CHƯƠNG 3 : PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.3. Giả thuyết và mô hình nghiên cứu về mối quan hệ một chiều giữa
3.3.2. Mơ hình nghiên cứu
Để kiểm định giả thuyết 1 và giả thuyết 2 về mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức
và khả năng sinh lợi tương lai của doanh nghiệp, trước hết tác giả sử dụng mơ hình hồi
quy giản đơn được đưa ra bởi Nissim & Ziv (2001). Biến phụ thuộc là thay đổi thu
nhập được điều chỉnh theo giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu và biến độc lập là thay
đổi cổ tức.
Ngoài ra, tác giả cũng đưa biến ROE của năm trước vào mơ hình dự báo khả
năng sinh lợi tương lai làm biến kiểm soát, tương tự Nissim & Ziv (2001). Lý do vì, một số học giả như: Ball & Watts (1972), Gonedes (1973), Albrecht & cộng sự (1977) và Watts & Leftwich (1977) dựa trên giả thuyết rằng thu nhập tuân theo một bước đi ngẫu nhiên, kết luận không dự báo được thay đổi thu nhập hàng năm. Tuy nhiên, trong một nghiên cứu về dự báo thay đổi thu nhập, Freeman & cộng sự (1982) lập luận rằng kết quả trên chỉ đúng trong một số trường hợp, vì việc mở rộng thơng tin dự báo sẽ cho phép bác bỏ giả thuyết rằng thay đổi thu nhập không dự báo được. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Freeman & cộng sự (1982) đã chứng minh được rằng tỷ lệ hoàn vốn là chỉ tiêu quan trọng và có ý nghĩa trong việc dự báo sự thay đổi thu nhập của doanh nghiệp. Cụ thể, tỷ lệ hồn vốn hiện tại cung cấp thơng tin để dự báo thay đổi thu nhập
tương lai. Vì vậy, Nissim & Ziv (2001) đã bổ sung biến ROE của năm trước vào làm
biến kiểm soát. Nghiên cứu của Fama & French (2000) cũng đưa ra kết luận ROE có
xu hướng đảo chiều về giá trị trung bình, nên ROE có tương quan ngược chiều với
thay đổi thu nhập tương lai. Kết quả nghiên cứu của Nissim & Ziv (2001) cho thấy
ROE có tác động tiêu cực đến thay đổi khả năng sinh lợi trong các năm tiếp theo, với
mức ý nghĩa rất cao. Kết luận này cũng được tìm thấy trong nhiều nghiên cứu kiểm
định lý thuyết tín hiệu cổ tức như: Grullon & cộng sự (2005), Choi & cộng sự (2011),
Reza & cộng sự (2014). Vì vậy, trong các mơ hình kiểm định mối quan hệ giữa thay
đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai trên thị trường chứng khoán Việt Nam, tác
giả cũng sử dụng biến ROEt-1 là biến kiểm sốt cho mơ hình.
Mơ hình 1: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1∆DIV0 + α2ROEt-1 + εt
Trong đó: khi t = 0 là năm thay đổi cổ tức
khi thay đổi cổ tức)
∆DIV0: Tỷ lệ thay đổi cổ tức năm 0
Et: Thu nhập năm t sau khi thay đổi cổ tức của doanh nghiệp i Et-1: Thu nhập 1 năm trước năm t của doanh nghiệp i
B-1: Là giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu 1 năm trước khi thay đổi cổ tức ROEt-1: Là lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu 1 năm trước năm t
Ví dụ: Nếu năm 2009 là năm thay đổi cổ tức, sẽ được đặt ứng với t=0, khi đó
thay đổi cổ tức ∆DIV0 = (DIV2009 – DIV2008)/DIV2008 và biến phụ thuộc bằng: (E2010 – E2009)/ E2008 với t=1 và (E2011 – E2010)/ E2008 với t=2
Mơ hình 1 (MH1) đánh giá ảnh hưởng của thay đổi cổ tức nói chung đến dự báo khả năng sinh lợi 2 năm sau. Tuy nhiên, Nissim and Ziv (2001) chỉ ra rằng mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lời tương lai không tương đồng trong trường hợp cổ tức tăng và trường hợp cổ tức giảm. Qua phân tích số liệu biến động lợi nhuận
và khả năng sinh lợi trong năm thay đổi cổ tức và 2 năm tiếp theo (bảng số 2.11; 2.12
và 2.13) của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam cũng cho thấy mối tương quan có sự khác nhau trong trường hợp cổ tức tăng và trường hợp cổ tức giảm. Do đó, để làm rõ mối tương quan giữa tăng cổ tức và giảm cổ tức đến dự báo khả năng sinh lợi tương lai, tác giả sử dụng 2 hệ số khác nhau cho 2 trường hợp. Việc sử dụng 2 hệ số khác nhau này cũng được áp dụng trong nghiên cứu của Nissim & Ziv (2001), Grullon & cộng sự (2005) và Choi & cộng sự (2011).
