4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.8 Biến đại diện khác cho dòng tiền bất định
Trong các phần trước, tôi đã sử dụng SRVOL là biến chính đại diện cho dịng tiền bất định. Nhưng đã có nhiều nghiên cứu sử dụng ROAVOL làm biến đại diện cho dòng tiền bất định như nghiên cứu của Jagannathan, Stephens và Weisbach (2000); Guay và Harford (2000); Jensen, Solberg và Zorn (1992); Crutchley và Hansen (1989).
Vì vậy trong phần này tơi sẽ sử dụng ROAVOL là biến đại diện cho dòng tiền bất định nhằm nghiên cứu xem biến động trong lợi nhuận hoạt động có tác động đến việc chi trả cổ tức hay không, để trả lời câu hỏi này tơi thực hiện mơ hình hồi quy Tobit theo từng năm dựa theo cách tiếp cận của Fama-MacBeth (1973). Trong mơ hình nghiên cứu này tôi sử dụng DV/E, DV/S là biến đại diện cho chính sách chi trả cổ tức, ngồi ra tơi cũng thêm vào mơ hình 03 biến kiểm sốt là log(TA), ROA và CASH.
Thực hiện hồi quy Tobit qua 04 năm với DV/E là biến chi trả cổ tức. Trước khi thực hiện hồi quy mơ hình Tobit, tơi tiến hành kiểm tra phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định Lagrange Multiplier Test, qua kết quả kiểm tra cho thấy qua 04 năm mơ hình đều có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Vì vậy, tơi đã sử dụng ước lượng robust để khắc phục và qua 04 năm thì kết quả hồi quy Tobit chỉ phù hợp với 03 năm 2010, 2012 và 2013.
Từ kết quả hồi quy Tobit của 03 năm phù hợp tôi xác định hệ số hồi quy trung bình, giá trị t-statistics trung bình của từng biến độc lập, biến kiểm soát của 03 mơ hình Tobit phù hợp, ‘# -‘ (‘# +‘) biểu hiện số lần hệ số hồi quy cùng dấu với dự đốn về sự tương quan đã trình bày tại bảng 3.1, ‘# sig’ cho thấy số lần hệ số hồi quy cùng dấu với
dự đốn và có ý nghĩa. Ave N là số lượng mẫu quan sát trung bình. LK là trung bình của tỷ số log likelihood
Tương tự, tôi cũng thực hiện hồi quy Tobit qua 04 năm với DV/S là biến chi trả cổ tức. Trước khi thực hiện hồi quy mơ hình Tobit, tơi tiến hành kiểm tra phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định Lagrange Multiplier Test, qua kết quả kiểm tra cho thấy qua 04 năm mơ hình đều khơng có hiện tượng phương sai sai số thay đổi và kết quả hồi quy Tobit phù hợp trong cả 04 năm. Từ kết quả hồi quy Tobit của 04 năm phù hợp tôi xác định hệ số hồi quy trung bình, giá trị t-stat trung bình, ‘# -‘ (‘# +‘), ‘# sig’, Ave N, LK
Bảng 4.11: Trình bày kết quả hồi quy Tobit về chính sách chi trả cổ tức với ROAVOL là thước đo của dòng tiền bất định
Panel A: Trình bày kết quả với DV/E là biến chi trả cổ tức
Ave N = 188 LK = -144.707
Năm
Intercept ROAVOL RE/TE OWN MBR Log(TA) ROA CASH
Coef
(t-stat) (t-stat) Coef
# - [# sig] Coef (t-stat) # + [# sig] Coef (t-stat) # - [# sig] Coef (t-stat) # - [# sig] Coef (t-stat) # + [# sig] Coef (t-stat) # + [# sig] Coef (t-stat) # + [# sig] 2010 0.745 (1.48) -2.400(2.93) *** [1] 1 (-1.55) -0.722 [0] 0 (1.07) 0.195 [0] 0 (-0.23) -0.021 [0] 1 (-0.89) -0.078 [0] 0 1.484(2.60) *** [1] 1 (-0.74) -0.204 [0] 0 2012 1.625(2.60) *** -2.967(-1.83) * [1] 1 0.666(1.95) * [1] 1 -0.400 (-1.64) * [1] 1 (0.32) 0.025 [0] 0 -0.219(-2.14) ** [0] 0 (1.46) 1.049 [0] 1 (1.79) 0.725* [1] 1 2013 (1.56) 0.792 -3.557(-2.20) ** [1] 1 0.645(3.33) *** [1] 1 (-1.00) -0.198 [0] 1 (-0.27) -0.024 [0] 1 (-1.20) -0.098 [0] 0 (0.81) 0.617 [0] 1 0.963(2.59) ** [1] 1 Tổng # - [# sig] 3 [3] [2] 2 [1] 2 [0] 2 [0] 0 [1] 3 [2] 3 Coef (t-stat) trung bình 1.054* (3.69) -2.975 ** (-8.90) 0.196 (0.43) (-0.77) -0.134 (-0.41) -0.007 -0.132 * (-2.98) 1.050 * (4.20) (1.39) 0.494
Panel B: Trình bày kết quả với DV/S là biến chi trả cổ tức
