4.7 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Dựa trên các kết quả nghiên cứu đa đƣợc trình bày ở trên đa cho thấy ảnh hƣởng của các nhân tố cũng nhƣ độ lớn của các nhân tố cơ cấu sở hữu nhà nƣớc, dịng tiền tự do, quy mơ công ty, cơ hội tăng trƣởng, địn bẩy tài chính, rủi ro kinh doanh, lợi nhuận đến tỷ lệ chi trả cổ tức.
Các biến có ý nghĩa thống kê tại độ tin cậy 90% là tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc (H1), quy mô công ty (H3), rủi ro thị trƣờng beta (H6) và lợi nhuận công ty (H7). Dòng tiền tự do (H2), tốc độ tăng trƣởng doanh thu (H4) và giả thuyết H5 cho rằng có
mối tƣơng quan giữa địn bẩy tài chính của cơng ty và tỷ lệ chi trả cổ tức, không đƣợc hỗ trợ bởi dữ liệu của 297 công ty trong mẫu quan sát.
Qua kết quả nghiên cứu có thể rút ra một số kết luận bao gồm:
Tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc (GOV) đƣợc tìm thấy có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10% trong mơ hình Tobit các nhân tố ảnh hƣởng ngẫu nhiên (Random effects Tobit model). Kết quả trên phù hợp với giả thuyết H1 cho thấy tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc và tỷ lệ chi trả cổ tức có mối tƣơng quan đồng biến. Hệ số tƣơng quan 0.44 cho thấy 1% tăng trong sở hữu nhà nƣớc dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 0.44%. Thêm vào đó, ƣớc lƣợng độ co dan trong trƣờng hợp thiếu quan sát tăng 0.12% trong tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1%. Trong trƣờng hợp quan sát bị chặn (chỉ có những cơng ty chi trả cổ tức) cho thấy tăng 0.16% trong tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1%. Cuối cùng, trong trƣờng hợp kể cả dữ liệu thiếu quan sát (y=0) và quan sát bị chặn (y>0), giá trị kỳ vọng y*, tăng 0.22% trong tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1%. Kết quả trên phù hợp với nghiên cứu của Gul (1999) khi cho rằng các công ty sở hữu nhà nƣớc dễ dàng hơn trong việc huy động vốn bên ngoài để tài trợ cho các hoạt động đầu tƣ, do đó việc sử dụng lợi nhuận giữ lại đển tài trợ cho hoạt động đầu tƣ mới ít hơn so với các cơng ty khó khăn trong việc huy động vốn bên ngồi, dẫn đến tăng tỷ lệ chi trả cổ tức. Ngoài ra, thực tế tại Việt Nam cho thấy các công ty nhà nƣớc nắm quyền chi phối đƣợc đại diện bởi tổng công ty kinh doanh vốn nhà nƣớc SCIC đều tăng lợi nhuận từ các cơng ty con, do đó sẽ có khuynh hƣớng yêu cầu mức chi trả cổ tức cao.
Quy mô công ty (size) đƣợc tìm thấy có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10% trong mơ hình Tobit các ảnh hƣởng ngẫu nhiên. Hệ số tƣơng quan là 0.23, cho thấy có mối tƣơng quan đồng biến giữa quy mơ cơng ty và tỷ lệ cổ tức, quy mô công ty tăng 1% dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 0.23%. Thêm vào đó, ƣớc lƣợng độ co dan trong trƣờng hợp thiếu quan sát tăng 0.08% trong quy mô công ty dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1%. Trong trƣờng hợp quan sát bị chặn (chỉ có những
cơng ty chi trả cổ tức) cho thấy tăng 0.06% trong quy mô công ty dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1%. Cuối cùng, trong trƣờng hợp kể cả dữ liệu thiếu quan sát (y=0) và quan sát bị chặn (y>0), giá trị kỳ vọng y*, tăng 0.12% trong quy mô công ty dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1%. Kết quả trên phù hợp với nhiều nghiên cứu trƣớc (Eddy and Seifert, 1988; Jensen et al., 1992; Redding, 1997; Holder et al.,1998; Fama and French, 2000; Manos 2002; Mollah 2002; Travlos et al., 2002; Al-Malkawi 2005) khi cho rằng các cơng ty lớn có xu hƣớng chi trả cổ tức cao hơn so với các công ty nhỏ. Nguyên nhân chi trả cổ tức cao có thể là do (1) Các cơng ty lớn có chi phí đại diện cao, lƣợng cổ đông phân tán không tập trung quyên lực vào 1 nhóm cổ đơng (Jensen and Meckling, 1976; Lloyd et al., 1985); (2) Các công ty quy mô lớn, việc chi trả cổ tức cao làm tăng việc tài trợ bên ngồi, do đó làm tăng khả năng giám sát công ty bởi các chủ nợ . (3) Các công ty lớn thƣờng dễ huy động vốn hơn so với các cơng ty nhỏ do đó các cơng ty lớn thƣờng có khả năng chi trả cổ tức hơn so với các công ty nhỏ.
