CHƯƠNG 3 : PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
4.3. Phân tích Robust với biến phụ thuộc là thay đổi thu nhập trên tổng tà
Phần cuối cùng, tác giả thực hiện phân tích Robust để làm rõ hơn mối quan hệ 1 chiều giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo trên thị trường chứng khoán Việt Nam với biến phụ thuộc là thay đổi thu nhập trên tổng tài sản (ROAt –
ROAt-1). Lý do vì, theo Grullon & cộng sự (2005) thay đổi lợi nhuận chủ yếu cho biết
tăng trưởng về lợi nhuận của doanh nghiệp khi so sánh với lợi nhuận của năm trước, trong khi thay đổi ROA cho biết tăng trưởng về khả năng sinh lợi. Ngoài ra, việc sử dụng biến phụ thuộc là thay đổi ROA qua các năm sau khi thay đổi cổ tức cũng được
Harada và Nguyen (2005) kiểm định lý thuyết tín hiệu trên thị trường chứng khoán
Nhật Bản. Kiểm định lại mối quan hệ với biến phụ thuộc là thay đổi ROA cũng được
thực hiện trong nghiên cứu của Grullon & cộng sự (2005), Choi & cộng sự (2011). Do
đó, tác giả thực hiện phân tích Robust về mối quan hệ một chiều giữa thay đổi cổ tức
và khả năng sinh lợi tương lai, với biến phụ thuộc được thay bằng thay đổi thu nhập
trên tổng tài sản (ROAt – ROAt-1). Tác giả sử dụng dạng mơ hình hồi quy tuyến tính mở rộng (MH5) để thực hiện phân tích Robust. Biến độc lập là tỷ lệ thay đổi cổ tức, các biến kiểm soát trong MH5 được thay bằng: ROAt-1, (ROA0 – ROA-1), SIZE0, MTB0, GROW0.
Mơ hình 5 với biến phụ thuộc là ROAt – ROAt-1 được viết lại như sau:
ROAt - ROAt-1 = α0 + α1DPC.∆DIV0 + α2DNC.∆DIV0 + α3ROAt-1+ α4(ROA0 – ROA-1)
+ α5SIZE0+ α6MTB0 + α7GROW0 + εt Trong đó:
ROAt - ROAt-1: Biến động khả năng sinh lợi của doanh nghiệp i, t năm sau khi thay đổi cổ tức (với t=1 và t=2)
∆DIV0: Tỷ lệ thay đổi cổ tức năm 0
0 trong các trường hợp khác
DNC0: Là biến giả nhận giá trị bằng 1 nếu cổ tức giảm (∆DIV0<0) và nhận giá trị bằng 0 trong các trường hợp khác
ROAt-1: Thu nhập trên tài sản của doanh nghiệp i, một năm trước năm t (năm t-1) ROA0–ROA-1: Biến động khả năng sinh lợi của doanh nghiệp i tại năm thay đổi cổ tức SIZE0: Quy mô doanh nghiệp năm thay đổi cổ tức
MTB0: Giá trị thị trường/giá trị sổ sách của cổ phiếu tại năm thay đổi cổ tức GROW0: Tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp năm thay đổi cổ tức.
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và thay đổi ROA
Biến ALL DNNN DNTN T=1 T=2 T=1 T=2 T=1 T=2 DPC. ∆DIV0 0,00417* 0,00525** -0,00156 -0,0003 0,00675** 0,00768** DNC.∆DIV0 0,0127*** -0,00538 0,0178** -0,0139* 0,0104* -0,00137 ROAt-1 -0,506*** -0,557*** -0,458*** -0,403*** -0,528*** -0,603*** ROA0– ROA-1 0,0540 -0,0725* -0,0378 -0,0801* 0,0923 -0,0689 SIZE0 -0,0176*** -0,0171** -0,0263*** -0,0110 -0,0131** -0,0161** MTB0 0,00207 0,00476 0,00514 0,0131 0,00074 0,0004 GROW0 -0,00145 -0,00184 0,0136 -0,0004 -0,00562 -0,00309 Hằng số 0,507*** 0,490*** 0,738*** 0,310 0,389*** 0,470** R2 0,159 0,237 0,164 0,169 0,167 0,266
Robust standard errors in parentheses *** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1 Nguồn: Tính tốn của tác giả
Bảng 4.9 trình bày kết quả hồi quy mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và thay đổi ROA 2 năm tiếp theo của các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam nói chung và khi chia dữ liệu thành 2 nhóm: doanh nghiệp do nhà nước kiểm soát (DNNN) và doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát (DNTN).