Ave N = 184.5 LK = 113.408
Năm
Intercept ROAVOL RE/TE OWN MBR Log(TA) ROA CASH
Coef
(t-stat) (t-stat) Coef [# sig] # - Coef (t-stat) [# sig] # + Coef (t-stat) [# sig] # - Coef (t-stat) [# sig] # - Coef (t-stat) [# sig] # + Coef (t-stat) [# sig] # + Coef (t-stat) [# sig] # + 2010 (0.45) 0.029 (-1.65) -0.263 [0] 1 (-0.07) -0.004 [0] 0 (1.13) 0.028 [0] 0 (-0.15) -0.002 [0] 1 (-0.58) -0.007 [0] 0 0.292(2.85) *** [1] 1 (0.20) 0.011 [0] 1 2011 (-0.58) -0.086 (1.45) 0.473 [0] 0 (-0.39) -0.046 [0] 0 (1.35) 0.075 [0] 0 (3.05) 0.090*** [0] 0 (0.18) 0.005 [0] 1 (-0.02) -0.005 [0] 0 (-0.54) -0.064 [0] 0 2012 (-0.42) -0.026 (-1.03) -0.165 [0] 1 (-0.65) -0.025 [0] 0 (-0.17) -0.004 [0] 1 (-1.29) -0.015 [0] 1 (0.21) 0.002 [0] 1 0.517(5.71) *** [1] 1 0.114(2.33) ** [1] 1 2013 (-0.10) -0.008 (-1.44) -0.288 [0] 1 (1.37) 0.047 [0] 1 (-0.43) -0.012 [0] 1 (-0.71) -0.010 [0] 1 (-0.11) -0.001 [0] 0 0.425(3.46) *** [1] 1 0.100(1.72) * [1] 1 Tổng # - [# sig] 3 [0] [0] 1 [0] 2 [0] 3 [0] 2 [3] 3 [2] 3 Coef (t-stat) trung bình -0.023 (-0.95) (-0.34) -0.061 (-0.35) -0.007 (1.10) 0.022 (0.62) 0.016 (-0.13) 0.000 0.307 * (2.70) (0.97) 0.040
Qua kết quả hồi quy trên chỉ ra rằng, khi sử dụng ROAVOL là biến đại diện cho dòng tiền bất định cũng cho thấy tác động ngược chiều của dịng tiền bất định đến chính sách chi trả cổ tức tại các doanh nghiệp trên thị trường Việt Nam. Khi DV/E là biến đại diện cổ tức, hệ số hồi quy của ROAVOL trong các mơ hình qua từng năm và hệ số hồi quy trung bình của ROAVOL đều mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10%, tuy nhiên khi DV/S là biến đại diện cổ tức hệ số hồi quy trung bình và hệ số hồi quy qua từng năm của ROAVOL đều mang dấu âm nhưng đều khơng có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10%.
Vì Việt Nam là thị trường đang phát triển, đặc biệt trong năm 2007 nền kinh tế tăng trưởng mạnh khi Việt Nam gia nhập WTO, dòng vốn đầu tư nước ngoài tăng mạnh giúp hoạt động đầu tư dự án cũng như các hoạt động mua bán chứng khốn cực
kỳ sơi nổi, lợi nhuận của doanh nghiệp Việt Nam trong năm vì thế cũng biến động mạnh. Tuy nhiên, sang năm 2008, khủng hoảng tài chính tồn cầu tác động tiêu cực đến các doanh nghiệp Việt Nam dẫn đến hoạt động đầu tư tài chính thua lỗ. Năm 2009, thị trường phục hồi giúp các doanh nghiệp được cải thiện được lợi nhuận trong hoạt động kinh doanh của mình, nhưng năm 2010 nhu cầu tiêu thụ giảm mạnh làm hoạt động tiêu thụ hàng hóa các doanh nghiệp gặp nhiều khó khăn dẫn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp biến động giảm mạnh so với 2009. Vào những năm 2011 và 2012, nền kinh tế Việt Nam bị giảm sút do các nhà đầu tư nước ngoài tháo vốn, thị trường xuất khẩu giảm nên dẫn đến lợi nhuận hoạt động của các công ty giảm mạnh. Năm 2013, lợi nhuận của các công ty đã được cải thiện do thị trường đã dần phục hồi. Qua đó cho thấy trong giai đoạn nghiên cứu, lợi nhuận của các cơng ty có sự biến động khá mạnh.
