Từ kết quả của mơ hình gốc (bảng 4.3), mơ hình tác động cố định
(FEM) (bảng 4.4) và kết quả mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) (bảng 4.5), ta có bảng ước lượng tổng hợp kết quả của 3 mơ hình như sau:
Bảng 4.9 : Bảng ước lượng kết quả của 03 mơ hình Mơ hình gốc Mơ hình tác Mơ hình gốc Mơ hình tác
động cố định
Mơ hình tác động ngẫu nhiên Biến
Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy
Hằng số 1.019690 1.373839 1.035691 FIRM_SIZE -0.090677*** -0.143321** -0.085636** PE -0.015824** -0.000116 -0.000118 BETA -0.000122 -0.042348 -0.042169
GROWTH_RATE -0.000528 -0.000527 -0.000504
LEV -0.023703 -0.004442 -0.020661
Phương pháp Least Squares Panel Least
Squares Panel EGLS
Số quan sát 300 300 300 Hệ số R2 0.035162 0.396491 0.029717 Hệ số R2 hiệu chỉnh 0.015404 0.260454 0.009848 Kiểm định F 1.779658 2.914579 1.495651 Thống kê Durbin-Watson 1.423204 1.681268 1.066762 Ghi chú: *** Có ý nghĩa 1%, ** Có ý nghĩa 5% , *Có ý nghĩa 10% Sau khi kiểm định 3 mơ hình ước lượng là mơ hình hồi quy gốc
(Pooled), mơ hình tác động cố định (FEM), mơ hình tác động ngẫu nhiên
(REM) thì cuối cùng ta chọn mơ hình tác động cố định (FEM). Mặc dù qua
kiểm định White, mơ hình hồi quy xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi, đó là do việc sử dụng dữ liệu bảng, để khắc phục hiện tượng này ta phải sử dụng mơ hình GLS (Generalized Least Square) hoặc GMM (Generalized Method of Moments) mà tác giả chưa thực hiện được. Như vậy mơ hình tác động đến tỷ lệ chi trả cổ tức của các công ty niêm yết trên SGDCK TPHCM giai đoạn 2008-2013 như sau:
DIV = 1.373839 – 0.143321FIRM_SIZE* – 0.000116PE - 0.042348 BETA - 0.004442LEV + 0.659983 ROA** - 0.000527 GROWTH_RATE
Mức ý nghĩa thống kê: *** Có ý nghĩa 1%, ** Có ý nghĩa 5% , *Có ý nghĩa 10%
Mơ hình hồi quy ở trên phù hợp với những thời gian khác nhau để đạt được mơ hình có ý nghĩa thống kê. Sau khi loại bỏ các biến độc lập
khơng có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc, mơ hình được viết lại như sau:
DIV = 1.373839 – 0.143321FIRM_SIZE* + 0.659983 ROA** Trong đó: DIV: Tỷ lệ chi trả cổ tức
FIRM_SIZE: Biến quy mô doanh nghiệp ROA: Biến khả năng sinh lợi
Giả định khơng có tác động của biến khả năng sinh lợi, việc tăng 1 đơn vị quy mô doanh nghiệp sẽ làm tỷ lệ chi trả cổ tức giảm 14.33%.