Kết quả phân tích Robust với tồn bộ dữ liệu
Với T=1, hệ số Beta của biến tăng cổ tức và giảm cổ tức đều dương và có ý
nghĩa thống kê. Cụ thể, hệ số Beta của biến cổ tức tăng là 0,00417, mức ý nghĩa 10%; hệ số Beta của biến cổ tức giảm là 0,0127, mức ý nghĩa 1%. Kết quả này cũng tương
đồng với trường hợp biến phụ thuộc là (Et – Et-1)/B-1. Như vậy, với biến phụ thuộc là
có mối tương quan cùng chiều (+) với khả năng sinh lợi 1 năm sau của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán. Kết quả này cho thấy minh chứng ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ tức với T=1 trên TTCK Việt Nam, hay thay đổi cổ tức là một thơng tin hữu ích dự báo khả năng sinh lợi 1 năm tiếp theo của doanh nghiệp.
Với T=2, kết quả hồi quy có sự khác biệt giữa các doanh nghiệp tăng cổ tức và các doanh nghiệp giảm cổ tức. Cụ thể, với trường hợp cổ tức tăng thì tồn tại mối tương quan cùng chiều và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% (hệ số Beta bằng 0,00525). Ngược lại, hệ số beta trường hợp giảm cổ tức có giá trị âm và khơng có ý nghĩa thống kê (hệ số Beta= -0,00538). Kết quả này cho thấy khả năng sinh lợi trên tài sản của các doanh
nghiệp tăng cổ tức vẫn được duy trì 2 năm sau đó, tuy nhiên chưa đủ căn cứ khẳng
định khả năng sinh lợi trên tài sản của các doanh nghiệp giảm cổ tức sẽ đảo chiều tăng
trở lại sau 2 năm giảm cổ tức. Như vậy, với biến phụ thuộc là thay đổi thu nhập trên tổng tài sản, kết quả hồi quy với T=2 tìm ra bằng chứng ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ tức, nhưng không ủng hộ giả thuyết H2.
Tóm lại, khi thay biến phụ thuộc bằng thay đổi ROA nghiên cứu cũng tìm thấy minh chứng ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ tức. Kết quả này khác với kết quả nghiên cứu của Grullon & cộng sự (2005) trên thị trường chứng khoán Mỹ rằng tồn tại mối quan
hệ ngược chiều giữa thay đổi cổ tức và thay đổi ROA 2 năm sau khi thay đổi cổ tức,
nghiên cứu của Choi & cộng sự (2011) kết luận thay đổi cổ tức chỉ có ý nghĩa dự báo thay đổi ROA của doanh nghiệp 1 năm tiếp theo trong trường hợp cổ tức giảm, nhưng khơng có ý nghĩa giải thích trường hợp cổ tức tăng.
Kết quả phân tích Robust của DNNN và DNTN
Kết quả phân tích Robust với biến phụ thuộc là thay đổi thu nhập trên tài sản của doanh nghiệp do nhà nước kiểm soát và doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát trong bảng 4.10 cho thấy:
Trường hợp thay đổi cổ tức của các doanh nghiệp do nhà nước kiểm sốt chỉ
có ý nghĩa tương quan với thay đổi ROA khi cổ tức giảm. Cụ thể, tương quan cùng chiều với T=1 (hệ số Beta bằng 0,0178, mức ý nghĩa 5%) và tương quan ngược chiều với T=2 (hệ số beta là -0,0139, mức ý nghĩa 10%). Trường hợp cổ tức tăng
đều cho hệ số Beta âm nhưng khơng có ý nghĩa giải thích. Kết quả này cho thấy khi
khả năng sinh lợi tương lai được đo bằng biến động thu nhập trên sản thì các cơng ty Nhà nước kiểm sốt ủng hộ giả thuyết H1 khi cổ tức giảm, nhưng không ủng hộ
trường hợp cổ tức tăng, đồng thời ủng hộ giả thuyết H2. Kết quả này có sự khác
- Et-1)/B-1. Cụ thể, với biến độc lập là (Et - Et-1)/B-1, không thấy bằng chứng ủng hộ
giả thuyết H1 và không ủng hộ giả thuyết H2 của các doanh nghiệp do nhà nước
kiểm soát.