Rủi ro công ty (BETA) đƣợc tìm thấy có ý nghĩa thống kê và có hệ số tƣơng quan âm với tỷ lệ chi trả cổ tức. Hệ số tƣơng quan giữa hệ số Beta và tỷ lệ chi trả cổ tức là -0.38, phù hợp với giả thuyết nghiên cứu, tăng 1% trong rủi ro kinh doanh dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức giảm 0.38%. Thêm vào đó, ƣớc lƣợng độ co dan trong trƣờng hợp thiếu quan sát tăng 0.14% trong quy mô công ty dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức giảm 1%. Trong trƣờng hợp quan sát bị chặn (chỉ có những cơng ty chi trả cổ tức) cho thấy tăng 0.10% trong quy mô công ty dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức giảm 1%. Cuối cùng, trong trƣờng hợp kể cả dữ liệu thiếu quan sát (y=0) và quan sát bị chặn (y>0), giá trị kỳ vọng y*, tăng 0.19% trong quy mô công ty dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức giảm 1%. Kết quả trên phù hợp với nghiên cứu của của Rozeff, 1982; Lloyd et al., 1985; Alli et al., 1993; Moh’d et al., 1995; Casey and Dickens, 2000 cho rằng beta đại diện cho rủi ro hệ thống với kết luận cho rằng cơng ty có rủi ro cao thì biến động dịng tiền tự do cao hơn so với những cơng ty có rủi ro thấp, đồng thời lợi nhuận không ổn định, do đó các cơng ty có xu hƣớng giảm tỷ lệ chi trả cổ tức.
Tỷ lệ lợi nhuận của công ty (PROF) đƣợc tìm thấy có ý nghĩa thống kê và có hệ
số tƣơng quan cao trong mơ hình. Hệ số tƣơng quan giữa lợi nhuận công ty và tỷ lệ cổ tức là 1.17, phù hợp với giả thuyết nghiên cứu khi cho rằng lợi nhuận cơng ty có mối tƣơng quan đồng biến với tỷ lệ cổ tức, trong đó lợi nhuận cơng ty tăng 1% dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1.17% . Thêm vào đó, ƣớc lƣợc ảnh hƣởng biên và độ co dan trong trƣờng hợp thiếu quan sát và quan sát bị chặn cho kết quả lợi nhuận tăng 0.61% dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1%. Kết quả trên phù hợp với nghiên cứu trƣớc của Jensen et al. (1992), Han et al. (1999) and Fama and French (2000). Đặc biệt phù hợp với nghiên cứu của Adaoğlu (2000), Pandy (2001), Wang et al. (2002), and Al-Malkawi (2005) khi cho rằng ở các thị trƣờng mới nổi, các quyết định cổ tức của các công ty phụ thuộc vào lợi nhuận trong năm tài chính hiện tại. Đồng thời, ở các nền kinh tế mới nổi nơi tính minh bạch cịn thấp thì các cổ đơng thích nhận cổ tức bằng tiền mặt.
Tóm lại, thơng qua kết quả ở trên cho thấy tỷ lệ cổ tức với các công ty nhà nƣớc nắm cổ phần chi phối (>50%) trung bình đạt 52.08%, cao hơn so với các công ty thông thƣờng ở mức 42%. Sử dụng ma trận tƣơng quan và chỉ số VIF cho kết quả giữa các biến phụ thuộc khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến. Đồng thời, sử dụng chỉ số BIC cho thấy mơ hình sau khi loại bỏ giá trị bất thƣờng phù hợp hơn mơ hình ban đầu, đối với mơ hình ban đầu chƣa loại giá trị bất thƣờng giá trị BIC là 4.338, lớn hơn giá trị BIC ở mơ hình sau khi loại bỏ giá trị bất thƣờng là 1.705. Ảnh hƣởng biên của các đặc điểm công ty nhƣ tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc, quy mô công ty, rủi ro beta, lợi nhuận tác động nhiều nhất lên tỷ lệ chi trả cổ tức trong trƣờng hợp cả quan sát bị thiếu (y=0) và quan sát bị chặn (y>0). Các biến tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc, quy mô công ty, rủi ro thị trƣờng beta và lợi nhuận công ty có ảnh hƣởng đến tỷ lệ chi trả cổ tức ở các mức độ khác nhau. Tuy nhiên, dòng tiền tự do, tốc độ tăng trƣởng doanh thu và đòn bẩy tài chính khơng đƣợc hỗ trợ bởi dữ liệu mẫu.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ ĐÓNG GÓP ĐỀ TÀI 5.1 Kết luận