Mặt khác, qua bảng số liệu 2.11; 2.12 và 2.13 cũng cho thấy thay đổi cổ tức có
tương quan mạnh với thay đổi lợi nhuận và khả năng sinh lợi tại năm t=0. Nghiên cứu của Benartzi & cộng sự (1997), Nissim & Ziv (2001), Grullon & cộng sự (2005) cũng tìm thấy mối tương quan này. Do đó, mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và thay đổi khả năng sinh lợi trong 2 năm tiếp theo có thể gặp phải vấn đề tự tương quan trong chuỗi thay đổi lợi nhuận, nên biến trễ của biến phụ thuộc sẽ được đưa vào mơ hình 1 để kiểm
soát khả năng tự tương quan trong chuỗi thay đổi lợi nhuận. Vì vậy, mơ hình thứ hai
của Nissim & Ziv (2001) sẽ được vận dụng để kiểm định mối quan hệ một chiều giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai trên thị trường chứng khốn Việt Nam:
Mơ hình 2: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1DPC.∆DIV0 + α2DNC.∆DIV0 + α3ROEt-1
+ α4(E0 – E-1)/B-1 + εt Trong đó:
DPC: Là biến giả bằng 1 nếu cổ tức tăng (∆DIV0>0) và bằng 0 trong các trường hợp khác
trường hợp khác
E0: Lợi nhuận của doanh nghiệp i năm thay đổi cổ tức (năm 0) E-1: Lợi nhuận của doanh nghiệp i năm trước khi thay đổi cổ tức
Choi & cộng sự (2011) lại cho rằng các biến trong mơ hình 1 của Nissim & Ziv (2001) có thể xảy ra hiện tượng tự tương quan với dữ liệu thời gian, để khắc phục hiện tượng này tác giả đã bổ sung các biến trễ của biến giải thích trong mơ hình 1 và thêm biến (E0 – E-1)/B-1 vào mơ hình. Vì vậy, Choi & cộng sự (2011) chuyển mơ hình 1 thành mơ hình với biến trễ như sau:
Mơ hình 3: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1∆DIV0 + α2ROEt-1+ α3∆DIV-1 + α4ROEt-2
+ α5(E0 – E-1)/B-1 + εt
Tiếp theo, tác giả thực hiện hồi quy mơ hình 3 để kiểm định giả thuyết H1 và giả thuyết H2.
Ngồi 3 mơ hình trên, tác giả vận dụng mơ hình hồi quy kiểm sốt khả năng phi tuyến tính trong thu nhập của Grullon & cộng sự (2005) để kiểm định mối quan hệ
nhân quả giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai trên TTCK Việt Nam.
