tức : theo cách tiếp cận đơn biến
4.3 Mối quan hệ giữa hành vi đầu tư và thay đổi cổ tức: tiếp cận đa biến
4.3.2. Phân tích hồi qui theo chuỗi thời gian và hồi qui chéo
4.3.2.1 Kiểm định mơ hình
a. Kiểm định đa cộng tuyến (correlations)
Bảng 3A(Phụ lục 3) trình bày hệ số tương quan giữa các biến độc lập. Do các hệ số tương quan giữa các biến không lớn < 0.3 nên vấn đề đa cộng tuyến không ảnh hưởng đến kết quả mơ hình.
b. Kiểm định tự tương quan (Durbin – Watson)
Theo bảng 3B (Phụ lục 3), với n= 62, k=9 và kết quả Durbin – Watson bằng 2.00 nằm trong giới hạn dU 2.00 4-dU tương ứng 1.931 2.00 2.06 do đó mơ
hình khơng có hiện tượng tự tương quan nhiễu.
c. Kiểm định lựa chọn mơ hình (Likelihood ratio – Hausman)
Kiểm định Likelihood
Giả thiết Ho: mơ hình Pooled phù hợp hơn mơ hình Fixed effect. Nếu giá trị P (p-value) > α (mức ý nghĩa) thì chấp nhận giả thiết Ho. Bảng 3C (Phụ lục 3) trình bày giá trị P (p-value) = 0.58 > α = 0.05, điều này cho thấy mơ hình Pooling phù hợp hơn mơ hình Fixed Effect.
Kiểm định Hausman
Giả thiết Ho: mơ hình Random effect phù hợp hơn mơ hình Fixed effect. Nếu giá trị P (p-value) > α (mức ý nghĩa) thì chấp nhận giả thiết Ho. Bảng 3D (Phụ lục 3) trình bày giá trị P (p-value) = 0.51 α = 0.05, điều này cho thấy mơ hình
4.3.2.2 Kết quả hồi quy
Hầu hết các kết quả của phân tích hồi qui chuỗi thời gian chéo tương tự như của hồi quy OLS như báo cáo trong bảng 4.7.
Dòng tiền được tiêu chuẩn hóa SCF vẫn có quan hệ cùng chiều rất đáng kể trong tất cả các hồi quy ở mức 10%. Biến tương tác SCF * GROUP khơng có ý nghĩa thống kê rõ ràng. Cũng giống như phân tích OLS, đại diện cho cơ hội đầu tư dài hạn PTQ được tìm thấy có mối quan hệ cùng chiều đáng kể đến mức độ đầu tư trong hầu hết các hồi quy. Trong khi đó đại diện cho độ trễ đầu tư ngắn hạn PREVGRW lại khơng có ý nghĩa thống kê. Hệ số ước lượng của PSCDIV cho thấy có mối quan hệ cùng chiều đáng kể giữa việc chi trả cổ tức năm trước và hoạt động đầu tư. Trong khi đó hệ số ước lượng của SCDIV lại khơng có ý nghĩa thống kê.
Tuy nhiên, có một sự khác biệt rõ ràng giữa phân tích chuỗi thời gian chéo và phân tích OLS: biến tương tác của SCF và PTQ có quan hệ ngược chiều đáng kể trong phân tích hồi qui chéo. Hơn nữa, độ lớn của hệ số SCF của cơng ty có q cao (0,0946) lớn hơn so với các cơng ty có q thấp (0,0060), như thể hiện trong hồi quy (5) và (6) của Bảng 4.3.2. Kết quả này cho thấy độ nhạy của chi tiêu đầu tư trước dịng tiền mặt có sẵn của cơng ty có q cao thì lớn hơn các cơng ty có q thấp. Điều này khơng phù hợp với việc kiểm sốt đầu tư quá mức của lý thuyết dòng tiền tự do.