Bài nghiên cứu là một góc nhìn về chính sách chi trả cổ tức các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán HOSE và HNX trong giai đoạn 2008- 2012. Dựa vào các nghiên cứu ở các thị trƣờng phát triển cũng nhƣ các thị trƣờng mới nổi để chọn các nhân tố ảnh hƣởng đến chính sách cổ tức của các doanh nghiệp niêm yết. Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình Tobit các nhân tố ảnh hƣởng ngẫu nhiên thay cho mơ hình OLS. Kết quả nghiên cứu cho thấy, các biến có ý nghĩa thống kê tại độ tin cậy 90% là tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc (H1), quy mô công ty (H3), rủi ro thị trƣờng beta (H6) và lợi nhuận công ty (H7). Dòng tiền tự do (H2), tốc độ tăng trƣởng doanh thu (H4) và giả thuyết H5 cho rằng có mối tƣơng quan giữa địn bẩy tài chính của cơng ty và tỷ lệ chi trả cổ tức, không đƣợc hỗ trợ bởi dữ liệu của 297 công ty trong mẫu quan sát. Kết quả phù hợp với những kết luận trong nghiên cứu “Determinants of the Dividend Policy in Emerging Stock Exchanges: The Case of Gulf Co-operation Council Countries” của tác giả Duha Al-Kuwari (2009) cũng nhƣ nghiên cứu “Determinant Factors of Dividend Policy in Firm Listed in Tehran Stock Exchange (TSE)” của nhóm tác giả Javad Moradi, Hashem Valipour, Seyedeh Sara Mousavi (2012).
Tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc (GOV) đƣợc tìm thấy có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10% trong mơ hình Tobit các nhân tố ảnh hƣởng ngẫu nhiên (Random effects Tobit model). Hệ số tƣơng quan 0.44 cho thấy 1% tăng trong sở hữu nhà nƣớc dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 0.44%. Thêm vào đó, ƣớc lƣợng độ co dan trong trƣờng hợp thiếu quan sát tăng 0.12% trong tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1%. Trong trƣờng hợp quan sát bị chặn (chỉ có những cơng ty chi trả cổ tức) cho thấy tăng 0.16% trong tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1%. Cuối cùng, trong trƣờng hợp kể cả dữ liệu thiếu quan sát (y=0) và quan sát bị chặn (y>0), giá trị kỳ vọng y*, tăng 0.22% trong tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1%.
Quy mơ cơng ty (size) đƣợc tìm thấy có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10% trong mơ hình Tobit các ảnh hƣởng ngẫu nhiên. Hệ số tƣơng quan là 0.23, cho thấy có mối tƣơng quan đồng biến giữa quy mô công ty và tỷ lệ cổ tức, quy mô công ty tăng 1% dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 0.23%. Thêm vào đó, ƣớc lƣợng độ co dan trong trƣờng hợp thiếu quan sát tăng 0.08% trong quy mô công ty dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1%. Trong trƣờng hợp quan sát bị chặn (chỉ có những cơng ty chi trả cổ tức) cho thấy tăng 0.06% trong quy mô công ty dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1%. Cuối cùng, trong trƣờng hợp kể cả dữ liệu thiếu quan sát (y=0) và quan sát bị chặn (y>0), giá trị kỳ vọng y*, tăng 0.12% trong quy mô công ty dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1%.
Rủi ro cơng ty (BETA) đƣợc tìm thấy có ý nghĩa thống kê và có hệ số tƣơng quan âm với tỷ lệ chi trả cổ tức. Hệ số tƣơng quan giữa hệ số Beta và tỷ lệ chi trả cổ tức là -0.38, phù hợp với giả thuyết nghiên cứu, tăng 1% trong rủi ro kinh doanh dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức giảm 0.38%. Thêm vào đó, ƣớc lƣợng độ co dan trong trƣờng hợp thiếu quan sát tăng 0.14% trong quy mô công ty dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức giảm 1%. Trong trƣờng hợp quan sát bị chặn (chỉ có những cơng ty chi trả cổ tức) cho thấy tăng 0.10% trong quy mô công ty dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức giảm 1%. Cuối cùng, trong trƣờng hợp kể cả dữ liệu thiếu quan sát (y=0) và quan sát bị chặn (y>0), giá trị kỳ vọng y*, tăng 0.19% trong quy mô công ty dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức giảm 1%.