Mơ hình 4: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1DPC.∆DIV0 + α2DNC.∆DIV0
+ (β1DFE0+β2NDFED0.DFE0+β3NDFED0.DFE02+β4PDFED0.DFE02)
+ (λ1CE0+ λ2NCED0.CE0+ λ3NCED0.CE02 + λ4PCED0.CE02) + εt
Trong đó:
DFE0 = ROE0 – E[ROE0], với E[ROE0] là giá trị kỳ vọng của ROE0
ROE0: Thu nhập trên vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp năm 0 (năm thay đổi cổ tức)
E[ROE0] là giá trị kỳ vọng của ROE0, thu được bằng cách hồi quy theo từng
năm ROE0 dựa trên logarit tự nhiên của tổng tài sản năm -1, logarit tự nhiên giá trị thị trường/giá trị sổ sách của cổ phiếu năm -1 và ROE-1, sau đó dùng lệnh Predict để tính E[ROE0]
E[ROE0] = α0 + α1log(SIZE-1) + α2log(MTB-1) + α3ROE-1 + εt
SIZE-1: Tổng tài sản năm trước khi thay đổi cổ tức (năm -1) của doanh nghiệp MTB-1: Giá trị thị trường/giá trị sổ sách của cổ phiếu năm trước khi thay đổi cổ tức (năm -1) của doanh nghiệp
ROE-1: Thu nhập trên vốn chủ sở hữu năm -1 của doanh nghiệp
NDFED0 là biến giả bằng 1 nếu DFE0 âm (DFE0<0) và bằng 0 trong trường hợp còn lại
PDFED0 là biến giả bằng 1 nếu DFE0 dương (DFE0>0) và bằng 0 trong trường hợp còn lại
CE0 = (E0 – E-1)/B-1
NCED0 là biến giả bằng 1 nếu CE0 âm (CE0<0) và bằng 0 trong trường hợp còn lại PCED0 là biến giả bằng 1 nếu CE0 dương (CE0>0) và bằng 0 trong trường hợp còn lại
Cuối cùng, tác giả mở rộng mơ hình hồi quy của Nissim & Ziv (2001) bằng việc thêm các biến kiểm soát gồm: Quy mô của doanh nghiệp, cơ hội đầu tư và tốc độ tăng
trưởng vào mơ hình. Tác giả thêm các biến kiểm sốt trên vào mơ hình vì nội dung lý thuyết vòng đời phát biểu rằng các nguồn lực của doanh nghiệp, khả năng tiếp cận thị trường vốn và cơ hội đầu tư thay đổi theo các giai đoạn phát triển của một doanh nghiệp
(Mueller, 1972). Dựa trên lý thuyết vòng đời, nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã cho thấy, trong giai đoạn đầu, doanh nghiệp có xu hướng khơng trả cổ tức hoặc trả cổ tức ở
mức thấp bởi vì doanh nghiệp cần giữ lại tiền mặt cho tăng trưởng và các cơ hội đầu
tư. Đến giai đoạn trưởng thành, doanh nghiệp thường tăng mức trả cổ tức cho cổ đơng. Do đó, lý thuyết vịng đời đưa ra cách giải thích khác cho sự thay đổi cổ tức giữa các doanh nghiệp. Nghiên cứu của Fama & French (2001) phát hiện ra các cơng ty có quy mơ nhỏ nhưng cơ hội đầu tư cao, tốc độ tăng trưởng cao thì tỷ lệ cổ tức giảm đáng kể. Nghiên cứu của Grullon & cộng sự (2002), DeAngelo & cộng sự (2006), Kowaleski
& cộng sự (2007), Denis & Osobov (2008) cũng đưa ra kết luận tương tự. Ngoài ra,
việc đưa thêm các biến kiểm sốt vào mơ hình sẽ giúp làm giảm vấn đề tương quan giữa
biến độc lập và phần dư, hạn chế vấn đề nội sinh của mơ hình.