Các biến mới đưa vào mơ hình như SCPICA có mối quan hệ ngược chiều không đáng kể ở hầu hết các quan sát, trong khi đó biến SCLIAB tuy có quan hệ cùng chiều nhưng lại khơng có ý nghĩa thống kê.
Nhìn chung, các kết quả phân tích hồi qui OLS và hồi qui chéo cung cấp những bằng chứng hỗ trợ cho lý thuyết dịng tiền tự do. Kết quả này khơng chỉ đại diện cho các doanh nghiệp niêm yết trên HOSE, mà còn phản ánh cho tất cả các doanh nghiệp tại Việt Nam do các doanh nghiệp lớn đều niêm yết tại sàn chứng khốn này.
Bảng 4.8: Phân tích hồi quy chéo và chuỗi thời gian về mức độ đầu tư được chuẩn hóa của tất cả doanh nghiệp từ 2008 đến 2012
Biến độc lập (1) Tất cả quan sát (2) Tất cả quan sát (3) Group (4) Non - Group (5) High- Tobin's q (6) Low- Tobin's q
Pooled Fixed Effect Pooled Pooled Pooled Pooled
SCF 0.0481 0.0444 0.3901 0.0490 0.0946 0.0060 (1.4809)* (1.3529)* (1.3155)* (1.4390)* (1.4197)* (0.1116) SCF*GROUP 0.0191 0.0181 -0.0500 0.0245 (0.9135) -0.5677 (-0.2644) (0.4227) PTQ 0.0840 0.0820 0.1550 0.0986 0.0944 0.1802 (0.8150)* (1.6103)* (0.9799) (1.9361)* (1.3006)* (2.2353)** SCF*PTQ -0.0541 -0.0511 -0.3478 -0.0549 -0.0925 -0.0211 (-1.8911)* (-1.7719)* (-1.2727)* (1.8429)* (-1.6599)* (-0.4110) PREVGRW 0.0071 0.0061 0.0144 0.0042 -0.0365 0.0049 (0.6673) 0.5626 0.6579 (0.3297) (-0.2654) (0.4339) PSCDIV 0.0137 0.0157 0.0150 0.0152 0.0409 -0.0015 (1.0616)* (1.1905)* (0.6504) (0.7936) (1.2243) (-0.0820) SCDIV 0.0001 0.0008 -0.0088 -0.0100 -0.0174 -0.0034 (0.0064) 0.0511 (-0.3036) (-3357) (-0.1948) (-0.1700) SCLIAB 0.0008 0.0007 0.0014 -0.0009 0.0006 0.0032 (0.7902) 0.6902 (0.0847) 0.6362 (0.2087) (0.8397) SCPICA -0.0025 -0.0025 -0.0086 -0.0019 -0.0034 0.0016 (-1.2295)* (-1.2194)* (-0.6181) (-0.8937) (-0.4840) (0.3522) Số quan sát 310 310 60 250 110 200.0000 Số công ty 62 62 12 50 22 40 Thời gian (năm) 5 5 5 5 5 5
Phân tích hồi qui dữa liệu theo chuỗi thời gian và chéo được thực hiện theo mơ hình các thành phần lỗi. Biến phụ thuộc là mức đầu tư được chuẩn hóa (SINV), bằng sự thay đổi trong tài sản cố định hữu hình được chia cho cơ sở của tài sản cố định hữu hình. Biến độc lập, ngồi những biến trong Bảng 4.3.1, tácgiả đã đưa vào những biến như sau: SCLIAB là sự thay đổi của khoản phải trả được chuẩn hóa bởi TFA. SCPICA là sự thay đổi trong vốn góp được tiêu chuẩn hóa. Hệ số
***Tóm tắt trong chương 4, tác giả đã trình bày các kết quả nghiên cứu liên quan đến thông báo chia cổ tức. Trong phần này, tác giả đã giải quyết được mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu tại mục 1.2. Tác giả đã đưa ra các kết quả của phản ứng thị trường xung quang thơng báo chia cổ tức, hành vi dịng tiền (từ hoạt động tài chính và đầu tư) xung quanh thông báo, cũng như hành chi đầu tư của doanh nghiệp khi có thơng báo chia cổ tức. Với những kết quả này, tác giả đã cung cấp thêm một số bằng chứng để phân biệt hai lý thuyết cạnh tranh: lý thuyết dòng tiền tự do và lý thuyết thơng tin dịng tiền.