Tỷ lệ lợi nhuận của cơng ty (PROF) đƣợc tìm thấy có ý nghĩa thống kê và có hệ số tƣơng quan cao trong mơ hình. Hệ số tƣơng quan giữa lợi nhuận công ty và tỷ lệ cổ tức là 1.17, phù hợp với giả thuyết nghiên cứu khi cho rằng lợi nhuận cơng ty có mối tƣơng quan đồng biến với tỷ lệ cổ tức, trong đó lợi nhuận cơng ty tăng 1% dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1.17% . Thêm vào đó, ƣớc lƣợc ảnh hƣởng biên và độ co dan trong trƣờng hợp thiếu quan sát và quan sát bị chặn cho kết quả lợi nhuận tăng 0.61% dẫn đến tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 1%.
5.2 Đóng góp đề tài 5.2.1. Đối với công ty
Dựa vào kết quả nghiên cứu, giúp cơng ty có thể chủ động lựa chọn chính sách cổ tức phù hợp dựa trên cân đối giữa lợi nhuận của công ty. Trong trƣờng hợp lợi nhuận tăng cơng ty có thể gia tăng tỷ lệ cổ tức, đồng thời làm giảm chi phí đại diện cơng ty.
Đối với các cơng ty có cổ đơng nhà nƣớc nắm cổ phần chi phối, có thể tận dụng ảnh hƣởng tích cực này để gia tăng các nguồn tài trợ bên ngồi, nhằm giảm chi phí vốn, tăng hiệu quả hoạt động của công ty.
5.2.2. Đối với nhà đầu tƣ
Kết quả nghiên cứu khá tƣơng đồng với kết quả nghiên cứu ở các thị trƣờng mới nổi, tạo ra công cụ hữu dụng giúp nhà đầu tƣ ra lựa chọn danh mục đầu tƣ theo cổ tức.
Dựa vào ảnh hƣởng các nhân tố lợi nhuận, tỷ lệ nắm giữ nhà nƣớc, quy mô công ty và rủi ro thị trƣờng, nhà đầu tƣ có thể dự báo đƣợc khả năng chi trả cổ tức của các doanh nghiệp niêm yết, từ đó có chiến lƣợc lựa chọn các cổ phiếu có tỷ suất cổ tức cao.
Đồng thời, các nhà đầu tƣ theo trƣờng phái đầu tƣ cổ tức có thể giảm rủi ro bằng việc lựa chọn các cơng ty có hệ số beta thấp.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Adaoglu, C. (2000), Instability in the Dividend Policy of the Istanbul Stock Exchange (ISE) Corporations: Evidence from an Emerging Market, Emerging Market Review 1, 252-270.
Adriano A. Rampini and S. Viswanathan (2013), Collateral and Capital Structure, Journal of Business Finance & Accounting.
Aivazian, V., L. Booth, and S. Cleary (2003), Do Emerging Market Firms Follow
Different Dividend Policies From U.S. Firms?. ,The Journal of Financial
Research 26, 371-387.
Al-Ibrahim, Y.( 2004), A Radical Reform in the Cooperation Council of Arab Gulf states, Dar Kurtas Publishing, Kuwait.
Al-Kuwari, D. (2007), Determinants of the Dividend Payout Ratio of Companies Listed on Emerging Stock Exchanges: The Case of the Gulf Cooperation Council (GCC) Countries. PhD thesis, University of Wales-Cardiff, UK.
Al-Malkawi, H. N. (2007), Determinant of Corporate Dividend Policy in Jordan, Journal of Economic and Administrative Since 23, 44-71.
ap Gwilym, O., J. Seaton and S. Thomas (2004), Dividends Aren’t Disappearing: Evidence from the UK., Working Paper, University of Southampton.
Faccio, M. and L. Lang (2002), The Ultimate Ownership of Western European Corporations, Journal of Financial Economics 65, 365-395.
Fama, E. and K. French (2001), Disappearing Dividends: Changing Firm Characteristics or Lower Propensity to Pay?, Journal of Financial Economics 60,
3-43.
Fodil Adjaoud, Walid Ben-Amar (2012), Corporate Governance and Dividend Policy: Shareholders’ Protection or Expropriation?, Journal of Business Finance
& Accounting
Gordon, M.,(1959), Dividends, Earnings, and Stock Prices, Review of Economics and Statistics 41, 99-105.
Gugler, K. (2003), Corporate Governance, Dividend Payout Policy, and the Interrelation between Dividends, R and D, and Capital Investment, Journal of
Banking and Finance 27, 1297-1321.
Gugler, K. and B. Yurtoglu ( 2003), Corporate Governance and Dividend Pay- Out Policy in Germany, European Economic Review 47, 731-758.
Gul, F. (1999), Government Share Ownership, Investment Opportunity Set and Corporate Policy Choices in China., Pacific-Basin Finance Journal 7, 157-172.
Han, K., S. Lee, and D. Suk (1999), Institutional Shareholders and Dividends , Journal of Financial and Strategic Decisions 12, 53-62.
Holder, M., F. Langrehr, and J. Hexter (1998), Dividend Policy Determinants: An