PHẦN 4 NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2. Phân tích tương quan giữa các biến
Ma trận hệ số tương quan dùng để chỉ mối quan hệ giữa hai biến trong mơ hình. Để kiểm tra hệ số tương quan ta xem xét bảng 4.2 để xem xét có sự tương quan giữa các biến độc lập với nhau hay khơng. Từ đó kết luận xem các biến có bị đa cộng tuyến với nhau hay khơng trong phương trình hồi quy của luận văn.
Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mơ hình Biến
quan sát P.vol D.yield Payout Size E.vol Debt Growth
P.vol 1.0000 D.yield -0.4871 1.0000 Payout -0.0837 0.2447 1.0000 Size 0.4840 -0.6240 0.1909 1.0000 E.vol 0.1748 -0.0095 0.0451 0.0519 1.0000 Debt -0.0401 0.0166 0.1572 0.1559 -0.1579 1.0000 Growth 0.2136 -0.1222 -0.2049 0.2604 -0.0365 0.2144 1.0000
Nguồn: Tính tốn của tác giả dựa vào dữ liệu được trình bày tại Phụ lục 2
Theo Gujarati, D. (2004), để loại trừ vấn đề đa cộng tuyến, cần nghiên cứu kỹ hệ số tương quan giữa các biến, nếu chúng vượt q 0.8 thì mơ hình hồi quy sẽ gặp vấn đề đa cộng tuyến nghiêm trọng. Dựa vào bảng 4.2 ta thấy cặp biến có tương quan lớn nhất là Size và D.yield với hệ số tương quan -0.6240 < 0.8. Như vậy khơng có mối tương quan nào đáng kể giữa các biến độc lập với nhau, khơng có cặp biến nào tương quan có giá trị đến 0.8, nên mơ hình khơng tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng.
Dựa vào bảng 4.2 ta thấy biến động giá cổ phiếu (P.vol) và tỷ suất cổ tức (D.yield) có mối tương quan âm với hệ số tương quan -0.4871. Nghĩa là biến động giá cổ phiếu ở Việt Nam có quan hệ ngược chiều với tỷ suất cổ tức. Hệ số tương quan giữa P.vol và D.yield phù hợp với lập luận giả thiết và giống với kết quả nghiên cứu của Baskin (1989).
4.3. Kết quả mơ hình hồi quy
Bảng 4.3 dưới đây thể hiện kết quả hồi quy phương trình (1), biến động giá cổ phiếu (P.vol) được hồi quy theo hai phép đo chính của chính sách cổ tức là tỷ suất cổ tức (D.yield) và tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout).
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy phương trình
P.volj = a * D.yieldj + b * Payoutj + c + €j
Tên biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Giá trị t Giá trị p
D.yield -3.524 0.469739 -7. 50 0.000 Payout 0.024019 0.042101 0.57 0.569 Cons 0.969375 0.042554 22.78 0.000 R2=23.86%; F=28.99; F_prob=0.0000
Nguồn: Tính tốn của tác giả dựa vào dữ liệu được trình bày tại Phụ lục 2
Kết quả hồi quy cho thấy tỷ suất cổ tức (D.yield) có tương quan âm đáng kể với biến động giá cổ phiếu (P.vol) ở mức ý nghĩa 1%. Với hệ số hồi quy -3.524 có nghĩa là khi tỷ suất cổ tức tăng hay giảm 1% sẽ dẫn tới biến động giá cổ phiếu sụt giảm hay tăng 3.524%. Kết quả này giống với kỳ vọng ban đầu, ủng hộ kết quả nghiên cứu của Baskin (1989), Hashemijoo và cộng sự (2012), nhưng trái với kết quả nghiên cứu của Nazir và cộng sự (2010) cho rằng biến động giá cổ phiếu và tỷ suất cổ tức có tương quan dương. Có sự khác nhau trong kết quả thực nghiệm giữa các nghiên cứu là do mẫu nghiên cứu khác nhau, phương pháp nghiên cứu khác nhau, và điều kiện môi trường kinh tế khác nhau. Trong khi Baskin (1989) nghiên cứu trên mẫu lớn gồm 2344 công ty ở Mỹ với phương pháp hồi quy OLS; Hashemijoo và cộng sự (2012) nghiên cứu mẫu gồm 84 công ty thuộc ngành hàng tiêu dùng niêm yết trên sàn chứng khoán Kuala Lumpua, Malaysia, với phương pháp nghiên cứu giống với Baskin (1989). Với Nazir và cộng sự (2010) nghiên cứu
trên mẫu nhỏ gồm 73 công ty ở Pakistan, áp dụng phương pháp fixed effect và random effect trên dữ liệu bảng. Luận văn này nghiên cứu trên mẫu gồm 188 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam với phương pháp hồi quy OLS. Giai đoạn nghiên cứu khác nhau cũng là một trong những nguyên nhân dẫn đến kết quả nghiên cứu có sự khác nhau. Theo kết quả mơ hình hồi quy, ta khơng tìm thấy mối quan hệ giữa tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) với biến động giá cổ phiếu (P.vol). Hai biến độc lập trong phương trình (1) giải thích được 23.86% sự biến động của giá cổ phiếu (P.vol).