Trường hợp doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát, tồn tại mối tương quan cùng chiều và có ý nghĩa với thay đổi ROA trong cả 2 trường hợp cổ tức tăng và cổ tức
giảm khi T=1. Kết quả này cho thấy, các doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát cũng ủng hộ giả thuyết H1 khi thay biến phụ thuộc bằng thay đổi thu nhập trên tài sản. Ngoài ra,
cổ tức tăng cịn có tương quan tích cực với thay đổi ROA khi T=2 (hệ số Beta bằng
0,00768, mức ý nghĩa 5%), nghĩa là ủng hộ nội dung lý thuyết tín hiệu cổ tức 2 năm
sau khi doanh nghiệp tăng cổ tức. Kết quả này không được tìm thấy trong mơ hình hồi
quy với biến độc lập là thay đổi lợi nhuận (Et - Et-1)/B-1. Bên cạnh đó, kết quả hồi quy
mối quan hệ giữa giảm cổ tức và thay đổi khả năng sinh lợi với T=2 của các doanh
nghiệp do tư nhân kiểm sốt khơng có ý nghĩa thống. Do đó, chưa đủ căn cứ kết luận
thu nhập trên tài sản của doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát sẽ tăng trở lại sau 2 năm giảm cổ tức.
Kết quả phân tích Robust sau khi kiểm sốt hoạt động MLCP trên trị trường
Bảng 4.10: Kết quả phân tích Robust với DN có MLCP và DN khơng MLCP
Biến T=1 T=2 MLCP No MLCP MLCP No MLCP DPC.∆DIV0 0,0109 0,00267 0,0153* 0,00427* DNC.∆DIV0 0,0413 0,0115** -0,0389 -0,00329 ROAt-1 -0,668*** -0,522*** -0,707*** -0,504*** ROA0– ROA-1 -0,0558 0,0577 -0,103 -0,0906** SIZE0 0,00073 -0,0214*** -0,0487** -0,0116 MTB0 -0,00054 0,00441 -0,00511 0,00763 GROW0 -0,0209 0,00241 -0,00292 0,0002 Hằng số 0,0446 0,608*** 1,375** 0,338* R2 0,227 0,167 0,560 0,182
Robust standard errors in parentheses *** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1 Nguồn: Tính tốn của tác giả
đổi ROA 2 năm tiếp theo trong 2 trường hợp: (1) Công ty thay đổi cổ tức và có mua lại
cổ phiếu trên thị trường; (2) công ty thay đổi cổ tức nhưng không mua lại cổ phiếu.
Kết quả hồi quy cho thấy:
Với T=1, trường hợp doanh nghiệp thay đổi cổ tức và mua lại cổ phiếu trên thị trường trong năm thay đổi cổ tức đều có mối quan hệ cùng chiều với thay đổi ROA 1 năm tiếp theo. Cụ thể, hệ số Beta của biến tăng (giảm) cổ tức bằng 0,0109 (0,0413), nhưng cả 2 hệ số này đều khơng có ý nghĩa thống kê. Nghĩa là chưa đủ căn cứ khẳng
định các doanh nghiệp này có thu nhập trên tài sản năm tiếp theo sẽ tăng (giảm).
Trường hợp doanh nghiệp thay đổi cổ tức và không mua lại cổ phiếu trên thị trường trong năm thay đổi cổ tức, hệ số Beta của biến tăng (giảm) cổ tức vẫn có giá trị dương (0,00267 và 0,0115) nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê khi cổ tức giảm (mức ý nghĩa 5%).
