Biến Dự Đoán PAYOUT (P-value) YIELD (P-value) C 1.1770 -0.2097 (0.0431) (0.2310) PRE-DIVIDEND + -0.0277 0.0096 (0.1166) (0.8963) BOARD + 0.0514 -0.0029 (0.0180) (0.6543) CASH + 0.0001 0.0000 (0.0236) (0.8342)
49 CEOCHAIR + -0.0068 -0.0134 (0.8954) (0.3878) FCF + -0.0775 -0.0086 (0.1762) (0.6169) GROWTH - -0.0230 0.0028 (0.3521) (0.9955) LEV - 0.2440 0.0238 (0.1488) (0.7117) MANOW + -1.0158 -0.0008 (0.0000) (0.6385) OUTRADE - 0.0457 -0.0854 (0.7469) (0.9855) SIZE + -0.0660 0.0183 (0.1307) (0.0455) STDIV + 0.6344 0.1011 0.0000 0.1668 NI + -0.0461 0.0003 (0.6545) (0.0000) STATE + -0.0963 0.0002 (0.4469) (0.9911) R-squared 0.9216 0.4237 Adjusted R-squared 0.8975 0.2467 Prob(F-statistic) 0.0000 0.0000 Durbin-Watson stat 2.0266 1.9655
Nguồn: thống kê bằng Eviews
Tiếp đến, luận văn dùng kiểm định F-limer test để chọn ra mơ hình phù hợp hơn giữa POOL và FEM
50
Kiểm định F-limer test dùng kiểm định mơ hình hồi quy phù hợp hơn giữa mơ hình tác động cố định và mơ hình hồi quy gộp. Kiểm định F-limer test với giả thuyết
H0: các hệ số chặn của các cơng ty đều bằng nhau H1: có sự khác nhau về hệ số chặn giữa các công ty Bảng 4.11 Kết quả kiểm định F-limer test
Redundant Fixed Effects Tests
Equation: BDAU_FIX_PAY
Test cross-section fixed effects
Effects Test Statistic d.f. Prob.
PAYOUT Cross-section F 31.25331 -69,267 0.0000 Cross-section Chi-square 771.999 69 0.0000 YIELD Cross-section F 0.749586 -69,268 0.9231 Cross-section Chi-square 61.9741 69 0.7131
Nguồn: tự tổng hợp từ kết quả hồi quy bằng Eviews
Theo bảng 4.11 Kết quả đối với biến PAYOUT cho thấy giá trị P-value bằng 0.0000 nhỏ hơn 0.05 (lấy mức ý nghĩa 5%) nên bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận H1, có thể kết luận giữa các cơng ty có hệ số chặn khác nhau. Do vậy, việc hồi quy sử dụng mơ hình Pooled OLS là không phù hợp, mô hình phù hợp để ước lượng PAYOUT là FEM hoặc REM.
Tương tư đối với YIELD, kiểm định hệ số chặn đối với các công ty cho thấy p- value bằng 0.92 lớn hơn 0.05 (lấy mức ý nghĩa 5%), có thể kết luận các hệ số
51
chặn của các cơng ty là như nhau, mơ hình Pooled OLS hoàn toàn phù hợp để ước lượng YIELD.
4.3.2. Lựa chọn mơ hình phù hợp giữa FEM và REM
Bảng 4.12 Kết quả hồi quy tác động ngẫu nhiên (REM) trường hợp của biến PAYOUT
Biến Đoán Dự PAYOUT (P-value) C 1.4562 (0.0001) PRE-DIVIDEND + -0.0056 (0.7463) BOARD + 0.0315 (0.1078) CASH + 0.0001 (0.0055) CEOCHAIR + 0.0140 (0.7587) FCF + -0.0800 (0.1588) GROWTH - -0.0293 (0.2247) LEV - 0.3048 (0.0277) MANOW + -0.9319 (0.0000) OUTRADE - -0.0345 (0.7772) SIZE + -0.0816 (0.0046) STDIV + 0.6256 (0.0000) NI + -0.1191 (0.2239) STATE -0.1045 (0.1659) R-squared 0.4226
52
Adjusted R-squared 0.4002 Prob(F-statistic) 0.0000 Durbin-Watson stat 1.4151
Nguồn: tự tổng hợp từ kết quả hồi quy bằng Eviews
Để kiểm định giữa REM và FEM, mơ hình nào phù hợp hơn, luận văn dùng kiểm định Hausman test với giả thuyết
H0: mơ hình REM là phù hợp H1: mơ hình FIX là phù hợp
Bảng 4.13 Kết quả kiểm định Hausman test cho PAYOUT Redundant Fixed Effects Tests
Equation: BDAU_FIX_PAY Test cross-section fixed effects
Effects Test Chi-Sq.