Giả định khơng có sự tác động của biến quy mô doanh nghiệp, việc
tăng 1 đơn vị khả năng sinh lợi sẽ làm cho tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 65.99%. Căn cứ kết quả hồi quy, dấu của các hệ số hồi quy của nghiên cứu ta nhận thấy rằng có mối tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc cũng tương đối phù hợp so với các nghiên cứu trước đây và dự báo ban đầu. Tuy nhiên, cũng có một số khác biệt xảy ra. Như đã trình bày trong phần dự báo về kết quả thống kê, điều này có thể do các nghiên cứu được thực hiện ở các quốc gia, môi trường khác nhau, số mẫu quan sát khác nhau dẫn đến các kết quả thống kê chưa thực sự có nhiều ý nghĩa. Cụ thể:
- ROA (Khả năng sinh lợi) = 0.659983, hệ số mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê, kết quả nghiên cứu cho thấy khả năng sinh lợi có tác động
cùng chiều đến tỷ lệ chi trả cổ tức. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand (2010) cũng
như tương tự với kết quả nghiên cứu của Pandy (2001), Fama và French (2001), Al-Kuwari (2009). ROA cho các nhà đầu tư biết về khoản thu nhập
được tạo ra từ lượng tài sản mang đi đầu tư, phản ánh hiệu quả của việc luân
chuyển vốn đầu tư thành lợi nhuận. Cho nên ROA càng cao cho thấy các
doanh nghiệp hoạt động có hiệu quả, tạo ra lợi nhuận thì sẵn sàng có tỷ lệ chi trả cổ tức cao và ngược lại.
- FIRM_SIZE: (Quy mô doanh nghiệp) = - 0.143321 hệ số mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê, kết quả nghiên cứu cho thấy quy mơ doanh nghiệp có tác động ngược chiều đến tỷ lệ chi trả cổ tức, các doanh nghiệp có quy mơ lớn thì sẽ có tỷ lệ chi trả cổ tức thấp và ngược lại. Kết quả này giống với kết quả nghiên cứu của Ahmed và Javid (2009), khác với kết quả nghiên cứu của Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand (2010), Fadaeinejhad (2005) là khơng có mối quan hệ giữa quy mơ doanh nghiệp và tỷ lệ chi trả cổ tức, khác với kết quả của Fama và French (2001), Faris Nasif AL-Shubiri (2011), Anil & Kapoor (2008), Al-Kuwari (2009), Kowalewski và Oleksandr (2007) cho rằng quy mô doanh nghiệp tác động cùng chiều với tỷ lệ chi trả cổ tức.
Doanh nghiệp với quy mơ nhỏ nhưng có tỷ lệ chi trả cổ tức cao, trong khi doanh nghiệp lớn lại có tỷ lệ chi trả cổ tức thấp là một mảng và là hai phần đối lập của bức tranh TTCK ở Việt Nam trong những năm vừa qua. Có thể thấy, đa số các doanh nghiệp có tỷ lệ chi trả cổ tức cao thường có quy mơ nhỏ và có hoạt động không dàn trải, không đa ngành nghề như ABT (Công ty CP XNK Thuỷ Sản Bến Tre), AAM (Công ty CP Thuỷ Sản Mekong), AGF ( công ty CP XNK Thuỷ sản An Giang-Agifish ), ACL (Công ty CP XNK Thuỷ sản Cửu Long An Giang) chuyên về thủy sản; DPR (Công ty CP Cao su Đồng Phú), PHR (Công ty CP Cao su Phước Hồ), TRC (Cơng ty CP
BHS (Công ty CP Đường Biên Hoà) chuyên về đường; cịn BMC (Cơng ty
CP Khống sản Bình Định), KSB (Cơng ty CP Khống sản và Xây Dựng
Bình Dương), NNC (Cơng ty CP Đá Núi Nhỏ) chun về khống sản...Các
doanh nghiệp nói trên dù là quy mô nhỏ nhưng đồng vốn của họ được sử
dụng một cách có hiệu quả và chia cổ tức cao.
Bên cạnh đó những năm vừa qua, do ảnh hưởng khủng hoảng kinh tế toàn cầu, nền kinh tế Việt Nam gặp rất nhiều khó khăn đã tác động khơng
nhỏ đến tình hình sản xuất kinh doanh của các doanh nghiệp, nhất là các
doanh nghiệp vừa và nhỏ. Trước tình hình đó, Quốc hội và Chính phủ đã ban hành chính sách miễn, giảm, gia hạn nộp thuế thu nhập doanh nghiệp cho các doanh nghiệp có quy mơ vừa và nhỏ từ 2008 đến 2013 như một số nghị quyết, nghị định theo sau đây: nghị quyết số 30/2008/NQ-CP ngày
11/12/2008, quyết định số 16/2009/QĐ-TTg ngày 20/01/2009, quyết định số 58/2009/QĐ-TTg ngày 16/4/2009, nghị định 60/NĐ-CP ngày 30/07/2012,
nghị định số 92/2013/NĐ-CP ngày 13/08/2013. Do đó các doanh nghiệp này
được hưởng nguồn tiền ưu đãi miễn giảm thuế đầu tư tạo ra khả năng sinh lời
cao nên chia cổ tức cao.
