4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4 Mơ hình hồi quy Tobit về chính sách chi trả cổ tức
Để nghiên cứu tính bất định của dịng tiền có phải là nhân tố quan trọng nhất trong các nhân tố tác động đến chính sách chi trả cổ tức hay không, tôi thực hiện mơ hình hồi quy Tobit theo từng năm dựa theo cách tiếp cận của Fama-MacBeth (1973) nhằm kiểm tra tác động đồng thời của 04 nhân tố chính là dịng tiền bất định với SRVOL là biến đại diện; vòng đời của doanh nghiệp (RE/TE); chi phí đại diện (OWN); cơ hội đầu tư (MBR) đến chính sách cổ tức. Trong mơ hình nghiên cứu này tôi sử dụng DV/E, DV/S là biến đại diện cho chính sách chi trả cổ tức, SRVOL là biến đại diện cho
tính bất định trong dịng tiền, 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, 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 phù hợp với tất cả 04 năm 2010, 2011, 2012 và 2013.
Từ kết quả hồi quy Tobit của 04 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 sốt của 04 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 cũng 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 và LK
Bảng 4.5: Trình bày kết quả hồi quy Tobit về chính sách chi trả cổ tức
Panel A: Trình bày kết quả với DV/E là biến chi trả cổ tức
Ave N = 177.5 LK = -129.217
Panel B: Trình bày kết quả với DV/S là biến chi trả cổ tức
Ave N = 184.5 LK = 119.943
Năm
Intercept SRVOL 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 (1.22) 0.084 -0.371(-2.58) ** [1] 1 (0.26) 0.014 [0] 1 (1.17) 0.028 [0] 0 (-0.19) -0.002 [0] 1 (-0.62) -0.007 [0] 0 (1.99) 0.194** [1] 1 (-0.01) -0.001 [0] 0 2011 (0.64) 0.097 -1.438(-3.65) *** [1] 1 (-0.14) -0.016 [0] 0 (1.35) 0.073 [0] 0 0.081(2.79) *** [0] 0 (0.22) 0.005 [0] 1 -0.183 (-0.90) [0] 0 (-0.71) -0.081 [0] 0 2012 (-0.16) -0.010 -0.429(-3.26) *** [1] 1 (-1.13) -0.043 [0] 0 (-0.28) -0.006 [0] 1 (-1.54) -0.018 [0] 1 (0.81) 0.008 [0] 1 0.488 (5.45) *** [1] 1 0.091(1.89) * [1] 1 2013 (0.76) 0.059 -0.882(-5.17) *** [1] 1 (0.37) 0.012 [0] 1 (-0.53) -0.015 [0] 1 (-1.13) -0.016 [0] 1 (0.33) 0.004 [0] 1 0.402( 3.42) *** [1] 1 (0.89) 0.050 [0] 1 Tổng # - [# sig] 4 [4] [0] 2 [0] 2 [0] 3 [0] 3 [3] 3 [1] 2 Coef (t-stat) trung bình 0.058* (2.41) -0.780 * (-3.15) (-0.62) -0.008 (1.01) 0.020 (0.47) 0.011 (0.82) 0.003 (1.51) 0.226 (0.40) 0.015 Năm
Intercept SRVOL RE/TE OWN MBR Log(TA) ROA CASH
Coef (t-stat) Coef (t-stat) # - [# 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 1.131 (2.33) ** -2.846(-2.34) ** [1] 1 (-1.25) -0.598 [0] 0 (1.23) 0.214 [0] 0 (-0.31) -0.030 [0] 1 (-0.92) -0.078 [0] 0 0.737 (1.25) [0] 1 -0.313 (-1.08) [0] 0 2011 1.924 (3.40) *** -8.174(-5.20) *** [1] 1 (1.09) 0.525 [0] 1 (0.28) 0.057 [0] 0 (0.44) 0.061 [0] 0 (-1.11) -0.105 [0] 0 -1.701 (-2.10) ** [0] 0 (0.48) 0.168 [0] 1 2012 1.879 (3.33) *** -7.154(-5.99) *** [1] 1 (1.01) 0.328 [0] 1 -0.426(-1.92) * [1] 1 (-0.47) -0.035 [0] 1 (-1.33) -0.113 [0] 0 (1.07) 0.689 [0] 1 (0.76) 0.276 [0] 1 2013 1.369(2.85) *** -7.099(-6.36) *** [1] 1 0.403(2.24) ** [1] 1 (-1.17) -0.227 [0] 1 (-0.72) -0.060 [0] 1 (-0.89) -0.066 [0] 0 (0.54) 0.384 [0] 1 (1.20) 0.450 [0] 1 Tổng # - [# sig] 4 [4] 3 [1] 2 [1] 3 [0] 0 [0] 3 [0] 3 [0] Coef (t-stat) trung bình 1.576*** (8.11) -6.318 ** (-5.34) (0.64) 0.165 (-0.67) -0.095 (-0.61) -0.016 -0.090 *** (-8.05) (0.05) 0.027 (0.89) 0.145
