 Constant 8051.829* (25.25) 8018.289* (24.65) 6601.391* (18.78) R2 hiệu chỉnh 0.4237 0.4239 0.4278 Số quan sát 980 980 980
Ghi chú: Số liệu trong dấu ngoặc ( ) là thống kê t . Với: *: có ý nghĩa thống kê 1%. Biến phụ thuộc MPS.
Biến phụ thuộc MPS. Với:
. MPS : Giá thị trường của cổ phiếu . DPS : Cổ tức trên mỗi cổ phiếu
. RE : Lợi nhuận giữ lại trên mỗi cổ phiếu
.(MPS)t-1 : Giá thị trường trên mỗi cổ phiếu của năm trước . (PE)t-1 : Tỷ số giá trên thu nhập một cổ phần của năm trước
Nguồn: Kết quả dựa trên tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata
Trong bảng 4.18, tác giả đã sử dụng phương pháp hồi quy đa biến để nghiên cứu tác động của chính sách cổ tức đến giá thị trường cổ phiếu. Biến phụ thuộc của nghiên cứu là giá trị thị trường của cổ phiếu và được sử dụng để đo lường giá trị tài sản của các cổ đơng. Biến giải thích bao gồm cổ tức trên mỗi cổ phiếu, lợi nhuận giữ lại, tỷ số giá trên thu nhập một cổ phần của năm trước, giá trị thị trường của năm trước. Cổ tức trên mỗi cổ phiếu được sử dụng như là một giá trị để đo lường chính sách cổ tức của doanh nghiệp. Kết quả hồi quy được trình bày trong bảng 4.18 cho 196 doanh nghiệp niêm yết trên sàn HOSE và HNX.
Ở mơ hình 1:
- Biến DPS và RE tương quan có ý nghĩa với biến MPS, ở mức ý nghĩa 1%. -Có 42,37% thay đổi giá cổ phiếu (tài sản cổ đơng) được giải thích bởi biến DPS và RE.
Ở mơ hình 2:
- Biến DPS, RE tương quan có ý nghĩa với biến MPS, ở mức ý nghĩa 1%. Biến (PE)t-1 tương quan khơng có ý nghĩa với biến MPS.
- Có 42,39% thay đổi giá cổ phiếu (tài sản cổ đơng) được giải thích bởi biến DPS, RE và (PE)t-1
Ở mơ hình 3:
- Biến DPS, RE và (MPS)t-1 tương quan có ý nghĩa với biến MPS, ở mức ý nghĩa 1%.
- Có 42,78% thay đổi giá cổ phiếu (tài sản cổ đơng) được giải thích bởi các biến biến DPS, RE và (MPS)t-1.
4.6. Thảo luận về kết quả nghiên cứu:
Qua 3 mơ hình trên, theo kết quả nghiên cứu có được ở bảng 4.18 cho thấy rằng:
Cổ tức mỗi cổ phần: Hệ số hồi quy tương ứng với biến DPS trong cả 3 mô
hình đều có mức ý nghĩa đáng kể, hầu như không khác biệt ở mức ý nghĩa 1% và mang dấu dương, hoàn toàn phù hợp với kỳ vọng giả thuyết ban đầu (β = 3,810437; p < 0,01 trong mơ hình 1; β =3,814079; p < 0,01 trong mơ hình 2 và ở mơ hình 3 β = 3,165676; p < 0,01). Cổ tức mỗi cổ phần được đại diện bởi DPS có tác động cùng chiều với giá cổ phiếu. Khi tăng cổ tức mỗi cổ phần sẽ làm tăng giá cổ phiếu, có sự tương quan tỷ lệ thuận giữa cổ tức và giá cổ phiếu, hay nói khác đi khi doanh nghiệp thực hiện chính sách chi trả cổ tức cho cổ đông sẽ làm cho giá trị tài sản cổ đông tăng theo. Kết quả này hoàn toàn phù hợp với kết quả nghiên cứu của Shyam Pradhan, R. (2003) và R.Azhagaiah và Sabari Priya.N (2008). Khi tăng lượng chi trả cổ tức trên mỗi cổ phiếu sẽ làm tăng giá cổ phiếu trên thị trường.