CHƯƠNG V: KẾT LUẬN
Nghiên cứu về các thông báo chia cổ tức ở Việt Nam đã làm sáng tỏ thêm các cuộc tranh luận trong nổ lực phân biệt giữa hai lý thuyết dòng tiền tự do và lý thuyết thông tin dịng tiền. Ngồi việc cung cấp những bằng chứng mới, tác giả cũng áp dụng những cách tiếp cận được cải tiến khác nhau để kiểm chứng trực tiếp các giả thuyết cạnh tranh này.
Đầu tiên, tác giả xem xét dòng tiền và hành vi đầu tư xung quanh các thông báo chia cổ tức.
Thứ hai, tác giả kiểm chứng mối quan hệ giữa chính sách cổ tức, dịng tiền có sẵn, và hành vi đầu tư.
Nói chung, kết quả của nghiên cứu này hỗ trỡ cho lý thuyết thông tin tiền tệ và có vài bẳng chứng hỗ trợ lý thuyết dòng tiền tự do. Tác giả nhận thấy, các thông báo chia cổ tức không những truyền đạt thông tin về dòng tiền hoạt động mà còn truyền đạt về hành vi đầu tư trong của doanh nghiệp. Những thay đổi cổ tức không chỉ liên quan đến triển vọng thu nhập trong tương lai gần mà còn phản ánh thu nhập trong quá khứ và hiện tại.
Và có vẻ như là các hoạt động đầu tư của các công ty công bố cổ tức là phù hợp với mô tả của lý thuyết trật tự phân hạng. Ngược lại, hành vi đầu tư của các công ty trong mẫu kiểm sốt tồn phù hợp với dự đốn của lý thuyết dịng tiền tự do.
Thơng báo chia cổ tức của các công ty với giá trị q cao hơn phải chịu phản ứng của thị trường lớn hơn thơng báo của các cơng ty có giá trị Tobin q thấp hơn, điều đó khơng phù hợp lý thuyết dòng tiền tự do. Hơn nữa, sau khi kiểm sốt dịng tiền, cơ hội đầu tư và tài chính bên ngồi, việc tăng (hay giảm) cổ tức thường đi kèm với sự gia tăng (hay giảm) trong đầu tư trong tương lai.
Rõ ràng, chính sách cổ tức khơng được áp dụng một cách tích cực ở Việt Nam như một cơng cụ kiểm sốt các vấn đề đầu tư q mức, như lý thuyết dịng tiền tự do nói đến.
Nội dung chủ yếu của các lý thuyết dòng tiền tệ tự do là vấn đề đại diện giữa nhà quản lý và cổ đông. Trong cơ cấu nền kinh tế ở Việt Nam, vấn đề này được xem là vấn đề khá nghiêm trọng khi mà các nhà quản lý ít chịu sự giám sát chặt chẽ của các cổ đông.
Hạn chế đề tài là mẫu nghiên cứu khá ít, thời gian nghiên cứu ngắn nên chưa phản ánh đúng vấn đề cổ tức, dòng tiền và hoạt động đầu tư ở Việt Nam. Khi tính mức độ phản ứng của thị trường xung quanh thông báo chia cổ tức, tác giả nên nghiên cứu kĩ thị trường chứng khoán Việt Nam để chọn cửa sổ sự kiện và cửa sổ ước lượng phù hợp nhất.