Statistic Chi-Sq. d.f Prob.
PAYOUT
Cross-section random 114.897847 13 0.0000
Nguồn: tự tổng hợp từ kết quả hồi quy bằng Eviews
Kết quả trong bảng 4.14 cho thấy P-value của kiểm định bằng 0.0000 nên kết luận kiểm định Hausman test chấp nhận gỉa thuyết H0 tức là khơng có sự khác biệt trong kết quả ước lượng giữa mơ hình FEM và REM. Và mơ hình FEM trong trường hợp này là phù hợp hơn.
Tóm lại, thơng qua các kiểm định F-limer test và Hausman test, luận văn chọn phương pháp POOL cho ước lượng YIELD, và phương pháp FEM cho ước lượng PAYOUT để hồi quy mơ hình gốc.
53
Đúng như dự đốn, mơ hình tác động cố định FEM khơng có hiện tượng tự tượng quan, thể hiện qua hệ số Durbin-watson bằng 2,02, tức khơng có tự tương quan trong mơ hình.
4.5. Mức độ tác động của các nhân tố đến tỷ lệ chi trả cổ tức
Mơ hình ước lượng đối với PAYOUT sử dụng mơ hình Fixed effect (FEM) là phù hợp; cịn đối với YIELD sử dụng mơ hình Pooled OLS là phù hợp
Dấu các hệ số đều phù hợp với giả thuyết nghiên cứu
Bảng 4.14 Mơ hình các nhân tố tác động đến tỷ lệ chi trả cổ tức.
Biến Dấu hệ số PAYOUT (P-value) YIELD (P-value) C 0.3612 0.0390 (0.0111) (0.0290) PRE_PAYOUT - -0.0279 x (0.1144*) x PRE_YIELD x 0.0096 x 0.8963 BOARD + 0.0460 -0.0070 (0.0272**) (0.0161**) STATE 0.0096 0.0110 (0.4469) (0.1256) CASH + 0.0001 0.0000 (0.0335**) (0.6629) CEOCHAIR -0.0142 -0.0056 (0.7801) (0.4386) FCF -0.0779 -0.0097 (0.1736) (0.5328) GROWTH -0.0228 0.0011 (0.3559) (0.8644)
54 LEV 0.2449 0.0151 (0.1570) (0.4228) MANOW - -0.9962 0.0200 (0.000***) (0.4553) OUTRADE 0.0353 -0.0248 (0.8021) (0.1658) SIZE -0.0622 -0.0031 (0.1512) (0.3347) STDIV + 0.6395 0.0972 (0.000***) (0.000***) NI -0.0355 -0.0145 (0.7276) (0.4688) R2 91.90% 28.63% * Ghi chú: * mức ý nghĩa 10%,** mức ý nghĩa 5%, *** mức ý nghĩa 1%
Nguồn: tự tổng hợp từ kết quả hồi quy bằng Eviews
Mức độ giải thích R2 cao 91,9% với mơ hình DIV1. Điều đó nghĩa là các biến giải thích trong mơ hình giải thích được đến 91,9% sự thay đổi trong tỷ lệ chi trả cổ tức của doanh nghiệp.
Mơ hình đối với PAYOUT
BOARD
CASH
MANOW
STDIV
55
Mơ hình đối với YIELD
Kết quả mơ hình đánh giá tác động lên PAYOUT cho thấy chỉ có các biến BOARD, CASH, STDIV, MANOW có ý nghĩa thống kê qua mơ hình Fixed effect. Và đối với mơ hình đánh giá tác động lên YIELD cho thấy chỉ có biến BOARD, STIDV có ý nghĩa thống kê qua mơ hình POOL.
