(b) RE M (B) FE M (b-B)
Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E. x1 21.15966 -41.57907 62.73873 . x2 4403.016 4080.811 322.2048 . x5 -.3010505 -.232077 -.0689734 .0277744 x6 48.15705 61.45908 -13.30203 . x7 32.5404 -20.49007 53.03047 . x8 -.5866723 -11.70289 11.11622 6.669742 x9 .4442959 .093415 .3508809 .
Đúng như dự đoán, Chi2=28,14, tương đương với giá trị p-value = 0,000 nhỏ hơn bất cứ mức ý nghĩa nào nên bác bỏ giả thiết H0, với mức ý nghĩa 1%. Kết luận mơ hình FEM và REM có sự khác biệt đáng kể và nên chọn mơ hình những ảnh hưởng cố định FEM để sử dụng trong ước lượng.
Vậy mơ hình những ảnh hưởng cố định FEM được sử dụng chính thức trong nghiên cứu này để giải thích các yếu tố tác động đến chính sách cổ tức của công ty.
3.3. Xây dựng và kiểm định mơ hình hồi quy FEM cuối cùng:
3.3.1. Loại bỏ biến khơng cần thiết và xây dựng mơ hình FEM cuối cùng:
Từ kết quả hồi quy theo mơ hình FEM trong Bảng 3.4 cho thấy, các hệ số β của các biến X1, X5, X6, X7, X8 có giá trị kiểm định p-value(t-test) lớn hơn mức ý 10%. Điều này có nghĩa là các biến X1, X5, X6, X7, X8 khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình (với mức ý nghĩa rất cao, 10%).
Chỉ cịn biến X2 có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1% và biến X9 có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10%.
Như vậy, tạm thời loại 5 biến khơng có ý nghĩa thơng kê ở trên và giữ lại 2 biến X2 và X9. Mơ hình hồi quy FEM cịn lại các biến như sau:
Biến độc lập: X2 và X9 (tức Yt-1); Biến phụ thuộc: Yt. Mơ hình như sau:
Yi,t = C + β2X2i,t + β9Xi,9 + ui,t (3.2)
Kết quả hồi quy mơ hình (3.2) theo ước lượng FEM thể hiện trong Bảng 3.7.
Mơ hình (3.2) có giá trị p-value(F-Statistics) = 0 nhỏ hơn bất cứ mức ý nghĩa nào, cho thấy mơ hình (3.2) là phù hợp.
Hệ số R-sq within = 0.1666 biểu thị độ phù hợp của mơ hình chưa hiệu chỉnh.
Hệ số R-sq between = 0.7348 biểu thị độ phù hợp của mơ hình nếu chúng ta sử dụng trung bình từng nhóm sau khi điều chỉnh dữ liệu phù hợp.
Hệ số R-sq overall = 0.4627 biểu thị độ phù hợp của mơ hình sau khi điều chỉnh dữ liệu biến.
Hệ số R-sq của mơ hình (3.2) lớn hơn hệ số R-sq của mơ hình FEM (3.1) cho thấy mơ hình (3.2) phù hợp hơn mơ hình FEM (3.1).
F test that all u_i=0: F(71, 358) = 2.55 Prob > F = 0.0000
Bảng 3.7: Kết quả hồi quy mơ hình (3.2) theo ước lượng FEM với 2 biến độc lập.
. xtreg y x2 x9, fe
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 43
Group variable: sym1 Number of
groups = 72
R-sq: within = 0.1666 Obs per mi = 6
betwee = 0.7348 av = 6.0
overall = 0.4627 ma
x = 6
F(2,358) = 35.79
corr(u_i, Xb) = 0.5171 Prob > F = 0.0000
y Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
x2 3879.406 495.5699 7.83 2904.812 485 x9 .1038547 .0448437 2.32 .0156646 . _cons 862.8777 71.13306 12.13 722.9866 1002.76 9 sigma_ 516.03907 sigma_ 587.18655
rho .43577669 (fraction of variance due to u_i)
3.3.2. Các kiểm định cho mơ hình những ảnh hưởng cố định FEM cuối cùng:
3.3.2.1. Kiểm định phụ thuộc chéo (CD) của Pesaran:
Kiểm định phụ thuộc chéo (Cross-sectional Dependence – CD) của Pesaran nhằm xác định xem các biến của các cơng ty có mối quan hệ phụ thuộc với nhau không (phụ thuộc chéo giữa các công ty với nhau).