Tiếp theo, mơ hình được mở rộng bằng cách thêm vào các biến kiểm sốt gồm quy mơ công ty (Size), biến động thu nhập (E.vol), đòn bẩy nợ (Debt), và tốc độ tăng trưởng tài sản (Growth).
Trước tiên, thực hiện kiểm định đa cộng tuyến với giả thiết:
H0: Khơng có hiện tượng đa cộng tuyến H1: Có hiện tượng đa cộng tuyến
Để thực hiện kiểm định đa cộng tuyến trong mẫu dữ liệu, tác giả thực hiện kiểm định VIF trong phần mềm Stata
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến
Tên biến VIF
D.yield 1.72 Payout 1.16 Size 1.81 E.vol 1.04 Debt 1.17 Growth 1.16
Dựa vào bảng 4.4, ta thấy tất cả các VIF đều nhỏ hơn 2, vậy theo tiêu chuẩn VIF, chấp nhận giả thiết H0, mẫu nghiên cứu khơng có đa cộng tuyến đáng lo ngại giữa các biến độc lập trong mô hình.
Trong dữ liệu chéo, nếu xét tương quan giữa yếu tố "Không gian", tức nghiên cứu về mối quan hệ khoảng cách không gian giữa các tỉnh, thành phố, đất nước, cảng biển, vùng miền ... Có một mơ hình hồi quy riêng gọi là "Mơ hình hồi quy khơng gian". Khi đó phải có thêm biến thể hiện "khoảng cách" đưa vào mơ hình. Mục đích nghiên cứu mơ hình trong nghiên cứu của tác giả không phải là Mơ hình hồi quy khơng gian. Do đó, mơ hình OLS trên dữ liệu chéo của tác giả không tồn tại hiện tượng tự tương quan.
Trong mơ hình hồi quy, một biến được gọi là nội sinh khi có sự tương quan giữa biến đó với sai số. Biến nội sinh có thể phát sinh vì nhiều lí do như kết quả của sai số trong đo lường, bỏ sót biến, … Nói chung, mối quan hệ nhân quả giữa biến độc lập và biến phụ thuộc dẫn đến sự hình thành biến nội sinh.
