CHƯƠNG 3 : PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
4.2. Kết quả các mô hình hồi quy
4.2.1. Kết quả mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợ i2 năm
sau của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam.
4.2.1.1. Kết quả hồi quy các mơ hình dạng tuyến tính
Để kiểm định giả thuyết 1 và giả thuyết 2 về mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức
và khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo sau khi thay đổi cổ tức của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam, tác giả thực hiện hồi quy các mơ hình với giả định thu nhập sẽ
đảo chiều về giá trị trung bình theo hàm tuyến tính được đưa ra bởi Nissim & Ziv
(2001) và Choi & cộng sự (2011) như sau:
MH1: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1∆DIV0 + α2ROEt-1 + εt
MH3: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1∆DIV0 + α2ROEt-1+ α3∆DIV-1 + α4ROEt-2
+ α5(E0 – E-1)/B-1 + εt
Bảng 4.2: Kết quả hồi quy MH1, MH2 và MH3
Biến MH1 MH2 MH3 T=1 T=2 T=1 T=2 T=1 T=2 ∆DIV0 0,0258*** -0,00639 0,0191** 0,00174 (0,00481) (0,00620) (0,00804) (0,0118) DPC. ∆DIV0 0,0201*** 0,0103 (0,00596) (0,00888) DNC. ∆DIV0 0,0366*** -0,0367** (0,0136) (0,0144) ROEt-1 -0,610*** -0,656*** -0,678*** -0,625*** -1,258*** -0,920*** (0,0761) (0,0831) (0,0732) (0,0909) (0,287) (0,102) ∆DIV-1 0,00665 0,00141 (0,00676) (0,00935) ROEt-2 0,401** -0,131 (0,195) (0,101) (E0 – E-1)/B-1 0,0673 -0,0815 0,531** 0,0500 (0,0767) (0,0557) (0,230) (0,0911) Hằng số 0,0998*** 0,0989*** 0,113*** 0,0854*** 0,126*** 0,161*** (0,0117) (0,0117) (0,0124) (0,0133) (0,0139) (0,0221) Số quan sát 2.193 1.899 2.193 1.899 1.492 1.264 R2 0,152 0,177 0,154 0,186 0,195 0,314
Robust standard errors in parentheses *** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1 Nguồn: Tác giả tính tốn
Mối tương quan giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm sau:
Kết quả hồi quy 3 mơ hình trên khi T=1 đều cho hệ số beta của biến thay đổi cổ tức có giá trị dương và có ý nghĩa ở mức 1% và 5%, nghĩa là thay đổi cổ tức có ảnh hưởng tích cực đến thay đổi khả năng sinh lợi 1 năm sau của các công ty niêm yết trên thị trường
chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2008-2017. Khi T=2, tồn tại mối quan hệ ngược chiều và có ý nghĩa giữa giảm cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo của doanh nghiệp (kết quả MH2), hàm ý rằng đối với các doanh nghiệp giảm cổ tức thì khả năng sinh lợi 2 năm sau sẽ
tăng trở lại. Cụ thể kết quả các mơ hình như sau:
Kết quả mơ hình 1 (MH1) cho thấy thay đổi cổ tức (∆DIV0) có tương quan cùng chiều và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% với T=1, hệ số Beta có giá trị dương bằng 0,0258.
Điều này nghĩa là thay đổi cổ tức có tương quan cùng chiều với biến động khả năng sinh
lợi của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam. Với T=2, hệ số Beta có giá trị âm (- 0,00639) nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Như vậy, kết quả nghiên cứu thực nghiệm bằng MH1 ủng hộ lý thuyết tín hiệu 1 năm sau khi thay đổi cổ tức hay ủng hộ giả thuyết H1 trên TTCK Việt Nam. Kết quả này có sự khác biệt với kết quả trong nghiên cứu của Nissim & Ziv (2001) khi hồi quy với MH1 là thay đổi cổ tức có tương quan dương và có ý nghĩa thống kê với thay đổi lợi nhuận trong 2 năm tiếp theo.