1. Phạm Trí Cao, Vũ Minh Châu, 2006. Kinh tế lượng ứng dụng. Hồ Chí Minh.
Nhà xuất bản lao động xã hội.
2. Trần Ngọc Thơ, 2007. Tài chính doanh nghiệp hiện đại. Hồ Chí Minh. Nhà xuất bản Thống kê.
Tiếng Anh
1. Balasingham Balachandran., Michael Dempsey., Manali Mahamuni, 2009. Special Dividend Announcements: Signaling or Free Cash Flow Hypothesis? 2. Basil Al-Najjar và Yacine Belghitar, 2012. The information content of
cashflows in the context of dividend smoothing.
3. Benartzi, S., Michaely, R., Thaler, R., 1997. Do changes in dividends signal the future or the past? Journal ofFinance 52, 1007 – 1034.
4. Healy, P., Palepu, K., 1988. Earnings information conveyed by dividend initiations and omissions. Journal of Financial Economics 21, 149 – 175.
5. Kato, K., Loewenstein, U., Tsay, W., 1997. Dividend policy, cash flow, and investment in Japan. Pacific-Basin Finance. Journal 10, 444 – 473.
6. Kato, K.,Loewenstein, U., Tsay, W., 1997. Voluntary dividend announcements in Japan. Pacific-Basin Finance. Journal 5, 167 – 193.
7. Lang, L., Stulz, R., Walkling, R., 1991. A test of the free cash flow hypothesis: The case of bidder returns. Journal of Financial Economics 29, 315– 335. 8. Myers,S., Majluf,N.,1984. Corporate financing and investment decisions when
firms have information that investors do not have. Journal of Financial Economics 13, 187–221.
9. R. Azhagaiah., Sabari Priya .N, 2008. The Impact of Dividend Policy on Shareholders’ Wealth. International Research Journal of Finance and Economics - Issue 20, 181 – 187.
Với mơ hình nghiên cứu tổng quát như sau:
CAR = f (LOGSIZE, DIVCHG, DIVYLD, TQ, GROUP, PERIOD) (I) Tác giả thực hiện ba bước kiểm định sau:
1. Kiểm định đa cộng tuyến (correlations)
Bảng 1A: Tương quan giữa các biến độc lập
DIVCHG DIVYLD LOGSIZE PERIOD KEIRE TQ
DIVCHG 1.00 - - - - - DIVYLD -0.13 1.00 - - - - LOGSIZE -0.03 -0.09 1.00 - - - PERIOD 0.06 -0.31 -0.11 1.00 - - KEIRE -0.11 0.05 0.22 -0.03 1.00 - TQ 0.00 -0.12 0.29 0.03 -0.05 1.00
Bảng 1A trình bày hệ số tương quan giữa các biến độc lập. Do các hệ số tương quan giữa các biến không lớn < 0.3 nên vấn đề đa cộng tuyến không ảnh hưởng đến kết quả mơ hình.
2. Kiểm định tự tương quan (Durbin – Watson)
Tác giả thực hiện hồi qui theo (I) và được kết quả như sau:
Bảng 1B: Bảng kết quả kiểm định tự tương quan của nhiễu
Dependent Variable: CAR Method: Panel Least Squares Date: 04/07/14 Time: 22:43 Sample: 2008 2012
Periods included: 5
Cross-sections included: 62
DIVYLD -0.0018 0.0009 -1.9796 0.0491 GROUP 0.0007 0.0002 3.2199 0.0015 LOGSIZE 0.0000 0.0000 0.9348 0.3510 PERIOD 0.0004 0.0001 4.0732 0.0001 TQ -0.0001 0.0001 -0.5202 0.6035 C -0.0007 0.0011 -0.6000 0.5492
R-squared 0.161198 Mean dependent var 0.000388 Adjusted R-squared 0.136406 S.D. dependent var 0.0008 S.E. of regression 0.000744 Akaike info criterion -11.53668 Sum squared resid 0.000112 Schwarz criterion -11.42511 Log likelihood 1218.352 Hannan-Quinn criter. -11.49158 F-statistic 6.501983 Durbin-Watson stat 1.820073 Prob(F-statistic) 0.000003
Với n= 62, k=6 và kết quả Durbin – Watson bằng 1.82 nằm trong giới hạn dU 1.82
4-dU tương ứng 1.808 1.82 2.19 do đó mơ hình khơng có hiện tượng tự tương
quan nhiễu.