Để xác định mơ hình có hiện tượng nội sinh hay không, tác giả sử dụng phương pháp bình phương bé nhất hai giai đoạn 2SLS với thử nghiệm Durbin-Wu-Hausman Trước tiên, tác giả thực hiện chạy hồi quy OLS mơ hình gốc
Tên biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Giá trị t Giá trị p
D.yield -2.252724 0.561802 -4.01 0.000 Payout 0.054341 0.041373 1.31 0.191 Size 0.051088 0.015273 3.35 0.001 E.vol 1.087770 0.467645 2.33 0.021 Debt -0.212879 0.139424 -1.53 0.129
Growth 0.221741 0.097463 2.28 0.024 Cons -0.553152 0.419096 -1. 32 0.189 R2=33.97%; F=15.52; F_prob=0.0000
Tiếp theo, tác giả dùng bình phương bé nhất hai giai đoạn 2SLS, kết quả như sau:
First-stage regressions
Tên biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Giá trị t Giá trị p
Payout 0.009644 0.005532 1.52 0.173 Size 0.015585 0.002075 4.27 0.000 E.vol 0.045917 0.062793 3.74 0.049 Debt -0.023717 0.018854 -1.82 0.210 Growth 0.010712 0.012874 3.18 0.032 Price -0.014257 0.017314 1.26 0.264 Cons 0.474554 0.050478 1. 53 0.000
Instrumental variables (2SLS) regression
Tên biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Giá trị t Giá trị p
Payout 0.0873672 0.012529 1.54 0.210 Size 0.062840 0. 163717 4.17 0.005 E.vol 1.200905 0. 610135 2.01 0.034 Debt -0.127421 0.13062 -2.42 0.157 Growth 0.253077 0. 142696 2.86 0.038 Cons -0. 999245 0. 890542 -1. 03 0.236 Instrumented: dyield
Instruments: payout size evol debt growth price
Sau khi chạy mơ hình với biến cơng cụ trên, tác giả thực hiện kiểm định nội sinh bằng Durbin-Wu-Hausman với giả thiết:
H0: Mơ hình khơng bị hiện tượng nội sinh H1: Mơ hình bị hiện tượng nội sinh
Tests of endogeneity
Ho: variables are exogenous
Durbin (score) chi2(1) = .118847 (p = 0.3303) Wu-Hausman F(1,180) = .113861 (p = 0.3362)
Dựa vào kết quả kiểm định trên, p_value = 0.33 > 0,05, vậy chấp nhận giả thiết H0 ở mức ý nghĩa 5% cho thấy khơng có hiện tượng nội sinh trong mơ hình.
Tiếp theo, tác giả thực hiện kiểm định phương sai thay đổi với giả thiết: H0: Khơng có hiện tượng phương sai thay đổi
H1: Có hiện tượng phương sai thay đổi
Để thực hiện kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi trong mẫu dữ liệu, tác giả thực hiện kiểm định White trong phần mềm Stata. Dựa vào kết quả kiểm định White, p_value = 0.1010 > 0,05, chấp nhận giả thiết H0 ở mức ý nghĩa 5% cho thấy khơng có hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình.
Sau khi thực hiện kiểm định đa cộng tuyến, kiểm định nội sinh và kiểm định phương sai thay đổi, kết quả cho thấy mẫu nghiên cứu khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập theo tiêu chuẩn VIF, khơng có hiện tượng nội sinh, khơng có hiện tượng phương sai thay đổi theo tiêu chuẩn White. Tác giả tiến hành chạy hồi quy phương trình (2): biến động giá cổ phiếu được hồi quy theo hai phép đo chính của chính sách cổ tức là tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức, thêm vào các biến kiểm sốt gồm quy mơ cơng ty (Size), biến động thu nhập (E.vol), đòn bẩy nợ (Debt), và tốc độ tăng trưởng tài sản (Growth).
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy phương trình
P.volj =a*D.yieldj + b*Payoutj + c*Sizej + d*E.volj + e*Debtj + h*Growthj + €j
Tên biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Giá trị t Giá trị p
D.yield -2.252724 0.561802 -4.01 0.000 Payout 0.054341 0.041373 1.31 0.191 Size 0.051088 0.015273 3.35 0.001 E.vol 1.087770 0.467645 2.33 0.021 Debt -0.212879 0.139424 -1.53 0.129 Growth 0.221741 0.097463 2.28 0.024 Cons -0.553152 0.419096 -1. 32 0.189 R2=33.97%; F=15.52; F_prob=0.0000
Nguồn: Tính tốn của tác giả dựa vào dữ liệu được trình bày tại Phụ lục 2
Dựa vào bảng 4.5, ta thấy sau khi bổ sung các biến kiểm sốt (Size, E.vol, Debt và Growth) trong mơ hình hồi quy, mối tương quan âm đáng kể giữa biến động giá cổ phiếu (P.vol) và tỷ suất cổ tức (D.yield) vẫn được duy trì với mức ý nghĩa 1%, Sau khi thêm các biến kiểm sốt thì hệ số hồi quy giảm xuống cịn -2.252724 có nghĩa là khi tỷ suất cổ tức tăng hay giảm 1% sẽ dẫn tới biến động giá cổ phiếu sụt giảm hay tăng 2.252724 %. Bên cạnh đó, ta vẫn khơng tìm thấy mối quan hệ giữa tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout), đòn bẩy nợ (Debt) với biến động giá cổ phiếu (P.vol).