Đối với câu hỏi nghiên cứu thứ nhất kết quả nghiên cứu PAYOUT và YIELD đều cho thấy biến STATE đều khơng có ý nghĩa thống kê. Nghĩa là yếu tố sở hữu nhà nước không ảnh hưởng đến việc chi trả cổ tức của công ty. Điều này trái ngược với dự đoán với lý thuyết ràng buộc vốn.
Đối với câu hỏi nghiên cứu các nhân tố quản trị doanh nghiệp và đặc điểm cơng ty có tác động như thế nào đến tỷ lệ chi trả cổ tức, kết quả bảng 4.18 cho thấy như sau:
Nhóm biến quản trị doanh nghiệp:
BOARD: Hệ số hồi quy của biến BOARD có ý nghĩa thống kê cả 2 mơ hình với chiều hướng tác động đúng như dự đoán của lý thuyết thay thế. Giá trị tuyệt đối của hệ số hồi quy BOARD ở mơ hình 1 là 0,0460. Tức là, khi biến BOARD tăng 1 đơn vị hay HĐQT có thêm 1 thành viên thì tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 4.6% tương ứng 460 đồng/cổ phần, tỷ suất cổ tức tăng 1,61%.
CEOCHAIR: trong mơ hình PAYOUT, YIELD, biến CEOCHAIR không tác động đến tỷ lệ chi trả cổ tức và tỷ suất cổ tức hàm ý việc CEO cơng ty có đồng
BOARD
STDIV
56
thời là chủ tịch HĐQT hay không sẽ không ảnh hưởng đến tỷ lệ chi trả cổ tức và tỷ suất cổ tức của công ty.
MANNOW: biến MANOW có tác động ngược chiều, có ý nghĩa thống kê cao trong mơ hình PAYOUT. Giá trị tuyệt đối của hệ số hồi quy khá cao, chứng tỏ tỷ lệ nắm giữ cổ phần của CEO có tác động lớn đến tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty. Khi tỷ lệ sở hữu cổ phần của CEO giảm 1% sẽ kéo theo tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 99,62% (tương ứng 9.962 đồng) điều này phù hợp với lý thuyết kết quả. Nhưng, biến MANOW lại khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình đối với biến YIELD hàm ý tỷ lệ sở hữu của các CEO không ảnh hưởng đến tỷ suất cổ tức của công ty.
OUTRADE: cả hai mơ hình hệ số hồi quy của biến OUTRADE khơng có ý nghĩa thống kê, hàm ý tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập không tác động đến tỷ lệ chi trả cổ tức và tỷ suất cổ tức của cơng ty.
Nhóm biến đặc điểm của doanh nghiệp
Chỉ có các biến CASH, STIDV, PREPAYOUT có ý nghĩa thống kê. Đặc biệt, biến STIDV có ý nghĩa thống kê cao ở cả hai mơ hình.
PREPAYOUT: đúng như dự đốn, biến PREPAYOUT có tác động dương lên tỷ lệ chi trả cổ tức. Giá trị tuyệt đối của hệ số hồi quy là 0,0278 tức là, khi biến tỷ lệ chi trả cổ năm trước tăng 1% tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 2,78% (tương ứng 278 đồng/cổ phần). Trong mơ hình YIELD hệ số hồi quy biến PREYIELD khơng có ý nghĩa thống kê.
CASH: biến CASH có tác động dương lên tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty, tuy nhiên mức độ tác động không đáng kể. Giá trị tuyệt đối quá thấp (0.0001), gần
như không tác động gì đến tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty. Hệ số hồi quy của biến CASH đối với mơ hình YIELD khơng có ý nghĩa thống kê, nghĩa là lượng tiền mặt vào cuối năm của công ty không ảnh hưởng đến tỷ suất cổ tức của công ty.
FCF, GROWTH, LEV, SIZE, NI đều khơng có ý nghĩa thống kê ở cả hai mơ hình. Điều này cho thấy rằng dịng tiền tự do, tăng trưởng doanh thu, đòn bẩy và
57
lợi nhuận ròng /tổng tài sản của công ty không tác động đến tỷ lệ chi trả cổ tức và tỷ suất cổ tức của công ty.