Các giả thiết của kiểm định:
H0: Khơng có phụ thuộc chéo trong mơ hình; H1: Có phụ thuộc chéo trong mơ hình.
. xtserial y x2 x9 , output
Linear regression Number F(2,
Prob > of obs 71)= = = 360 39.00 0.0000 F
(Std. Err. adjusted for 72 clusters in sym1)
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation
Kết quả kiểm định thể hiện trong Bảng 3.8 cho thấy, giá trị kiểm định tới hạn là 1,569 và giá trị Pr= 0,1167 > mức ý nghĩa 10%. Như vậy, chấp nhận giả thiết H0, tức là khơng có phụ thuộc chéo xảy ra trong dữ liệu.
Bảng 3.8: Kết quả kiểm định phụ thuộc chéo (CD) của Pesaran.
. xtcsd, pesaran abs
Pesaran's test of cross sectional independence = 1.569, Pr =
0.1167 Average absolute value of the off-diagonal elements =
3.3.2.2. Kiểm định tương quan chuỗi:
H0: Khơng có tương quan chuỗi trong mơ hình; H1: Có tương quan chuỗi trong mơ hình.
Kết quả kiểm định tương quan chuỗi thể hiện trong Bảng 3.9.
Bảng 3.9: Kết quả kiểm định Wooldridge test cho hiện tượng tương quan chuỗi.
R-squared = 0.199
Root MSE = 677.9
2
D.y Coef. Std. Err.Robust t P>|t| [95% Conf. Interval] x2 3319.631 826.2239 4.02 0.000 1672.188 4967.07 5 D1. x9 D1. -.2759588 .0418633 -6.59 0.000 -.3594319 -.192485 6 F( 1, 71) = 22.609 Prob > F = 0.0000
Theo đó, giá trị p-value nhỏ hơn mức ý nghĩa 1% nên bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận giả thiết H1, tức là có tương quan chuỗi trong mơ hình. Điều này phù hợp với mơ hình do biến X9 (Cổ tức của năm trước đó – Yt-1) là 1 biến trễ (AR(1)) của biến phụ thuộc Y.
3.3.2.3. Kiểm định phương sai thay đổi:
Kiểm định phương sai thay đổi (Heteroskedasticity) nhằm phát hiện xem mơ hình có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi khơng.
Các giả thiết của kiểm định:
H0: Mơ hình khơng có hiện tượng phương sai thay đổi; H1: Mơ hình có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
Kết quả kiểm định thể hiện trong Bảng 3.10 cho thấy, giá trị kiểm định tới hạn Chi2 = 74986,99 và giá trị p-value = 0,000 < mức ý nghĩa 1%. Như vậy, bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận giả thiết H1, tức là mơ hình có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 3.10: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi
. xttest3
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (72) = 74986.99
Prob>chi2 = 0.0000
3.3.2.4. Khắc phụ hiện tượng phương sai thay đổi:
Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi cho mơ hình (3.2) bằng cách thực hiện hồi quy lại mơ hình (3.2) với phương pháp robust phần dư:
Kết quả hồi quy để khắc phục phương sai thay đổi thể hiện trọng Bảng 3.11. Theo đó, các hệ số của mơ hình khơng thay đổi so với kết quả hồi quy mơ hình (3.2) ban đầu, nhưng các giá trị của sai số chuẩn (std. Err.) đã được điều chỉnh thành Robust Std.Err.