Hàm ý tăng cổ tức của các doanh nghiệp này chưa khẳng định được thay đổi ROA
năm tiếp theo, nhưng giảm cổ tức thì thu nhập trên tài sản năm sau sẽ giảm. Như vậy, thay đổi cổ tức và mua lại cổ phiếu trong năm thay đổi cổ tức không ủng hộ giả thuyết H1. Trong khi đó, doanh nghiệp thay đổi cổ tức và không mua lại cổ phiếu trên thị
trường trong năm thay đổi cổ tức chỉ ủng hộ giả thuyết H1 khi doanh nghiệp giảm cổ tức, không ủng hộ giả thuyết H1 khi doanh nghiệp tăng cổ tức.
Khi T=2, kết quả mối tương giữa thay đổi cổ tức và thay đổi ROA của 2 nhóm
doanh nghiệp trên tương đồng nhau. Cụ thể, với các doanh nghiệp tăng cổ tức đều có
mối tương quan cùng chiều với thay đổi ROA 2 năm tiếp theo, mức ý nghĩa 10%; các
doanh nghiệp giảm cổ tức có tương quan ngược chiều với thay đổi ROA 2 năm tiếp
theo nhưng khơng có ý nghĩa giải thích. Như vậy, chưa đủ bằng chứng khẳng định
ROA của các doanh nghiệp có cổ tức giảm sẽ tăng trở lại sau 2 năm giảm cổ tức, nhưng các doanh nghiệp tăng cổ tức sẽ có khả năng sinh lợi 2 năm sau tăng.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Nội dung chương 4 trình bày kết quả kiểm định mối quan hệ giữa thay đổi cổ
tức và khả năng sinh lợi tương lai của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả nghiên cứu cho thấy thay đổi cổ tức là một thông tin hữu ích
giúp nhà đầu tư dự báo khả năng sinh lợi một năm tiếp theo của doanh nghiệp. Nói
cách khác, thực nghiệm tại TTCK Việt Nam đã ủng hộ lý thuyết tín hiệu với T=1. Tuy nhiên, trường hợp doanh nghiệp giảm cổ tức thì khả năng lợi nhuận sẽ bật tăng trở lại sau 2 năm giảm cổ tức. Kết quả này ngược lại với tín hiệu cổ tức.
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam cho thấy mối tương quan trên có
sự khác nhau giữa các ngành. Cụ thể, đối với các doanh nghiệp thuộc ngành công
nghiệp ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ tức trong cả trường hợp cổ tức tăng và cổ tức giảm với T=1, nhưng các ngành khác chỉ ủng hộ tín hiệu cổ tức trong trường hợp cổ tức
tăng. Ngồi ra, các ngành khác (trừ ngành cơng nghiệp) thì khả năng sinh lợi có thể bật tăng trở lại sau 2 năm giảm cổ tức. Nghiên cứu cũng chỉ ra mối tương quan trên có sự khác nhau giữa 2 nhóm: cơng ty do Nhà nước kiểm sốt và cơng ty do tư nhân kiểm sốt. Cơng ty do Nhà nước kiểm sốt thì khơng ủng hộ giả thuyết H1 về tín hiệu cổ tức
và khơng ủng hộ giả thuyết H2. Ngược lại, nếu công ty do tư nhân kiểm sốt thì ủng
hộ mạnh mẽ giả thuyết H1 về tín hiệu cổ tức trong cả 2 trường hợp cổ tức tăng và cổ tức giảm, đồng thời ủng hộ giả thuyết H2 rằng khả năng sinh lợi của doanh nghiệp sẽ tăng trở lại sau 2 năm giảm cổ tức.
Bên cạnh đó, khi tác giả kiểm soát hoạt động mua lại cổ phiếu trên thị trường
trong năm thay đổi cổ tức thì sẽ làm thay đổi tín hiệu cổ tức. Cụ thể, nếu doanh nghiệp thay đổi cổ tức và có mua lại cổ phiếu trên thị trường trong năm thay đổi cổ tức thì sẽ làm giảm nội dung thơng tin về khả năng sinh lợi tương lai của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Trong khi đó, nếu doanh nghiệp thay đổi cổ tức và khơng mua lại cổ phiếu thì ủng hộ mạnh mẽ nội dung lý thuyết tín hiệu cổ tức.
Cuối cùng, luận án thực hiện phân tích Robust với biến phụ thuộc là thay đổi
thu nhập trên tổng tài sản (ROA). Kết quả hồi quy cũng ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