Đồng thời, từ kết quả thống kê mô tả tại bảng 4.1 cho thấy biến ROAVOL có sự dao động mạnh trong mẫu nghiên cứu từ 0.2% đến 41.9%. Từ những nguyên nhân này nên việc sử dụng biến ROAVOL làm đại diện cho dịng tiền bất định là ít khả thi tại thị trường Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu vì lợi nhuận của các cơng ty có sự biến động khá mạnh, bên cạnh đó lợi nhuận hoạt động của các cơng ty cịn phụ thuộc nhiều vào các yếu tố vĩ mô như lạm phát, tỷ giá hối đối, mơi trường kinh doanh, rủi ro kinh doanh,…Do đó, kết quả nghiên cứu chưa thể hiện rõ được tác động ngược chiều của dòng tiền bất định đến chính sách chi trả cổ tức.
4.9 Dịng tiền bất định và vòng đời của doanh nghiệp
Các cơng ty trong giai đoạn sung mãn có dịng tiền tương đối ổn định và vì vậy cổ phiếu của những cơng ty này sẽ ít biến động hơn những cơng ty trong giai đoạn khởi sự. Do đó, mối quan hệ giữa chính sách chi trả cổ tức và biến động trong giá cổ phiếu có thể phản ánh ảnh hưởng của vịng đời của doanh nghiệp đến chính sách chi trả cổ tức
Trong phần này tôi sẽ nghiên cứu xem tác động của tính bất định trong dịng tiền đến chính sách chi trả cổ tức có khác biệt so với tác động của vịng đời của doanh nghiệp đến chính sách chi trả cổ tức hay không. Để trả lời câu hỏi này, tơi kiểm tra tác động của dịng tiền bất định đến chính sách chi trả cổ tức giữa các công ty tại các giai đoạn khác nhau trong vịng đời tài chính. Tơi phân tách các cơng ty trong mẫu trong giai đoạn nghiên cứu 2010-2013 thành 02 nhóm:
- Nhóm các cơng ty có RE/TE âm (nhóm 0)
- Nhóm các cơng ty có RE/TE dương. Sau đó tơi tiếp tục chia nhóm các cơng ty có RE/TE dương thành 05 nhóm (nhóm 1, 2, 3, 4, 5) dựa trên mức độ tăng dần của RE/TE.
Trong nghiên cứu này tôi thực hiện hồi quy Tobit với 06 nhóm cơng ty đã phân tách dựa trên mức độ tăng dần của RE/TE và sử dụng DV/E là biến đại diện cho chính sách chi trả cổ tức, SRVOL đại diện cho dòng tiền bất định và 03 biến đại diện cho 03 yếu tố quyết định khác tác động đến việc chi trả cổ tức là vịng đời của doanh nghiệp (RE/TE); chi phí đại diện (OWN); cơ hội đầu tư (MBR). Ngoài ra tơi cịn đưa vào mơ hình 03 biến kiểm sốt là log(TA), ROA và CASH.