Bảng 4.5 cịn cho thấy, có mối tương quan dương giữa biến động giá cổ phiếu (P.vol) và biến kiểm sốt quy mơ cơng ty (Size) ở mức ý nghĩa 1%, nhưng mức tương quan không đáng kể. Điều này trùng với kết luận của Allen và Rachim (1996), Nishat và Irfan (2004), Nazir và cộng sự (2010), ngược lại với kết luận của Rashid và Rahman (2008), Hashemijoo(2012).
Biến kiểm sốt tốc độ tăng trưởng tài sản (Growth) có tương quan dương với biến động giá cổ phiếu ở mức ý nghĩa 5% với hệ số tương quan 0.221741. Điều này trùng với kết luận của Rashid và Rahman (2008), Sadiq và cộng sự (2013), ngược lại với kết luận của Profilet và Bacon (2012).
Biến động thu nhập (E.vol) có tương quan dương đáng kể với biến động giá cổ phiếu (P.vol) với hệ số hồi quy 1.087770 tại mức ý nghĩa 5%, điều này phù hợp với kỳ vọng ban đầu, và trùng với kết luận của Allen và Rachim (1996), ngược lại với kết luận của Nishat và Irfan (2004), Rashid và Rahman (2008) cho rằng biến động thu nhập có tác động âm, Sadiq và cộng sự (2013) lại cho rằng khơng có mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và biến động thu nhập. Mối tương quan này có thể được giải thích là khi cơng ty có biến động thu nhập càng cao thì rủi ro càng cao nên biến động giá cổ phiếu càng cao.
Các biến độc lập trong mơ hình giải thích 33.97% sự biến động của biến P.vol, mức giải thích cao hơn so với phương trình (1), điều này có nghĩa là thêm các biến kiếm sốt làm mơ hình hồi quy phù hợp hơn.
Tiếp theo, để xét riêng tác động của tỷ suất cổ tức (D.yield) đến biến động giá cổ phiếu (P.vol), tác giả loại biến tỷ lệ chi trả cổ tức Payout ra khỏi phương trình hồi quy (2) và chạy lại mơ hình, kết quả được cho ở bảng 4.6
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy phương trình
P.volj =a*D.yieldj + b*Sizej + c*E.volj + d*Debtj + e*Growthj + €j
Tên biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Giá trị t Giá trị p
D.yield -2.146454 0.557051 - 3.85 0.000 Size 0.050041 0.015282 3.27 0.001 E.vol 1.137948 0.467009 2.44 0.016 Debt -0.172411 0.136247 -1.27 0.207 Growth 0.194739 0.095459 2.04 0.043 Cons -0.503121 0.418192 -1.20 0.231 R2=33.34%; F=18.20; F_prob=0.0000
Nguồn: Tính tốn của tác giả dựa vào dữ liệu được trình bày tại Phụ lục 2
Thực hiện kiểm định đa cộng tuyến và kiểm định phương sai thay đổi, kết quả cho thấy mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến theo tiêu chuẩn VIF (các VIF đều nhỏ hơn 2), khơng có hiện tượng phương sai thay đổi theo tiêu chuẩn White (p_value = 0.1408 > 0,05)
Dựa vào bảng 4.6 cho thấy sau khi loại bỏ biến Payout ra khỏi mơ hình hồi quy, mối tương quan âm đáng kể giữa biến động giá cổ phiếu (P.vol) và tỷ suất cổ tức (D.yield) vẫn được duy trì với mức ý nghĩa 1%, với hệ số hồi quy -2.146454 có nghĩa là khi tỷ suất cổ tức tăng hay giảm 1% sẽ dẫn tới biến động giá cổ phiếu sụt giảm hay tăng 2.146454 %. Bên cạnh đó, ta vẫn khơng tìm thấy mối quan hệ giữa
địn bẩy nợ (Debt) với biến động giá cổ phiếu (P.vol). Mối tương quan dương giữa biến động giá cổ phiếu (P.vol) và 2 biến kiểm sốt quy mơ cơng ty (Size) và tốc độ tăng trưởng tài sản (Growth) vẫn duy trì ở mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 5%, và mức tương quan vẫn không đáng kể. Biến động thu nhập (E.vol) vẫn duy trì mối tương quan dương đáng kể với biến động giá cổ phiếu (P.vol) với hệ số hồi quy 1.137948 tại mức ý nghĩa 5%. Hệ số hồi quy 1.137948 của biến động thu nhập (E.vol) có
nghĩa là khi biến động thu nhập tăng hay giảm 1% sẽ dẫn tới biến động giá cổ phiếu tăng hay giảm theo 1.137948 %.