. xtreg y x2 x9, fe vce(robust)
Fixed-effects (within) regression Group variable: sym1 Number of obs Number of groups=
= 43272 R-sq:within between overall == = 0.1666 0.7348 0.4627
Obs per group:min avg max= = = 6 6.0 6 F(2,71) Prob > F == 7.040.0016 corr(u_i, Xb) = 0.5171
(Std. Err. adjusted for 72 clusters in sym1)
Bảng 3.11: Kết quả hồi quy mơ hình (3.2) nhằm khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi.
y Coef. Std. Err.Robust t P>|t| [95% Conf. Interval] x2 3879.40 1102.95 3.52 1680.168 6078.64 x9 . . 1.83 -.0090335 . _cons 862.877 7 121.5393 7.10 620.5352 1105.22 sigma_ 516.03907 sigma_e 587.18655
rho .43577669 (fraction of variance due to u_i)
3.4. Thảo luận kết quả nghiên cứu:
Kết quả cuối cùng tại mơ hình (3.2) thể hiện trong Bảng 3.11:
Yi,t = 863 + 3879X2i,t + 0,104Xi,9 + ui,t (3.3)
Như vậy, kết quả cuối cùng này đã trả lời cho câu hỏi của bài nghiên cứu đặt ra là những nhân tố nào tác động đến chính sách cổ tức của các doanh nghiệp Việt Nam.
Chính sách cổ tức của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn giao dịch HOSE tại Việt Nam trong giai đoạn từ 2006 – 2012 chịu tác động của 2 nhân tố là Khả năng sinh lợi
(đại diện bởi biến X2 – Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản ROA) và Cổ tức trong quá khứ (đại diện là biến X9 hay Yt-1). Kết quả mơ hình (3.3) được đánh giá là phù hợp nhất
với giá trị R2 có điều chỉnh đạt trên 73,4%, thể hiện mức độ giải thích của các biến độc lập đối với sự biến thiên của biến phụ thuộc rất cao.
Điều này cho thấy, ở Việt Nam, các doanh nghiệp hoạt động kinh doanh có hiệu quả, tạo ra lợi nhuận cao thì chỉ trả cổ tức cao (cứ 1% tỷ suất lợi nhuận ROA thì cơng ty chi trả cổ tức tăng thêm 38,79 đồng, các yếu tố khác không đổi). Kết quả này là phù hợp với kỳ vọng lúc đầu của tác giả.
Đồng thời, chính sách cổ tức tại năm hiện tại của các doanh nghiệp Việt Nam cũng chịu sự chi phối bởi chính sách cổ tức trong quá khứ. Nếu cổ tức năm trước là 100 đồng thì cổ tức năm nay phải tăng thêm 10,4 đồng (tương đương 10,4%), các yếu tố khác không đổi.
Kết quả nghiên cứu phù hợp với kết luận của mơ hình Lintner (1956) là chính sách cổ tức chịu ảnh hưởng của 2 yếu tố là Lợi nhuận hiện tại và Cổ tức của năm trước đó.
Mặc dù tiên nghiệm theo các nghiên cứu trước đây cho rằng yếu tố Quy mô và Cơ hội đầu tư có ảnh hưởng đến chính sách cổ tức của cơng ty, nhưng kết quả cuối cùng chỉ ra rằng chính sách cổ tức của các doanh nghiệp Việt Nam không bị ảnh hưởng bới các yếu tố này.
Với yếu tố quy mô (tức, tổng tài sản – biến X1), điều này có nghĩa là chính sách chi trả cổ tức của các doanh nghiệp Việt Nam không phụ thuộc vào quy mô lớn hay nhỏ của doanh nghiệp đó. Có thể nguyên nhân là do vấn đề phát tín hiệu, cơng ty thực hiện chính sách chi trả cổ tức tiền mặt nhằm truyền tải thông tin cho công chúng cũng như các cấp lãnh đạo rằng công ty đang “ăn nên làm ra”.