Trước khi thực hiện hồi quy mơ hình Tobit, tơi tiến hành kiểm tra phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định Lagrange Multiplier Test và sử dụng ước lượng robust để khắc phục trong trường hợp mơ hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Tuy nhiên kết quả hồi quy Tobit khơng phù hợp với nhóm 0 – nhóm cơng ty có giá trị RE/TE âm mà chỉ phù hợp đối với 05 nhóm 1, 2, 3, 4, 5 – nhóm cơng ty có giá trị RE/TE dương
Bảng 4.12: Trình bày kết quả hồi quy Tobit về chính sách chi trả cổ tức của các nhóm cơng ty với mức độ tăng dần của RE/TE
Nhóm Giá trị RE/TE trung bình Intercept SRVOL RE/TE OWN MBR Log(TA) ROA CASH N 0 -0.277 Mơ hình khơng phù hợp 60 1 0.033 (0.29) 0.340 -10.650(-5.18) *** 7.221(1.84) * (-0.73) -0.301 (-0.88) -0.249 (0.70) 0.125 6.005(2.97) *** (-0.48) -0.501 130 2 0.088 1.120(1.82) * -5.161(-3.67) *** (-1.16) -3.112 0.019 (0.09) (0.87) 0.084 (-0.17) -0.018 (1.33) 1.394 0.792(1.80) * 130 3 0.147 2.149(3.06) *** -5.080(-4.22) *** (-1.01) -2.885 (-2.37) -0.510** (0.37) 0.043 (-0.87) -0.086 (-0.31) -0.307 (0.03) 0.015 130 4 0.212 2.045(3.39) *** -5.963(-5.21) *** -3.184(-2.04) ** (-0.16) -0.027 (-1.49) -0.096 (-0.66) -0.046 (-0.26) -0.178 0.465(1.81) * 130 5 0.353 1.456(4.12) *** -3.069(-4.90) *** (0.31) 0.128 (1.01) 0.138 (-0.19) -0.008 -0.151(-3.24) *** (-0.11) -0.055 (0.51) 0.137 130
DeAngelo, DeAngelo và Stultz (2006) trong nghiên cứu của mình đã tìm thấy rằng các cơng ty có tỷ lệ RE/TE cao là những công ty đang trong giai đoạn bão hồ với nguồn lợi nhuận tích luỹ cao sẽ có khả năng chi trả cổ tức cao, ngược lại các cơng ty có tỷ lệ RE/TE thấp là những công ty đang trong giai đoạn khởi sự, cần nhiều vốn và do đó khơng đủ khả năng để chi trả cổ tức. Qua kết quả về giá trị RE/TE trung bình của 05 nhóm cơng ty có giá trị RE/TE dương thì nhóm 1 có giá trị RE/TE trung bình là 0.033, giá trị này thấp hơn rất nhiều so với giá trị RE/TE trung bình của nhóm 5 là 0.353, qua đó cho thấy các cơng ty trong nhóm 1 là các cơng ty đang trong giai đoạn khởi sự, cịn các cơng ty trong nhóm 5 là các cơng ty đang trong giai đoạn bão hoà.
Qua kết quả hồi quy Tobit tại bảng 4.12 trên cho thấy hệ số hồi quy của SRVOL, biến đại diện cho tính bất định trong dịng tiền đều mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1%, tức là dòng tiền bất định có tác động ngược chiều đến việc chi trả cổ tức và tác động này không chỉ xuất hiện đối với các công ty đang trong các giai đoạn khởi sự, tăng trưởng (nhóm các cơng ty có giá trị RE/TE trung bình thấp) mà cả trong giai đoạn bão hồ (nhóm các cơng ty có giá trị RE/TE trung bình cao).
Vì vậy, kết quả nghiên cứu trên cho thấy rằng tại các công ty trong mẫu nghiên cứu tại thị trường Việt Nam, ảnh hưởng của dòng tiền bất định đến việc chi trả cổ tức là khác biệt so với ảnh hưởng của vòng đời của doanh nghiệp đến việc chi trả cổ tức, dịng tiền bất định khơng chỉ tác động mạnh và ngược chiều đến giá trị cổ tức được chi trả của các công ty trong giai đoạn khởi sự mà còn tác động mạnh và ngược chiều đến giá trị cổ tức được chi trả của các công ty trong giai đoạn bão hoà. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Chay và Suh (2009) khi thực hiện nghiên cứu hơn 5.000 công ty tại 7 quốc gia lớn gồm Úc, Canada, Pháp, Đức, Nhật, Anh và Mỹ trong giai đoạn từ năm 1994 đến năm 2005.