Quy mơ doanh nghiệp (SIZE)
Yếu tố quy mơ doanh nghiệp được tìm thấy có mối quan hệ cùng chiều với tỷ lệ chi trả cổ tức trong nghiên cứu thực nghiệm của Al-Malkawi (2007), Mansourinia & cộng sự (2013); Nguyễn Thị Minh Huệ & cộng sự (2014) trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Điều này được giải thích là do các công ty lớn thường dễ dàng tiếp cận được thị trường vốn,
khả năng huy động nguồn vốn bên ngoài cao hơn các cơng ty có quy mơ nhỏ. Vì vậy các cơng ty có quy mơ lớn có khả năng duy trì cổ tức và trả cổ tức ở mức cao. Trong nghiên cứu này, quy mô doanh nghiệp được đo lường bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản, tương tự như nghiên cứu của Smith & cộng sự (1992), Milton (2004):
SIZE = ln(Total Assets)
Cơ hội đầu tư (MTB)
Theo nội dung lý thuyết vòng đời và kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Fama & French (2001), Grullon & cộng sự (2002), DeAngelo & cộng sự (2006), Kowaleski &
cộng sự (2007) cho thấy cơ hội đầu tư có mối quan hệ ngược chiều với mức cổ tức của
doanh nghiệp. Một cơng ty có nhiều cơ hội đầu tốt trong tương lai có xu hướng giảm
phần lợi nhuận dành trả cổ tức cho cổ đông hoặc không trả cổ tức, mà dành phần lớn lợi nhuận để tái đầu tư nhằm tạo giá trị gia tăng cho doanh nghiệp trong tương lai. Do
đó, cơ hội đầu tư tương lai có thể ảnh hưởng đến thay đổi cổ tức của doanh nghiệp, từ đó ảnh hưởng đến tín hiệu cổ tức. Nghiên cứu của Choi & cộng sự (2011) kiểm định lý
thuyết tín hiệu cổ tức trên thị trường chứng khoán Hàn Quốc cũng cho thấy nội dung thơng tin cổ tức có sự khác nhau giữa 2 nhóm: cơng ty có cơ hội đầu tư cao và cơng ty có cơ hội đầu tư thấp. Vì vậy, tác giả đưa yếu tố cơ hội đầu tư vào mơ hình làm biến kiểm
sốt. Tác giả sử dụng chỉ tiêu giá trị thị trường/giá trị sổ sách (MTB) để đo lường cơ
hội đầu tư của doanh nghiệp, cách đo lường này được vận dụng theo Fama & French
(2001).
MTB = Giá trị thị trường của cổ phiếu/giá trị sổ sách của cổ phiếu
Tốc độ tăng trưởng (GROW)
Theo lý thuyết vòng đời, tốc độ tăng trưởng có quan hệ ngược chiều đến tỷ lệ cổ tức của doanh nghiệp. Khi một doanh nghiệp đang ở trong giai đoạn tăng trưởng, các nhà quản trị có xu hướng ưu tiên dùng vốn nội tại để thực hiện các dự án đầu tư phát triển, nên cổ tức
của các doanh nghiệp trong giai đoạn này thường thấp (Jensen & cộng sự, 1992). Trong
nghiên cứu này, tác giả vận dụng cách đo lường tốc độ tăng trưởng của Denis & Osobov (2008). Trong đó, tốc độ tăng trưởng bằng tỷ lệ tăng trưởng tổng tài sản hàng năm.
GROW = (Tổng tài sản năm t – tổng tài sản năm t-1)/tổng tài sản năm t-1
Như vậy, mơ hình cuối cùng kiểm định mối quan hệ một chiều giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam như sau:
Mơ hình 5: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1DPC.∆DIV0 + α2DNC.∆DIV0 + α3ROEt-1
+ α4(E0 – E-1)/B-1 + α5SIZE0+ α6MTB0 + α7GROW0 + εt Trong đó:
SIZE0: Quy mơ doanh nghiệp năm thay đổi cổ tức
MTB0: Giá trị thị trường/giá trị sổ sách của cổ phiếu năm thay đổi cổ tức GROW0: Tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp năm thay đổi cổ tức.
Sau khi hồi quy 5 mơ hình nghiên cứu trên, tác giả thực hiện phân tích Robust
để làm rõ hơn mối quan hệ một 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
với lợi nhuận của năm trước, trong khi thay đổi ROA cho biết tăng trưởng về khả năng sinh lợi. Mặt khác, tổng tài sản của doanh nghiệp thay đổi khi tổng nợ hoặc nguồn vốn của doanh nghiệp thay đổi và ROA không phụ thuộc vào các khoản mục đặc biệt như các khoản mục bất thường. Nghiên cứu của Harada và Nguyen (2005) kiểm định lý thuyết tín hiệu trên thị trường chứng khốn Nhật Bản cũng đo lường biến phụ thuộc trong mơ hình là thay đổi ROA qua các năm sau khi thay đổi cổ tức.
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). Khi đó
biến kiểm sốt gồm ROEt-1 và biến trễ của biến phụ thuộc (E0 – E-1)/B-1 trong các mơ hình trên được thay thế bằng ROAt-1 và (ROA0 – ROA-1).