Ngoài ra, các doanh nghiệp với quy mơ nhỏ có thể dựa vào thông tin bất cân xứng ở thị trường chứng khốn Việt Nam phát tín hiệu chi trả cổ tức cao để thu hút các nhà đầu tư.
Mặt khác các doanh nghiệp có quy mơ nhỏ do ít cơ hội đầu tư nên
chi trả cổ tức cao.
Mức ý nghĩa thống kê: Các biến độc lập trong mơ hình đều mức ý
nghĩa đạt yêu cầu (<10%). Ngoài ra, ta thấy trị số F của mơ hình là 2.914579 và giá trị p-value =0.000 chứng tỏ mơ hình hồi quy có tính khả dụng cao.
Như vậy qua kết quả nghiên cứu trên ta có bảng kết quả so sánh với nhóm tác giả Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand như sau:
Bảng 4.10: Bảng so sánh kết quả nghiên cứu
STT Các biến độc lập
Kết quả nghiên cứu Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand (2010)
Kết quả nghiên cứu của luận văn
này
1 Hệ số beta - không
2 Cơ hội tăng trưởng khơng khơng
3 Địn bẩy tài chính - khơng
4 ROA + +
5 PE - không
6 Quy mô doanh nghiệp không -
Như vậy so với bài nghiên cứu của nhóm tác giả Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand thì ta có kết quả ROA là tác động cùng chiều với DIV là giống với nhóm tác giả Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand. Bên cạnh đó ta tìm thấy điểm mới trong bài nghiên cứu này là quy mô doanh nghiệp tác động nghịch chiều với DIV.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN
5.1. Kết luận
Chính sách cổ tức ngày càng đóng vai trị quan trọng trong quyết định tài chính của doanh nghiệp vì ảnh hưởng đến quyết định tài trợ của doanh
nghiệp. Vì vậy, bài luận văn này đã thực hiện nghiên cứu mối quan hệ của
các nhân tố bên trong của doanh nghiệp đến chính sách cổ tức được tiến
hành dựa trên một mẫu gồm 50 doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam cho giai đoạn sáu (06) năm, từ năm 2008-2013, tạo thành
300 quan sát.
Do chính sách cổ tức chịu sự tác động đến nhiều yếu tố và do những yếu tố này có thể được tìm thấy bằng cách tiến hành các nghiên cứu thực
nghiệm trên thị trường chứng khốn có liên quan. Căn cứ vào phương pháp luận và các kết quả nghiên cứu trước đây. Cụ thể là nghiên cứu của của
nhóm tác giả Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand (2010), tác giả đã đưa ra giả thuyết rằng chính sách cổ tức sẽ có mối quan hệ nghịch
chiều với hệ số beta, cơ hội tăng trưởng, đòn bẩy tài chính và mối tương
quan thuận chiều với ROA, chỉ số PE và quy mô doanh nghiệp.
Để kiểm định giả thuyết, tác giả sử dụng phương pháp thống kê mơ
tả, phân tích tương quan và hồi quy đa biến bằng phần mềm Eview 6.0 trong nghiên cứu. Các biến LEV, ROA, BETA, PE, GROWTH_RATE, FIRM_SIZE được sử dụng như là các biến độc lập để đánh giá sự tác động đến tỷ lệ chi trả cổ tức. Biến phụ thuộc DIV được sử dụng để đo lường tỷ lệ
hệ giữa các biến độc lập là các nhân tố bên trong của doanh nghiệp và biến phụ thuộc là tỷ lệ chi trả cổ tức được thực hiện theo phương pháp hồi quy dữ liệu bảng.