Kết quả hồi quy mơ hình 2 (MH2) về mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm sau, sử dụng 2 hệ số góc khác nhau cho trường hợp cổ tức tăng và trường hợp cổ tức giảm cho thấy hệ số Beta trong trường hợp cổ tức tăng (hoặc giảm)
đều có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Từ đó, có thể rút ra kết luận cổ
tức tăng (hoặc giảm) sẽ ảnh hưởng tích cực (hoặc tiêu cực) đến khả năng sinh lợi 1
năm tiếp theo của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam. Nói cách khác, thay đổi
cổ tức có mối tương quan cùng chiều đến thay đổi khả năng sinh lợi 1 năm sau của
doanh nghiệp. Như vậy, kết quả hồi quy mơ hình 2 đã ủng hộ giả thuyết H1 và lý
thuyết tín hiệu 1 năm sau khi thay đổi cổ tức tại TTCK Việt Nam. Do đó, nhà đầu tư
có thể dựa vào thơng tin thay đổi cổ tức để đưa ra dự báo về khả năng sinh lợi 1 năm tiếp theo của doanh nghiệp.
Tuy nhiên, hệ số Beta trong trường hợp cổ tức giảm lớn hơn hệ số Beta khi cổ tức tăng. Cụ thể, hệ số Beta trường hợp cổ tức tăng bằng 0,0201; trong khi hệ
số Beta khi cổ tức giảm bằng 0,0366. Điều này có nghĩa là khi cổ tức tăng là một
tín hiệu cho thấy lợi nhuận năm sau của doanh nghiệp sẽ tăng, cổ tức giảm dự báo lợi nhuận năm sau của doanh nghiệp giảm, nhưng mức lợi nhuận giảm lớn hơn mức lợi nhuận tăng.
Với T=2, kết quả hệ số Beta trong trường hợp cổ tức tăng có giá trị dương
(0,0103) nhưng khơng có ý nghĩa thống kê, tức là khơng ủng hộ tín hiệu cổ tức.
Ngược lại, hệ số Beta trong trường hợp cổ tức giảm có giá trị âm (-0,0367) và có ý
nghĩa ở mức 5%. Kết quả này cho thấy, với các doanh nghiệp giảm cổ tức thì khả năng lợi nhuận 2 năm sau đó có thể hồi phục và tăng trở lại. Kết luận này cũng
tương đồng với nghiên cứu của Fukuda (2000) về các công ty giảm cổ tức, đó là lợi nhuận giảm ở năm trước thơng báo giảm cổ tức nhưng lại hồi phục trong các năm
tiếp theo; Lie (2005) cho rằng hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp vẫn bình
thường sau khi giảm cổ tức, nghiên cứu của Jensen (2010) khẳng định lợi nhuận
của doanh nghiệp bật lại sau năm giảm cổ tức.
Như vậy, kết quả nghiên cứu thực nghiệm với MH2 đã ủng hộ giả thuyết H1:
Tại Việt Nam, thay đổi cổ tức có mối tương quan cùng chiều (+) với khả năng
sinh lợi 1 năm tiếp theo của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán; đồng
thời ủng hộ giả thuyết H2: Tại Việt Nam, giảm cổ tức có mối tương quan ngược
chiều (-) với khả năng sinh lợi 2 năm sau khi giảm cổ tức của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán. Kết quả này có sự khác biệt với kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Nissim & Ziv (2001) ủng hộ lý thuyết tín hiệu với t=1 và t=2 trên TTCK Mỹ, Harada & Nguyen (2005) cũng ủng hộ giả thuyết tín hiệu cho rằng thay
đổi cổ tức có tương quan cùng chiều với thay đổi lợi nhuận các năm sau trên thị
trường chứng khoán Nhật Bản; Grullon & cộng sự (2005) nghiên cứu thị trường chứng khoán Mỹ và Reza & cộng sự (2014) nghiên cứu thị trường chứng khốn Trung Quốc ủng hộ tín hiệu cổ tức trong trường hợp cổ tức tăng, nhưng khơng tìm thấy ý nghĩa khi cổ tức giảm. Ngược lại, Choi & cộng sự (2011) nghiên cứu trên thị trường chứng khoán Hàn Quốc lại chỉ tìm thấy minh chứng về lý thuyết tín hiệu trong trường hợp cổ tức giảm với t=1, nhưng khơng tìm thấy mối quan hệ giữa tăng cổ tức và thay đổi lợi nhuận các năm sau.