3. Kiểm định lựa chọn mơ hình (Likelihood ratio – Hausman)
a. Kiểm định Likelihood Ratio
Bảng 1C: Kiểm định sự phù hợp giữa mơ hình Pooled và Fixed effect
Redundant Fixed Effects Tests Equation: Untitled
Test cross-section fixed effects
Effects Test Statistic d.f. Prob.
Cross-section fixed effects test equation: Dependent Variable: CAR
Method: Panel Least Squares Date: 05/05/14 Time: 22:00 Sample: 2008 2012
Periods included: 5
Cross-sections included: 62
Total panel (unbalanced) observations: 210
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOGSIZE 7.55E-05 4.10E-05 1.843731 0.0667 DIVCHG -8.52E-05 9.40E-05 -0.906697 0.3656 DIVYLD -0.001743 0.000954 -1.826268 0.0693 TQ -0.000100 0.000106 -0.941856 0.3474 PERIOD 0.000450 0.000112 4.020138 0.0001 C -0.001555 0.001084 -1.435368 0.1527
R-squared 0.118359 Mean dependent var 0.000388 Adjusted R-squared 0.096751 S.D. dependent var 0.000800 S.E. of regression 0.000761 Akaike info criterion -11.49640 Sum squared resid 0.000118 Schwarz criterion -11.40077 Log likelihood 1213.122 Hannan-Quinn criter. -11.45774 F-statistic 5.477361 Durbin-Watson stat 1.733745 Prob(F-statistic) 0.000094
Giả thiết Ho: mơ hình Pooledphù hợp hơn mơ hình Fixed effect. Nếu giá trị P (p- value) > α (mức ý nghĩa) thì chấp nhận giả thiết Ho. Bảng 1C trình bày giá trị P (p-
b. Kiểm định Hausman
Bảng 1D: Kiểm định sự phù hợp giữa mơ hình Fixed effect và Random effect.
Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: Untitled
Test cross-section random effects
Test Summary
Chi-Sq.
Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 6.626529 5 0.2499
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob.
LOGSIZE -0.000159 0.000039 0.000000 0.1533 DIVCHG -0.000007 -0.000053 0.000000 0.3110 DIVYLD -0.002781 -0.001928 0.000001 0.3179 TQ -0.000010 -0.000058 0.000000 0.5266 PERIOD 0.000419 0.000446 0.000000 0.5834
Cross-section random effects test equation: Dependent Variable: CAR
Method: Panel Least Squares Date: 05/05/14 Time: 22:10 Sample: 2008 2012
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.004701 0.003842 1.223603 0.2231 LOGSIZE -0.000159 0.000145 -1.095510 0.2751 DIVCHG -7.47E-06 0.000102 -0.073266 0.9417 DIVYLD -0.002781 0.001273 -2.184491 0.0305 TQ -9.79E-06 0.000130 -0.075225 0.9401 PERIOD 0.000419 0.000118 3.535448 0.0005 GROUP NA NA NA NA Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.427330 Mean dependent var 0.000388 Adjusted R-squared 0.174566 S.D. dependent var 0.000800 S.E. of regression 0.000727 Akaike info criterion -11.36597 Sum squared resid 7.67E-05 Schwarz criterion -10.32996 Log likelihood 1258.427 Hannan-Quinn criter. -10.94715 F-statistic 1.690627 Durbin-Watson stat 2.684345 Prob(F-statistic) 0.005110