Qua kết quả trên cho thấy rằng tính bất định trong dịng tiền có tác động mạnh đến giá trị cổ tức được chi trả. Hệ số hồi quy của SRVOL đối với cả 02 biến đại diện cho giá trị cổ tức được chi trả là DV/E và DV/S trong từng năm đều mang dấu âm cùng với dấu về mối tương quan đã dự dốn và đều có ý nghĩa thống kê, ngồi ra giá trị t- stat trung bình của SRVOL với DV/E là biến đại diện cho cổ tức được chi trả là -5.34 và là -3.15 với DV/S là biến đại diện cho cổ tức được chi trả, cả hai giá trị t-stat trung bình trên đều nhỏ hơn giá trị t-value tại mức ý nghĩa 10% (giá trị t-value tại mức ý nghĩa 10% là -2.35) thể hiện hệ số hồi quy trung bình của SRVOL cũng mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10%, từ đó cho thấy rằng các cơng ty khi đối diện với tính bất định trong dịng tiền cao sẽ có xu hướng chi trả cổ tức thấp. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Chay và Suh (2009); Saeid Jabbarzadeh Kangarlouei, Morteza Motavassel, Asghar azizi và Mahdi Sarbandi Farahani (2012).
Bên cạnh đó, khi xét theo từng năm thì chi phí đại diện và vịng đời của doanh nghiệp cũng có tác động đến việc chi trả cổ tức phù hợp với sự tương quan đã dự đoán, nhưng tác động này là khá yếu, khơng mạnh bằng tác động của dịng tiền bất định, hệ số hồi quy của OWN mang dấu âm như đã dự đốn nhưng số lần có ý nghĩa thống kê chỉ duy nhất 01 lần, hệ số hồi quy của RE/TE mang dấu dương như đã dự đoán và số lần có ý nghĩa thống kê cũng chỉ duy nhất 01 lần. Tuy nhiên, khi DV/E là biến đại diện cho cổ tức được chi trả giá trị t-stat trung bình qua 04 năm của RE/TE là 0.64 nhỏ hơn giá trị t-value tại mức ý nghĩa 10% và giá trị t-stat trung bình qua 04 năm của RE/TE là -0.62 với DV/S là biến đại diện cho cổ tức được chi trả, giá trị t-stat trung bình này lớn hơn giá trị t-value tại mức ý nghĩa 10%, tức là hệ số hồi quy trung bình của RE/TE đều khơng có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10%. Tương tự hệ số hồi quy trung bình của OWN cũng khơng có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10% đối với cả 02 trường hợp DV/E và DV/S là biến đại diện cho giá trị cổ tức được chi trả. Từ đó cho thấy, xét trên tổng thể vòng đời của doanh nghiệp chưa thể hiện rõ ràng mối tương quan cùng
chiều với chính sách chi trả cổ tức và chi phí đại diện cũng chưa thể hiện rõ ràng tác động ngược chiều đến chính sách chi trả cổ tức.
Nhân tố cịn lại trong 04 nhân tố chính là cơ hội đầu tư cũng chưa thể hiện tác động rõ ràng đến việc chi trả cổ tức. Khi DV/E là biến chi trả cổ tức, hệ số hồi quy của MBR 03 lần mang giá trị âm cùng dấu với dấu về mối tương quan đã dự dốn nhưng đều khơng có ý nghĩa thống kê. Khi DV/S là biến chi trả cổ tức, hệ số hồi quy của MBR cũng 03 lần nhận dấu âm nhưng khơng có ý nghĩa thống kê và 01 lần nhận dấu dương có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1% thể hiện tác động cùng chiều đến việc chi trả cổ tức. Nhưng hệ số hồi quy trung bình của MBR qua 04 năm đều khơng có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10% đối với cả 02 trường hợp DV/E và DV/S. Điều này cho thấy, tác động ngược chiều của cơ hội đầu tư đến cổ tức là chưa rõ ràng.