Đồng thời, chính sách cổ tức của cơng ty khơng chịu tác động bởi yếu tố Cơ hội đầu tư. Có thể xem xét đây là vấn đề chi phí đại diện. Các nhà quản trị có thể dùng cổ tức cao để biểu thị thành quả đáng tự hào trong sự nghiệp quản lý của họ, hoặc do họ nhắm đến cổ tức tiền mặt hơn là tái đầu tư cho những cơ hội phát triển tốt hơn.
Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy rằng các yếu tố Địn bẩy tài chính (đại diện là Tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản - X6) và Rủi ro của công ty (đại diện bởi Tỷ số giá trên thu
nhập - X5) cũng không ảnh hưởng đến chính sách chi trả cổ tức của cơng ty. Điều này cho thấy rằng quyết định về chính sách cổ tức của các doanh nghiệp Việt Nam không phụ thuộc vào tỷ lệ đòn bẩy cao hay thấp cũng như mức độ rủi ro của công đang gánh chịu.
Như vậy, mặc dù rất nhiều nghiên cứu trước đây của các tác giả trên thế giới khẳng định rằng chính sách cổ tức chịu tác động bởi các nhân tố quy mô công ty, rủi ro cơng ty, địn bẩy tài chính, cơ hội đầu tư nhưng ở Việt Nam thì ngược lại, các doanh nghiệp Việt Nam khi ra quyết định phân phối cổ tức không dựa vào các đặc điểm của công ty như quy mô của công ty, mức độ rủi ro công ty đang gánh chịu, tỷ lệ địn bẩy tài chính cơng ty đang sử dụng và những cơ hội đầu tư.
Kết quả kiểm định Hausman cho thấy mơ hình FEM phù hợp hơn mơ hình REM, điều này đã gợi lên 3 vấn đề phù hợp với đặc điểm của mơ hình FEM như sau:
- Ngoài những nhân tố kể trên được đưa vào mơ hình, bản thân mỗi doanh nghiệp có những đặc điểm riêng, những yếu tố riêng của mỗi doanh nghiệp đó có tác động với chính sách cổ tức của doanh nghiệp đó. Nhân tố riêng đó có thể là do sự phán quyết trong chính sách phân phối của Ban lãnh đạo theo ý thích riêng của họ, hoặc do đặc điểm riêng của từng doanh nghiệp, do văn hóa quản trị…
- Những nhân tố riêng này không thể quan sát được và cũng không thể đưa vào mơ hình nghiên cứu được. Đây là những nhân tố tiềm ẩn riêng của mỗi doanh nghiệp có ảnh hưởng đến chính sách cổ tức của mỗi doanh nghiệp đó.
- Những đặc điểm riêng này có mối tương quan với các biến giải thích trong mơ hình. Tức là, những đặc điểm riêng này tác động đến các biến giải thích trong mơ hình, đến lượt mình, các biến giải thích được xác định trong mơ hình (Khả năng sinh lợi, Cổ tức trong q khứ) lại có tác động đến chính sách cổ tức.
- Những đặc điểm riêng biệt của mỗi doanh nghiệp là đơn nhất đối với doanh nghiệp đó và khơng có tương quan với đặc điểm của các doanh nghiệp khác. Điều này đã được chứng minh thông qua kiểm định phụ thuộc chéo.
3.5. Giới hạn của bài nghiên cứu
Hầu hết các nghiên cứu về chủ đề chính sách cổ tức được tập trung ở thị trường các nước phát triển như là Anh, Mỹ, Ấn Độ… trong khi đó, tại Việt Nam khơng có nhiều nghiên cứu thực nghiệm về chủ đề này.
Các nghiên cứu trên thế giới đã sử dụng dữ liệu của một số lượng lớn các công ty trong 1 giai đoạn rất dài, trong khi đó, bài nghiên cứu này chỉ nghiên cứu một nhóm nhỏ các cơng ty (72 công ty) trong một khoản thời gian ngắn (6 năm từ 2007 – 2012). Đây là một trong những hạn chế của bài viết vì thời gian nghiên cứu ngắn và số lượng mẫu ít sẽ ảnh hưởng đến kết quả phân tích.