Trong mơ hình 3 (MH3), khi bổ sung biến trễ của các biến độc lập và biến
phụ thuộc trong MH1 vào mơ hình để kiểm sốt vấn đề tự tương quan với dữ liệu
thời gian (Choi & cộng sự, 2011) cũng cho kết quả thay đổi cổ tức (∆DIV0) có mối
quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa ở mức 5% với thay đổi khả năng sinh lợi 1 năm
sau trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Hệ số Beta với t=1 bằng 0,0191. Tuy nhiên, với T=2 hệ số Beta vẫn có giá trị dương nhưng khơng cịn ý nghĩa. Như vậy, kết quả hồi quy MH3 cũng ủng hộ giả thuyết H1.
Mối quan hệ của ROEt-1 và khả năng sinh lợi tương lai:
Kết quả hồi quy 3 mơ hình (MH1, MH2 và MH3) đều cho thấy hệ số Beta của
biến ROEt-1 đều có giá trị âm, mức ý nghĩa 1% với T=1 và T=2. Hệ số Beta khi T=1 và T=2 tương ứng trong MH1 bằng -0,610 và -0,656; trong MH2 bằng -0,678 và -0,626; trong MH3 bằng -1,258 và -0,920. Do đó, khả năng sinh lợi trên vốn chủ sở hữu của năm trước có ảnh hưởng ngược chiều đến khả năng sinh lợi năm sau của các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, nghĩa là khi ROE tăng thì khả
trong nhiều nghiên cứu trước như Nissim & Ziv (2001), Grullon & cộng sự (2005), Choi & cộng sự (2011), Reza & cộng sự (2014).
Mối quan hệ của (E0 – E-1)/B-1 và khả năng sinh lợi tương lai:
Kết quả hồi quy mơ hình 2 cho thấy biến (E0 – E-1)/B-1 có tương quan cùng chiều với thay đổi khả năng sinh lợi 1 năm sau (hệ số Beta = 0,0673 với t=1), nhưng có tương quan ngược chiều với khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo (hệ số Beta = -0,0815). Tuy
nhiên, cả 2 hệ số trên đều khơng có ý nghĩa thống kê. Do vậy, chưa đủ căn cứ kết luận
biến động về lợi nhuận năm hiện tại có ảnh hưởng đến dự báo triển vọng tương lai của các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Kết quả hồi quy mơ hình 3 sau khi thêm biến trễ của thay đổi cổ tức (∆DIV-1) và biến trễ của thu nhập trên vốn chủ sở hữu (ROEt-2) vào mơ hình, đã tìm thấy tác động tích cực của (E0 – E-1)/B-1 đến thay đổi thu nhập của năm tiếp theo, mức ý nghĩa 5% (hệ số beta= 0,531), nhưng chưa đủ căn cứ để khẳng định biến động về lợi nhuận năm hiện tại có ảnh hưởng đến lợi nhuận 2 năm tiếp theo.