Giả thiết Ho: mơ hình Random effect phù hợp hơn mơ hình Fixed effect. Nếu giá trị P (p-value) > α (mức ý nghĩa) thì chấp nhận giả thiết Ho. Bảng 1D trình bày giá trị P (p-value) = 0.24 α = 0.05, điều này cho thấy mơ hình Random effect phù hợp
(III) Tác giả thực hiện ba bước kiểm định sau:
1. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến (correlations)
Bảng 2A: Tương quan giữa các biến độc lập
PSCDIV SCDIV GROUP PREVGRW PTQ SCF SCF_PTQ SFC_KEIRE
PSCDIV 1.00 - - - - - - - SCDIV -0.39 1.00 - - - - - - GROUP 0.03 0.00 1.00 - - - - - PREVGRW -0.01 -0.01 0.06 1.00 - - - - PTQ 0.03 -0.02 -0.15 0.02 1.00 - - - SCF 0.24 0.35 -0.08 -0.03 0.03 1.00 - - SCF_PTQ 0.26 0.27 -0.10 -0.02 0.18 0.96 1.00 - SFC_KEIRE -0.10 0.45 0.41 0.01 - 0.11 0.15 0.11 1.00
Bảng 2A trình bày hệ số tương quan giữa các biến độc lập. Do các hệ số tương quan giữa các biến không lớn < 0.4 nên vấn đề đa cộng tuyến khơng ảnh hưởng đến kết quả mơ hình.
2. Kiểm định tự tương quan nhiễu (Durbin – Watson)
Bảng 2B: Bảng kết quả kiểm định tự tương quan của nhiễu
Dependent Variable: INV_TFA Method: Panel Least Squares Date: 06/02/14 Time: 23:54 Sample: 2008 2012
Periods included: 5
SCF 0.032908 0.046505 0.707626 0.4800 PTQ 0.182001 0.079587 2.286803 0.0233 PREVGRW 0.005636 0.011284 0.499452 0.6180 PSCDIV 0.003460 0.014992 0.230811 0.8177 SCDIV -0.004677 0.018744 -0.249511 0.8032 GROUP -0.081109 0.072881 -1.112886 0.2672 SCF_PTQ -0.044466 0.044728 -0.994129 0.3214 SFC_KEIRE 0.055144 0.064719 0.852049 0.3953 C -0.067790 0.085099 -0.796603 0.4267
R-squared 0.038914 Mean dependent var 0.093538 Adjusted R-squared -0.001340 S.D. dependent var 0.366776 S.E. of regression 0.367021 Akaike info criterion 0.877163 Sum squared resid 25.72859 Schwarz criterion 1.025587 Log likelihood -78.71625 Hannan-Quinn criter. 0.937228 F-statistic 0.966702 Durbin-Watson stat 2.006947 Prob(F-statistic) 0.463379
Với n= 62, k=8 và kết quả Durbin – Watson bằng 2.00 nằm trong giới hạn dU 2.00
4-dU tương ứng 1.888 2.00 2.11 do đó mơ hình khơng có hiện tượng tự tương
quan nhiễu.
3. Kiểm định lựa chọn mơ hình (Likelihood ratio – Hausman)
a. Kiểm định Likelihood
Bảng 2C: Kiểm định sự phù hợp giữa mơ hình Pooled và Fixed effect
Effects Test Statistic d.f. Prob.
Period F 0.580931 (4,187) 0.0788 Period Chi-square 2.469953 4 0.1209
Period fixed effects test equation: Dependent Variable: INV_TFA Method: Panel Least Squares Date: 06/02/14 Time: 23:14 Sample: 2008 2012
Periods included: 5
Cross-sections included: 62
Total panel (unbalanced) observations: 200
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
SCF 0.032908 0.046505 0.707626 0.4800 PTQ 0.182001 0.079587 2.286803 0.0233 PREVGRW 0.005636 0.011284 0.499452 0.6180