5. KẾT LUẬN
Trong bài nghiên cứu này tôi đã kiểm định mối quan hệ giữa chính sách chi trả cổ tức và dịng tiền bất định. Kết quả nghiên cứu của tôi dựa trên việc sử dụng dữ liệu trên báo cáo tài chính của 240 công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh trong giai đoạn từ năm 2010 đến năm 2013. Thông qua 02 đại lượng được dùng để đo lường tính bất định trong dòng tiền là biến động trong tỷ lệ lợi nhuận cổ phiếu (SRVOL) và biến động trong tỷ lệ lợi nhuận hoạt động (ROAVOL), nghiên cứu của tôi đã cho thấy rằng phù hợp với nghiên cứu của Chay & Suh (2009); Saeid Jabbarzadeh Kangarlouei, Morteza Motavassel, Asghar azizi và Mahdi Sarbandi Farahani (2012) dòng tiền bất định là yếu tố quan trọng nhất trong các yếu tố có tác động đến chính sách chi trả cổ tức như vịng đời của doanh nghiệp, chi phí đại diện và cơ hội đầu tư. Dòng tiền bất định không chỉ tác động mạnh và ngược chiều đến giá trị cổ tức được chi trả bằng tiền mặt mà còn tác động mạnh và ngược chiều đến giá trị cổ tức được chi trả thông qua việc mua lại vốn cổ phần. Ngồi ra, tính bất định trong dịng tiền có thể giải thích được xác suất chi trả cổ tức của các công ty và hơn nữa dựa vào dịng tiền bất định có thể dự đốn được khả năng từ bỏ chi trả cổ tức vào năm sau của các công ty khi các công ty này đối diện với bất ổn trong dòng tiền tăng lên ở mức độ vừa phải.
Kết quả của bài nghiên cứu cũng cho thấy rằng, trong 02 đại lượng dùng để đo lường tính bất định trong dịng tiền tại thị trường Việt Nam thì biến động trong tỷ lệ lợi nhuận cổ phiếu (SRVOL) có tính khả thi cao hơn so với biến động trong tỷ lệ lợi nhuận hoạt động (ROAVOL). Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu của tơi cịn cho thấy rằng ảnh hưởng của dòng tiền bất định đến việc chi trả cổ tức là khác biệt so với ảnh hưởng của vòng đời của doanh nghiệp đến việc chi trả cổ tức.
Điểm mới của đề tài: Đã có khá nhiều nghiên cứu về các yếu tố tác động đến chính sách chi trả cổ tức. Các bài nghiên cứu cũng chỉ xoay quanh tác động của các yếu tố quen thuộc như: tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE), tỷ suất lợi nhuận trên tài
sản (ROA), chi phí đại diện, tính thanh khoản và có rất ít bài nghiên cứu về mối quan hệ giữa chính sách chi trả cổ tức và dòng tiền bất định. Bài nghiên cứu của tôi tập trung nghiên cứu vào mối quan hệ này, đây là một kết quả thực nghiệm mới phản ánh khía cạnh tác động của tính bất định trong dịng tiền đối với chính sách chi trả cổ tức mà chưa nhận được nhiều sự quan tâm xem xét trong các nghiên cứu trước đây tại Việt Nam. Điều này có ý nghĩa quan trọng trong việc ra quyết định chi trả cổ tức của các cơng ty niêm yết, đồng thời góp phần gia tăng sức mạnh về khả năng dự báo thu nhập trong tương lai từ đó giúp ích cho người sử dụng thơng tin tài chính của cơng ty đưa ra những quyết định tốt nhất trong việc lựa chọn cổ phiếu và tạo ra danh mục đầu tư phù hợp.
Trong quá trình nghiên cứu luận văn, do điều kiện và khả năng của bản thân cũng như nguồn lực có hạn, bài nghiên cứu khơng tránh khỏi những hạn chế như:
Kích thước mẫu và thời gian quan sát: Mẫu quan sát là các doanh nghiệp đang niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh, nếu xét quy mơ các doanh nghiệp niêm yết thì kích thước mẫu khá lớn nhưng nếu để vận dụng xem xét cho toàn bộ doanh nghiệp đang tồn tại, hoạt động tại thị trường chứng khốn Việt Nam thì kích thước mẫu vẫn khá nhỏ, đồng thời thời gian quan sát mẫu là 4 năm, tương đối ngắn. Do đó giá trị của biến đại diện cho dịng tiền bất định có độ chính xác chưa cao, mức độ đại diện cho thị trường chưa tốt.
Xây dựng biến: Cả kết quả nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm đều cho thấy có rất nhiều nhân tố tác động đến mối quan hệ giữa dòng tiền bất định và chính sách cổ tức của doanh nghiệp, nhưng do hạn chế về khả năng thu thập số liệu nên tôi không thể đưa hết tất cả các nhân tố vào mơ hình để khảo sát sự tác động của chúng đến chính sách cổ tức. Vì vậy, kết quả nghiên cứu không đáp ứng trọn vẹn mục tiêu nghiên cứu cũng như hạn chế khả năng nhận định và đưa ra các kiến nghị góp phần xây dựng chính sách cổ tức tối ưu. Các biến xem xét vẫn chủ yếu là các biến số thuộc nội tại của