Các biến độc lập trong mơ hình giải thích 33.34% sự biến động của biến P.vol , mức giải thích tương tự ở phương trình (2), điều này có nghĩa là việc loại bỏ biến tỷ lệ chi trả cổ tức Payout ra khơng làm ảnh hưởng đến mơ hình hồi quy.
Cuối cùng, tác giả loại biến tỷ suất cổ tức (D.yield) ra khỏi phương trình hồi quy và chạy lại mơ hình để xét riêng tác động của tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) đến biến động giá cổ phiếu (P.vol).
Thực hiện kiểm định đa cộng tuyến và kiểm định phương sai thay đổi, kết quả cho thấy mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến theo tiêu chuẩn VIF (các VIF đều nhỏ hơn 2), khơng có hiện tượng phương sai thay đổi theo tiêu chuẩn White (p_value = 0.1470 > 0,05).
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy phương trình
P.volj =a*Payoutj + b*Sizej + c*E.volj + d*Debtj + e*Growthj + €j
Tên biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Giá trị t Giá trị p
Payout 0.030449 0.042604 0.71 0.476 Size 0.088655 0.012551 7.06 0.000 E.vol 1.005925 0.486168 2.07 0.040 Debt -0.274704 0.144194 -1.91 0.058 Growth 0.199072 0.101249 1.97 0.051 Cons -1.676207 0.324426 -5.17 0.000
Nguồn: Tính tốn của tác giả dựa vào dữ liệu được trình bày tại Phụ lục 2
Kết quả mơ hình ở bảng 4.7 cho thấy ta vẫn khơng tìm thấy mối quan hệ giữa tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) với biến động giá cổ phiếu (P.vol) sau khi loại bỏ biến D.yield ra khỏi mơ hình hồi quy.
PHẦN 5. KẾT LUẬN
Trong phần này sẽ trình bày tóm tắt kết quả nghiên cứu ở phần 4 về tác động của chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu. Đồng thời phần này cũng trình bày những đóng góp của luận văn, đưa ra những hạn chế trong luận văn, từ đó chỉ ra các hướng nghiên cứu tiếp theo.
5.1. Thảo luận về kết quả nghiên cứu
Luận văn nghiên cứu tác động của chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu trên thị trường chứng khốn Việt Nam. Mẫu nghiên cứu gồm 188 cơng ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn Hồ Chí Minh và sàn giao dịch chứng khốn Hà Nội trong khoảng thời gian từ năm 2007 đến năm 2012 đã được thu thập. Mơ hình hồi quy chính biến động giá cổ phiếu được hồi quy dựa vào hai biến độc lập chính là tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức, mở rộng bằng cách thêm các biến kiểm sốt gồm quy mơ cơng ty, biến động thu nhập, đòn bẩy nợ và tốc độ tăng trưởng tài sản. Sau khi phân tích tương quan giữa các biến, kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến, kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi; bài nghiên cứu áp dụng phương pháp bình phương bé nhất cho hồi quy đa biến với sự hỗ trợ của phần mềm Stata phiên bản