4.2.1.2. Kết quả hồi quy mơ hình dạng phi tuyến tính (Mơ hình 4)
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy mơ hình 4
Biến MH4 T=1 T=2 DPC.∆DIV0 0,0287*** 0,0108 DNC.∆DIV0 0,0226* -0,0597*** β1 -0,361 -0,103 β2 -0,794** -0,704* β3 1,165 0,154 β4 0,479 -0,803 λ1 -0,0413 -0,273** λ2 0,642*** 0,540** λ3 -0,377 1,923** λ4 -0,279 -0,0465 α0 0,00840 -0,0111 R-squared 0,175 0,182
Robust standard errors in parentheses *** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1 Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả hồi quy mơ hình dạng phi tuyến tính (MH4) tương đồng với kết quả
hồi quy dạng mơ hình tuyến tính được đưa ra bởi Nissim & Ziv (2001) (MH2). Cụ
thể như sau:
Kết quả MH4 khi T=1 cho thấy, hệ số Beta của biến cổ tức tăng và cổ tức giảm đều có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê. Hệ số Beta trường hợp cổ tức tăng bằng 0,0287, mức ý nghĩa 1%. Hệ số Beta trường hợp cổ tức giảm bằng 0,0226, mức ý nghĩa 10%. Trong khi đó, kết quả hồi quy hệ số Beta trường hợp cổ tức tăng và cổ tức giảm trong mơ hình hồi quy tuyến tính MH2 cũng có giá trị dương (0,0201 và 0,0366) (bảng 4.2) và có ý nghĩa thống kê. Kết quả này cho thấy thay đổi cổ tức (cổ
tức tăng hoặc cổ tức giảm) có mối tương quan cùng chiều với biến động khả năng
sinh lợi 1 năm sau của các cơng ty phi tài chính niêm yết trên TTCK Việt Nam. Như vậy, bằng chứng thực nghiệm tại TTCK Việt Nam với dạng mơ hình phi tuyến tính cũng ủng hộ giả thuyết H1.
Khi T=2, kết quả MH4 cho giá trị hệ số Beta trong trường hợp cổ tức tăng có giá trị dương (α1 = 0,0108) nhưng khơng có ý nghĩa thống kê, ngược lại trường hợp cổ tức giảm có giá trị âm (α2 = -0,0597) và có ý nghĩa ở mức 1%. Kết quả này cũng được tìm thấy trong MH2, trường hợp cổ tức tăng bằng 0,0103 và cổ tức giảm bằng -0,0367
(bảng 4.2). Như vậy, các công ty giảm cổ tức thì khả năng lợi nhuận 2 năm sau khi
giảm cổ tức sẽ hồi phục và tăng trở lại, nhưng chưa đủ căn cứ để kết luận về khả năng
sinh lợi của các doanh nghiệp có cổ tức tăng. Kết quả hồi quy MH4 cũng ủng hộ giả thuyết H2: tại Việt Nam, giảm cổ tức có mối tương quan ngược chiều (-) với khả năng sinh lợi 2 năm sau khi giảm cổ tức (T=2) của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán. Kết luận này ngược lại với nội dung tín hiệu cổ tức.
Kết quả mơ hình phi tuyến tính trên TTCK Việt Nam có sự khác biệt so với các kết quả mơ hình phi tuyến tính trong các nghiên cứu đã được thực hiện trên thế giới.
Nhiều nghiên cứu trước khơng tìm thấy mối tương quan có ý nghĩa giữa thay đổi cổ
tức và KNSL các năm sau với dạng mơ hình phi tuyến tính. Grullon & cộng sự (2005) nghiên cứu trên thị trường chứng khoán Mỹ, Reza & cộng sự (2014) thực hiện trên thị
trường chứng khoán Trung Quốc đều ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ tức với mơ hình
tuyến tính, nhưng lại khơng tìm thấy bằng chứng ủng hộ tín hiệu cổ tức khi thực hiện với mơ hình dạng phi tuyến tính. Nghiên cứu của Choi & cộng sự (2011) trên thị trường chứng khoán Hàn Quốc với dạng mơ hình phi tuyến tính thì khơng tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa khi hồi quy toàn bộ dữ liệu, nhưng khi tác giả chia dữ liệu thành các nhóm riêng thì tìm thấy minh chứng về tín hiệu cổ tức trong nhóm các doanh
nghiệp có tốc độ tăng trưởng thấp và tại các doanh nghiệp khơng theo mơ hình tập đồn.