Bài nghiên cứu sử dụng các đặc điểm của cơng ty mà đã được sử dụng trước đó bởi các nhà nghiên cứu ở rất nhiều nước trên thế giới. Những đặc điểm này được kiểm định ở phần lớn các nước có thị trường chứng khoán phát triển. Nhưng khi ứng dụng vào nghiên cứu tại thị trường mới như Việt Nam thì có thể có những đặc điểm khác (do mơi trường kinh tế khác) sẽ ảnh hưởng nhiều hơn đến quyết định chi trả cổ tức của cơng ty, và do đó, tồn tại những khác biệt về kết quả với một số nghiên cứu trước.
Quá trình thu thập dữ liệu gặp phải một số vấn đề như sau:
- Báo cáo tài chính của một số cơng ty khơng được công bố liên tục và đầy đủ.
- Một số công ty trong giai đoạn nghiên cứu đã có hoạt động kinh doanh khơng tốt, rơi vào diện cảnh báo hoặc phải hủy bỏ niêm yết trên HOSE.
- Ngồi ra, khơng giống như các cơng ty ở các nước phát triển, việc chi trả cổ tức được thực hiện hàng q, cịn các cơng ty ở Việt Nam thường chi trả cổ tức một, hai lần trong 1 năm, thậm chí có những cơng ty chi trả cổ tức 3 đến 4 lần cho một năm. Bài nghiên cứu này sử dụng cả 2 phần mềm là EVIEWS 6.0 và STATA 11.0 để hỗ trợ cho việc tính tốn, hồi quy và kiểm định. Phần mềm Eview thân thiện với người dùng trong một số trường hợp (mô tả thống kê, kiểm định đơn giản ban đầu…) nhưng lại hỗ trợ kém đối với dạng dữ liệu bảng. Phần mềm STATA thể hiện ưu thế hơn đối với các phân tích trong dữ liệu bảng, nhưng lại ít thân thiện với người dùng.
3.6. Những đóng góp của Luận văn:
Luận văn đã đưa ra một nghiên cứu thực nghiệm với trường hợp ở Việt Nam, góp phần ủng hộ mơ hình lý thuyết của Lintner (1956).
Nghiên cứu này cung cấp công cụ cho các nhà quản lý về các đặc điểm và chính sách chi trả cổ tức của các công ty niêm yết trên sàn HOSE ở Việt Nam. Phát hiện của Luận văn có thể dùng khám phá sơ bộ những thay đổi trong đặc điểm của các công ty niêm yết và giúp ước lượng cổ tức chi trả hàng năm và giám sát kết quả kinh doanh của những công ty đang niêm yết mới.
Ủy ban chứng khốn có thể cung cấp thêm thơng tin cho các nhà đầu tư về thông tin chi trả cổ tức của các công ty thông qua việc phân loại các cơng ty này theo từng nhóm: Nhóm chi trả ít hoặc khơng chi trả và Nhóm chi trả nhiều. Điều này sẽ góp phần giúp nhà đầu tư có thêm cơ sở để ra quyết định đầu tư.
3.7. Hướng nghiên cứu xa hơn:
Một số vấn đề có thể xem xét cho những nghiên cứu sau:
Cuộc khủng hoảng kinh tế năm 2008 đã ảnh hưởng đến nền kinh tế Thế giới và Việt Nam cũng khơng phải là ngoại lệ. Do đó, nếu phát triển nghiên cứu theo hướng mở rộng thời gian nghiên cứu: giai đoạn trước khủng hoảng, giai đoạn khủng hoảng và giai đoạn sau khủng hoảng thì sẽ rõ ràng hơn trong quyết định chi trả cổ tức.
Khi chính sách thuế cổ tức được áp dụng, giữa cổ tức và lãi vốn là hai lựa chọn cần phải được cân nhắc bởi công ty và các cổ đơng. Do đó, Thuế cổ tức sẽ ảnh hưởng đến