Lợi nhuận giữ lại mỗi cổ phần: Hệ số hồi quy tương ứng với biến RE trong
cả 3 mơ hình đều có mức ý nghĩa 1% và mang dấu dương, hồn tồn khơng phù hợp với kỳ vọng giả thuyết ban đầu. Chứng tỏ lợi nhuận giữ lại mỗi cổ phần có ảnh hưởng đến giá cổ phiếu và có sự tương quan thuận. Các nhà đầu tư trên thị trường chứng khoán Việt Nam ở giai đoạn này rất kỳ vọng vào sự tăng trưởng trong tương lai của các doanh nghiệp. Thật vậy, trong giai đoạn từ năm 2008-2012, nước ta bị ảnh hưởng bởi suy thối kinh tế tồn cầu, nền kinh trong giai đoạn này hầu như không phát triển hay chỉ phát triển ở mức thấp. Do đó, các nhà đầu tư đều rất mong chờ vào sự phát triển trong tương lai của các doanh nghiệp, doanh nhiệp nào có lợi nhuận và giữ lại lợi nhuận để tái đầu tư được xem là tín hiệu tốt cho sự phát triển của doanh nghiệp đó trong tương lai, nên kết quả sau khi nghiên cứu đã nói lên đều đó.
Kết quả này hồn toàn trái ngược với kết quả nghiên cứu của Shyam Pradhan, R. (2003), nếu các công ty giữ lại phần lợi nhuận nhiều hơn thu nhập cổ tức, giá thị trường của cổ phiếu có thể giảm. Nhưng lại phù hợp với kết quả nghiên cứu của Gul, S. và Sajid, M. (2012), lợi nhuận giữ lại có ảnh hưởng nhưng khơng đáng kể trên giá trị thị trường của cổ phiếu.
Tỷ số giá trên thu nhập của cổ phiếu (năm trước): Hệ số hồi quy tương ứng với biến (PE)it-1 trong mơ hình 2 khơng có mức ý nghĩa và mang dấu dương, đều này phù hợp với giả thuyết ban đầu về kỳ vọng dấu, nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Tỷ số giá trên thu nhập của cổ phiếu của kỳ trước sẽ khơng có ảnh hưởng đến giá cổ phiếu hiện tại.
Giá thị trường của cổ phiếu năm trước: Hệ số hồi quy tương ứng với biến
(MPS)it-1 trong mơ hình 3 đều có ý nghĩa thống kê tại mức1% và mang dấu dương, hoàn toàn phù hợp với kỳ vọng giả thuyết ban đầu. Khi giá cổ phiếu của kỳ trước cao sẽ có tác động tích cực đến giá cổ phiếu kỳ hiện tại và có sự tương quan tỷ lệ thuận với nhau.
42,39% và 42,78% lần lượt ở các mơ hình 1, 2 và 3). Trong mơ hình 3, có R2 điều chỉnh là 0,4278 cho biết 42,78% giá trị tài sản của cổ đơng được giải thích bởi các biến trong mơ hình hồi quy. Có thể kết luận rằng mơ hình 3 là thích hợp, chính sách cổ tức có tác động mạnh nhất đến giá trị tài sản cổ đông thông qua biến cổ tức trên mỗi cổ phiếu, điều này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Shyam Pradhan, R. (2003) và R.Azhagaiah và Sabari Priya.N (2008). Khi tăng lượng chi trả cổ tức trên mỗi cổ phiếu sẽ làm tăng giá cổ phiếu trên thị trường. Điều này chứng tỏ việc chi trả cổ tức của doanh nghiệp sẽ tác động tích cực đến giá cổ phiếu của doanh nghiệp, chính sách cổ tức có tác động đến giá trị tài sản cổ đơng trên thị trường chứng khốn Việt Nam trong giai đoạn 2008-2012.
Chương 5
KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT CHÍNH SÁCH 5.1. Kết luận
Nghiên cứu này tìm hiểu mức độ tác động của chính sách cổ tức đến giá trị tài sản cổ đông của 196 doanh nghiệp niêm yết tại sở Giao dịch chứng khoán