Như vậy, từ kết quả hồi quy MH2 và MH4 ở trên cho thấy khơng có sự khác biệt đáng kể giữa mơ hình hồi quy dạng tuyến tính và mơ hình hồi quy dạng phi tuyến tính (đều ủng hộ giả thuyết H1 và giả thuyết H2). Do đó, trong các phần tiếp theo của luận án, tác giả sẽ sử dụng mơ hình hồi quy với giả định thu nhập đảo chiều theo hàm tuyến tính để kiểm định mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
4.2.1.3. Kết quả hồi quy mơ hình dạng tuyến tính mở rộng (MH5)
Mơ hình hồi quy dạng tuyến tính được mở rộng từ mơ hình của Nissim & Ziv
(2001) như sau:
MH5: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1DPC.∆DIV0 + α2DNC.∆DIV0 + α3ROEt-1 + α4(E0 – E-1)/B-1 + α5SIZE0+ α6MTB0 + α7GROW0 + εt
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy mơ hình 5
Biến MH5 T=1 T=2 DPC.∆DIV0 0,0192*** (0,0067) 0,0114 (0,0092) DNC.∆DIV0 0,0260** (0,0125) -0,0418*** (0,0142) ROEt-1 -0,765*** (0,0764) -0,658*** (0,0946) (E0 – E-1)/B-1 0,0749 (0,0750) -0,0791 (0,0603) SIZE0 -0,0901*** (0,0207) -0,0705*** (0,0254) MTB0 0,0182* (0,0102) 0,0192 (0,0119) GROW0 0,0672*** (0,0251) 0,0162 (0,0221) Hằng số 2,527*** (0,557) 1,970*** (0,684) R-squared 0,192 0,194
Robust standard errors in parentheses *** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1 Nguồn: Tính tốn của tác giả
Từ kết quả hồi quy MH2 (bảng 4.2) và kết quả hồi quy MH5 (bảng 4.4) cho thấy khi đưa thêm các biến kiểm soát gồm: Quy mô doanh nghiệp (SIZE), cơ hội đầu tư (MTB) và tốc độ tăng trưởng (GROW) vào mơ hình khơng làm thay đổi mối tương
quan giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo, nhưng góp phần làm
tăng mức độ giải thích của mơ hình. Kết quả hồi quy MH5 như sau:
0,0260) và có ý nghĩa với thay đổi khả năng sinh lợi 1 năm tiếp theo (T=1). Tuy nhiên, 2 năm sau (T=2), với các doanh nghiệp giảm cổ tức thì khả năng sinh lợi lại đảo chiều tăng (hệ số Beta bằng -0,0418; mức ý nghĩa 1%), với các doanh nghiệp tăng cổ tức thì chưa đủ căn cứ kết luận mối tương quan. Ngoài ra, biến thu nhập trên vốn chủ sở hữu
của năm trước (ROEt-1) có ảnh hưởng ngược chiều đến khả năng sinh lợi trong năm
tiếp theo. Thay đổi thu nhập trong năm hiện tại (E0 – E-1)/B-1 khơng có ảnh hưởng đến
thay đổi thu nhập của 2 năm tiếp theo. Kết quả này đồng nhất với kết quả MH2. Như
vậy, kết quả MH5 cũng ủng hộ giả thuyết H1 và giả thuyết H2 trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Hệ số Beta của biến quy mô (SIZE) đều mang giá trị âm và có ý nghĩa ở mức 1% với T=1 và T=2, tương ứng là -0,0901 và -0,0705. Nghĩa là quy mô doanh nghiệp có ảnh hưởng tiêu cực đến sự thay đổi thu nhập của doanh nghiệp trong 2 năm sau khi thay đổi cổ tức. Nói cách khác, các doanh nghiệp quy mơ nhỏ thì mức tăng về khả
năng sinh lợi trong 2 năm sau khi thay đổi cổ tức sẽ lớn, ngược lại các doanh nghiệp
quy mơ lớn thì mức tăng về khả năng sinh lợi 2 năm sau sẽ nhỏ.
Hệ số Beta của biến cơ hội đầu tư (MTB) và tốc độ tăng trưởng (GROW) đều có giá trị dương, nhưng chỉ có ý nghĩa giải thích khi T=1, khơng có ý nghĩa giải thích khi T=2. Cụ thể khi T=1, hệ số của beta của MTB bằng 0,0182, mức ý nghĩa 10%; hệ số beta của GROW bằng 0,0672, mức ý nghĩa 1%. Do đó, cơ hội đầu tư và tốc độ tăng