Đối với tác động của các biến kiểm soát đến cổ tức, kết quả tại bảng 4.5 cho thấy rằng, khi xét theo từng năm thì ROA có tác động rõ nhất, hệ số hồi quy của ROA mang dấu dương cùng với dấu về mối tương quan đã dự doán cho thấy lợi nhuận hoạt động có tác động cùng chiều đến việc chi trả cổ tức. Tuy nhiên hệ số hồi quy trung bình qua 04 năm của ROA đều khơng có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10% đối với cả 02 trường hợp DV/E và DV/S. Điều này cho thấy, lợi nhuận hoạt động cũng chưa thể hiện tác động cùng chiều đến chính sách chi trả cổ tức.
Ngoài ra, nhằm đánh giá ý nghĩa kinh tế trong ảnh hưởng của dòng tiền bất định đến việc chi trả cổ tức, tơi sử dụng ước tính ảnh hưởng biên (marginal effects) của SRVOL lên giá trị cổ tức chi trả.
Khi DV/E là biến đại diện cho giá trị cổ tức được chi trả kết quả cho thấy SRVOL tăng lên 10% trong năm 2010 được kỳ vọng làm giảm DV/E là 21.54%, trong năm 2011 được kỳ vọng làm giảm DV/E là 64.86%, trong năm 2012 được kỳ vọng làm giảm DV/E là 49.99% và trong năm 2013 được kỳ vọng làm giảm DV/E là 44.01% đối với các công ty Việt Nam trong mẫu nghiên cứu. Qua kết quả trên cung cấp thêm bằng chứng cho thấy tính bất định trong dịng tiền có tác động mạnh đến giá trị cổ tức được
chi trả, đặc biệt là trong năm 2011, năm mà thị trường chứng khoán Việt Nam sụt giảm nghiêm trọng từ đó ảnh hưởng mạnh đến các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường.
Khi DV/S là biến đại diện cho giá trị cổ tức được chi trả kết quả cho thấy SRVOL tăng lên 10% trong năm 2010 được kỳ vọng làm giảm DV/S là 2.50%, trong năm 2011 được kỳ vọng làm giảm DV/S là 8.90%, trong năm 2012 được kỳ vọng làm giảm DV/S là 2.73% và trong năm 2013 được kỳ vọng làm giảm DV/S là 4.59% đối với các công ty Việt Nam trong mẫu nghiên cứu.
Tóm lại, tính bất định trong dịng tiền có tác động rõ ràng và mạnh hơn so với tác động của các yếu tố khác đến giá trị cổ tức được chi trả của các cơng ty tại Việt Nam trong giai đoạn 2010-2013, vì thị trường Việt Nam là thị trường đang phát triển, việc tiếp cận các nguồn vốn bên ngồi cịn nhiều hạn chế, thị trường vốn Việt Nam lệ thuộc lớn vào chính sách tài chính, tiền tệ quốc gia, khi kinh tế vĩ mô bất ổn, lạm phát tăng cao, chính sách tài chính – tiền tệ được điều hành theo hướng thắt chặt để đạt mục tiêu kiềm chế lạm phát, ổn định vĩ mơ, bên cạnh đó hệ thống tài chính chủ yếu dựa vào ngân hàng với những ràng buộc nhất định và mức lãi suất cao gây khó khăn cho các doanh nghiệp trong việc tiếp cận nguồn vốn này, đặc biệt với những cơng ty có dịng tiền bất định sẽ càng gặp khó khăn hơn trong việc tiếp cận nguồn vốn tài trợ bên ngoài và đối mặt với chi phí sử dụng vốn cao hơn vì sự bất ổn đưa đến rủi ro cao hơn cho nhà cung cấp vốn. Đồng thời, việc phát hành thêm cổ phiếu để gia tăng nguồn vốn cũng gặp nhiều khó khăn trong việc thu hút nhà đầu tư đặc biệt là từ năm 2010-2012 thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn khủng hoảng, hơn nữa chi phí của việc phát hành thêm cổ phiếu là khá cao. Vì vậy, những cơng ty khi đối diện với dòng tiền bất định cao sẽ phụ thuộc nhiều hơn vào dòng tiền mặt được tạo ra từ trong nội bộ công ty và thực hiện chi trả cổ tức thấp.