Kết quả từ bài nghiên cứu đã cung cấp một bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam về mối liên hệ giữa tỷ lệ chi trả cổ tức và các nhân tố bên trong của doanh nghiệp. Cụ thể, kết quả nghiên cứu cũng xác nhận tồn tại mối tương quan thuận, có ý nghĩa thống kê giữa tỷ lệ chi trả cổ tức và khả năng sinh lợi, tồn tại mối tương quan nghịch, có ý nghĩa thống kê giữa tỷ lệ chi trả cổ tức và quy mô doanh nghiệp. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cho thấy khơng có mối tương quan có ý nghĩa thống kê giữa tỷ lệ chi trả cổ tức với cơ hội tăng trưởng, chỉ số PE, hệ số beta, đòn bẩy tài chính của các doanh
nghiệp. Kết quả này cũng có sự khác biệt so với kết quả của bài nghiên cứu của nhóm tác giả Mehdi Moradi, Mahdi Saledi và Hahnaz Honarmand (2010) có thể là do khi ứng dụng vào thị trường chứng khoán Việt Nam có thể có
những đặc điểm khác (cịn non trẻ, chính sách thuế, thơng tin bất cân xứng, lạm phát, mơi trường) nên có những kết quả khác.
Xuất phát từ các mối quan hệ này, tác giả gợi ý rằng các doanh nghiệp Việt Nam nếu muốn gia tăng tỷ lệ chi trả cổ tức thì nên quan tâm đến khả năng sinh lợi trong hoạt động quản trị tài chính của mình. Và các doanh nghiệp ở Việt Nam có quy mơ nhỏ sẽ linh hoạt trong chính sách, tận dụng
được được lợi thế riêng, thường được hưởng các chế độ ưu đãi của Chính
phủ về chính sách thuế khi nền kinh tế gặp khó khăn, dễ dàng bám sát và phản ứng nhanh với thị trường sẽ có tỷ lệ chi trả cổ tức cao.
5.2. Hạn chế và gợi ý trong tương lai 5.2.1. Hạn chế
doanh nghiệp niêm yết trên SGDCK TPHCM, chưa mở rộng thêm mẫu quan sát ở Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội, chưa có tính khái qt cao cho tồn bộ các doanh nghiệp tại Việt Nam, nên kết quả nghiên cứu chỉ mang tính khái qt cho các cơng ty có đặc tính giống với các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu.
Thời gian nghiên cứu là sáu (06) năm từ năm 2008 đến năm 2013,
chưa đủ dài để gia tăng mẫu quan sát, sẽ ảnh hưởng đến kết quả phân tích. Các nghiên cứu trong tương lai sẽ hướng đến phạm vi nghiên cứu
rộng lớn hơn, để có cái nhìn tồn diện và chính xác hơn về mối quan hệ
giữa các nhân tố bên trong (tính thanh khoản, cấu trúc tài sản, cơ cấu vốn chủ sở hữu) và nhân tố bên ngồi (lạm phát, chính sách thuế, sự bất cân xứng thông tin) tác động đến tỷ lệ chi trả cổ tức của doanh nghiệp. Các yếu tố này cũng nên đưa vào mơ hình hồi quy để xem xét và đánh giá sự tác động của nó đến tỷ lệ chi trả cổ tức của doanh nghiệp.
Ở Việt Nam chưa có một đơn vị hay trang web trực tuyến nào
thống kê chính thức các số liệu liên quan đến chính sách cổ tức của các
cơng ty niêm yết trên sàn chứng khoán như một số quốc gia khác trên thế giới. Việc thu thập dữ liệu được thực hiện thủ công và tham khảo từ nhiều nguồn tài liệu khác nhau. Cho nên ít nhiều ảnh hưởng đến tính chính xác
cao của mẫu nghiên cứu.