STIDV: biến STIDV tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê cao ở cả hai mơ hình là 1%. Giá trị tuyệt đối của hệ số hồi quy khá cao, chứng tỏ việc chi trả cổ tức bằng cổ phiếu trong năm có ảnh hưởng lớn đến tỷ lệ chi trả cổ tức của cơng ty. Ở mơ hình PAYOUT, khi chi trả cổ tức bằng cổ phiếu trong năm tăng 1% sẽ kéo theo tỷ lệ chi trả cổ tức tăng 63.94% (tương ứng tăng 6.394 đồng), tỷ suất cổ tức tăng 9,72%.
TĨM TẮT: Tóm lại, mơ hình tác động cố định (FEM) theo phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS tỏ ra hiệu quả trong việc đo lường nhân tố nhà nước cũng như các nhân tố khác thuộc về quản trị và đặc điểm khác của cơng ty tác động đến chính sách cổ tức . Cấu trúc sở hữu có tác động đến cả tỷ lệ chi trả cổ tức và tỷ suất cổ tức nhưng, tác động của cấu trúc sở hữu đến tỷ lệ chi trả cổ tức (biến PAYOUT) là lớn nhất và rỏ ràng nhất.
Kết quả kiểm định mơ hình đã giúp tác giả trả lời 2 câu hỏi nghiên cứu đã đặt ra. Theo đó, yếu tố sở hữu nhà nước khơng tác động đến tỷ lệ chi trả cổ tức không phù hợp với giả thuyết ban đầu. Doanh nghiệp với quy mơ HĐQT lớn sẽ có tỷ lệ chi trả cổ tức nhiều hơn, doanh nghiệp với tỷ lệ nắm giữ của CEO cao sẽ có tỷ lệ chi trả cổ tức thấp.
Các biến thuộc về đặc điểm doanh nghiệp khi đưa vào mơ hình cũng đưa ra kết quả phù hợp với dự đốn trước đó. Theo đó, cơng ty có lượng tiền mặt vào cuối năm cao và cổ tức bằng cổ phiếu cao sẽ chi trả cổ tức nhiều hơn.
58
5. Kết luận
Luận văn kế thừa các lý thuyết và mơ hình trước đó ở các quốc gia khác để kiểm định cấu trúc sở hữu ảnh hưởng đến chính sách cổ tức của 70 cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khoán việt Nam trong giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2012. Tác gỉa rút ra các kết luận sau:
-Về câu hỏi nghiên cứu thứ 1, luận văn thấy rằng yếu tố sở hữu nhà nước không tác động đến chính sách cổ tức của cơng ty. Bằng chứng này của luận văn đóng góp nhỏ quan điểm cho rằng không phải các doanh nghiệp thuộc sở hữu nhà nước sẽ chi trả cổ tức cao hơn các doanh nghiệp không thuộc sở hữu nhà nước. -Về câu hỏi nghiên cứu thứ 2, luận văn thấy rằng cơng ty có quy mơ HĐQT lớn có xu hướng chi trả cổ tức nhiều hơn các doanh nghiệp còn lại, và tỷ lệ sở hữu cổ phần của CEO cao sẽ chi trả cổ tức ít hơn các doanh nghiệp có CEO nắm giữ ít cổ phần. Riêng CEO có là kiêm nhiệm vị trí chủ tịch HĐQT hay khơng và tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập lại khơng có tác động đến chính sách cổ tức của công ty.
-Ngồi ra chính sách cổ tức cịn chịu tác động bởi số dư tiền mặt vào cuối năm theo đúng như các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm trên thế giới. Theo đó, cơng ty có số dư tiền mặt vào cuối năm nhiều sẽ chi trả cổ tức nhiều hơn.