5.2.2. Gợi ý trong tương lai
Xuất phát từ các kết quả phân tích hồi quy trong Chương 4, ta thấy rằng các doanh nghiệp Việt Nam nếu muốn gia tăng tỷ lệ chi trả cổ tức thì nên quan tâm đến khả năng sinh lợi và những doanh nghiệp tuy có quy mơ nhỏ nhưng lại có tỷ lệ chi trả cổ tức cao. Bên cạnh đó, những hạn chế của đề tài này cũng là gợi ý cho những nghiên cứu tiếp theo.
Tài liệu tiếng Việt
1. Trần Ngọc Thơ (2007), Tài chính doanh nghiệp hiện đại, NXB Thống Kê. 2. Trần Thị Hải Lý (2012), Quan điểm của các nhà quản lý doanh nghiệp
Việt Nam về chính sách cổ tức với giá trị doanh nghiệp, Tạp chí phát triển và
hội nhập, Số 4(14) - Tháng 5-6/2012.
3.Website:https://www.vcsc.com.vn của Cơng ty CP Chứng Khốn Bản Việt 4.Website:http://finance.vietstock.vn của Cơng ty CP Chứng Khốn Tài Việt 5.Website: http:// www.hsx.vn của Sở giao dịch chứng khoán TP. HCM.
Tài liệu tiếng Anh
1. Adelegan, O (2003), The Impact of growth prospect, leverage and firm size on dividend behavior of corporate firms in Nigeria, African
Development review Vol. 15, No. 1, pp. 35-41.
2. Ahmed, H anh Javid, A (2009), Dynamics and Determinants of Yidend Policy in Pakistan-Evidene from Karachi Stock Exchange Non –Financial Listed Firms, International Research Journal of Finance and Economics,
ISSN 1450-2887, Issue 25.
3. Al-Kuwari D. (2009), Determinants of the Dividend Policy in Emerging Stock Ex-changes: The Case of GCC Countries, Global Economy & Finance
Journal Vol. 2 No. 2 September 2009, pp. 38-63.
4. Al-Malkawi, H (2007), Determinants of Corporate Dividend Policy in Jordan: An Application of the Tobit Model, Journal of Economic &
5. Anil, K., and S. Kapoor (2008), Determinants of dividend payout ratios: A
study of Indian information technology sector. International Research Journal of Finance and Economics, 15 (May): 63–71.
6. Anupam Mehta (2012), An Empirical Analysis of Determinants of Yidend
Policy-Evidence from the UAE Companies, Global Review of Accounting
and Finance Vol.3.No.March 2012.18-31
7. Arnort, R.D., and C. S. Ashess (2002), Does dividend policy foretell earning Growth? First Quadrant, Lop, No. 1, pp. 19-23.
8. Beabczuk, R. (2004), Explaining Dividend policies in Argentina, document de Tra-bajo, No, 50. 8. Black, F., (1976). dend Puzzle, Journal of
Portfolio Management (Winter), pp. 5-8.
9. Dr. Faris Nasif AL- Shubiri (2012), Determinants of changes dividend behavior policy: evidence from the Ammam stock exchange, Far East Journal of Marketing and Management, 2012 Aug 2 No. 2 Vol.
10. Fadaeinejhad, E (2005), A study of the effect of B/M ratio and firm size on profit-ability, Financial research, Vol. 18, pp. 25-34 (In Persian).
11. Fama, E. F. and H, Babiak (1968), Dividend Policy: An Empirical Analysis, Journal of the American Statistical Association (December),
pp.1132-1161.
12. Fama, E.F. and K. R French (2001), Disappearing Dividends: Changing
Firm Char-acteristics or lower Propensity to Pay?, Journal of Financial
Economics, Vol. 60, pp. 3-43.
13. Jensen, G.R., D.P. Solberg, and T.S Zorn (1992), Simultaneous determination of in-sider ownership, debt, and dividend policies, Journal of