Luận văn cịn một số hạn chế như mẫu nghiên cứu có quy mơ nhỏ, và giới hạn khoản thời gian cho các các quan sát, chưa đo lường nhiều đặc điểm khác của doanh nghiệp tác động đến chính sách cổ tức như thế nào nên kết quả nghiên cứu chưa thể phản ảnh hết tác động của cấu trúc sở hữu đến chính sách cổ tức. Với một dữ liệu nghiên cứu đủ lớn cũng như một số đặc điểm của doanh nghiệp khác thì mơ hình hình nghiên cứu hứa hẹn sẽ mang lại nhiều kết quả thú vị hơn.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
-Aivazian, V., Booth, L., & Cleary, S. (2003). Do emerging market firms follow different dividend policies from U.S. firms? The Journal of Finance Research Vol. XXVI, No. 3. Pages 371-387. Fall 2003
-Chang, B., Dutta, S., 2012, Dividends and Corporate Governance: Canadian Evidence, The IUP Journal of Applied Finance, Vol. 18, No. 4, pp. 5-30, October 2012.
-Chen, D. H., Jian, M., & Xu, M. (2009). Dividends for tunneling in a regulated economy: The case of China. Pacific-Basin Finance Journal, 17, 209–223
-Chen, L., C. Lin., and Yong-Cheol, K. (2011). Financial Characteristics, Corporate Governance and the Propensity to Pay Cash Dividends of Chinese Listed Companies. International Business and Management, 3(1): 176-188. -Chen, Z.,Cheung, Y., Stouraitis, A., & Wong, A., (2005). Ownership Concentration, Firm Performance, and Dividend Policy in Hong Kong. Pacific- Basin Finance Journal 13, 431-449.
- Claessens, S., & Djankov, S., (1999). Ownership Concentration and Corporate Performance in the Czech Republic. Journal of Comparative Economics 27, 498- 513.
-Easterbrook F H (1984), “Two Agency-Cost Explanations of Dividends”, American Economic Review, Vol. 74, No. 4, pp. 650-659.
-Faccio M, Lang L H R and Young L (2001), “Dividends and Expropriation”, American Economic Review, Vol. 91, No. 1, pp. 54-78.
-Fama E F (1980), “Agency Problems and the Theory of the Firm”, Journal of Political Economy, Vol. 88, No. 2, pp. 288-307.
-Fama E F and Jensen M C (1983), “Separation of Ownership and Control”, Journal of Law and Economics, Vol. 26, No. 2, pp. 301-325.
-Fama, F.E. & French, K.R. (2001). Disappearing Dividends: Changing Firm Characteristics or Lower Propensity to Pay?, The Center for Research in Security Prices Working Paper No. 509
-Gang Wei, Weiguo Zhang, Jason Zezhong Xiao. Dividends Policy and
Ownership Structure in China (2003). EFMA 2004 Basel Meetings Paper
-Gul, F. A. (1999). Government share ownership, investment opportunity set and corporate policy choice in China. Pacific-Basin Finance Journal, 7, 157–172. -Hu A and Kumar P (2004), “Managerial Entrenchment and Payout Policy”, Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol. 39, No. 4, pp. 759-790. -Jensen M C (1986), “Agency Cost of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers”, American Economic Review, Vol. 76, No. 2, pp. 323-329.
-Jensen M C and Meckling W (1976), “Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure”, Journal of Financial Economics, Vol. 3, No. 4, pp. 305-360.
-La Porta, Florencio Lopez-de-silanes, and Adrei Shleifer (1999). Corporate ownership Around the word. The Journal of finance. Vol. Liv, No.2. April 1999 -La Porta R, Lopez-de-Silanes F, Shleifer A and Vishny R W (2000), “Agency Problems and Dividend Policies Around the World”, Journal of Finance, Vol. 55, No. 1, pp. 1-33.
-Lee, C. J., & Xiao, X. (2003). Cash dividend and large shareholder expropriation in China. Finland: European Financial Management Association Annual Meeting.
- Lv, C.J. and Wang K.M, 1999, An Empirical Study on Dividend Policy of China’s Listed Firms, Journal of Economics Research, 12，31-39.
-Malinee Ronapat (2004). Disappearing dividends: The case of Thai listed firms. DBA Thesis
-Shleifer, A., and R. Vishny., 1986 "Large Shareholders and Corporate Control." Journal of Political Econ- omy, vol 94, 461-488.
-Shulian Liu, Yanhong Hu, 2005. Empirical Analysis of Cash Dividend Payment in Chinese Listed Companies. Nature and Science, 3(1), 2005
-William Bradford, Chao Chen, Song Zhu, 2013, Cash dividend policy,