Dựa vào biểu đồ 4.1 cho thấy rằng trong giai đoạn 2009 – 2012, tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất có những biến động cùng chiều. Điều này cho thấy mối quan hệ giữa hai kênh đầu tư khi xem xét về chi chi phí sử dụng vốn. Tuy nhiên, trong giai đoạn 2012 – 2013, tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất bắt đầu có xu hướng biến động ngược chiều. Khi lãi suất huy động
0.000 5.000 10.000 15.000 20.000 25.000 2009 2010 2011 2012 2013 INTEREST(%) Average DIV(%)
giảm mạnh từ 2012, tạo điều kiện cho các doanh nghiệp tiếp cận vốn dễ dàng hơn. Nhà đầu tư theo đó cũng có xu hướng đầu tư vào cổ phiếu hơn là gửi tiền vì lãi suất tiền gửi có xu hướng giảm. Với điều kiện thuận lợi cho các doanh nghiệp trong việc tiếp cận vốn, tình hình hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp được cải thiện hơn và mức cổ tức chi trả cho cổ đơng theo đó cũng tăng.
Theo Bates và cộng sự (2009), chính sách cổ tức và chính sách nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp chịu ảnh hưởng của các ràng buộc về tài chính. Tuy nhiên, bảng 4.9 hồi quy đa biến các yếu tố ảnh hưởng đến ổn định cổ tức giai đoạn 2009 – 2013 và đồ thị 4.1 thì biến số INTEREST lại khơng giải thích được cho việc ảnh hưởng đến ổn định trong chi trả cổ tức.
Tóm lại, kết quả nghiên cứu cho thấy trong giai đoạn 2009 – 2013, mức độ ổn định cổ tức của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam chịu ảnh hưởng chủ yếu của yếu tố biến động thu nhập (EV). Các yếu tố khác như quy mô doanh nghiệp, số năm niêm yết trên sàn, tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn nhất, dự phịng tài chính, tốc độ tăng trưởng của tổng tài sản và lãi suất không thể hiện được ảnh hưởng đối với mức độ ổn định cổ tức. Kết quả nghiên cứu không đồng nhất với các giả thuyết được đặt ra trong bài nghiên cứu, ngoại trừ biến EV. Điều này có thể được giải thích bởi đặc thù của các doanh nghiệp niêm yết cũng như đặc thù của thị trường chứng khoán Việt Nam. Trong số gần 700 doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam, chỉ có 144 doanh nghiệp có chỉ tiêu EPS dương và có chi trả cổ tức trong khoảng thời gian liên tục qua các năm từ 2009 – 2013. Ngoài ra, thị trường chứng khốn Việt Nam nhìn chung cịn non trẻ, thị trường chính thức đi vào hoạt động từ năm 2000 với việc vận hành sàn giao dịch chứng khoán TpHCM (HOSE) vào ngày 28/7/2000 và sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) ngày 8/3/2005. Tính đến nay, thị trường chứng khốn Việt Nam đã đi vào hoạt động được 15 năm, trong đó giai đoạn 2000 – 2006 thị trường hoạt động khá trầm lắng
4.3 Đề xuất kiểm định mơ hình với biến INTEREST được đo lường bằng chênh lệch tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm
INTEREST là biến số vĩ mô được đưa vào mơ hình nghiên cứu của đề tài. Dựa theo nghiên cứu của Jeong (2013), trong bài nghiên cứu INTEREST được đo lường bằng lãi suất tiền gửi tiết kiệm kỳ hạn một năm. Vì INTEREST là biến số vĩ mơ nên dữ liệu của INTEREST đồng nhất đối với các doanh nghiệp khác nhau. Hơn nữa, INTEREST được đưa vào mơ hình để đại diện cho ràng buộc tài chính của các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu. Khi doanh nghiệp đối mặt với vấn đề chi phí tài chính cao, doanh nghiệp sẽ đắn đo trong việc tăng cổ tức thậm chí khi thu nhập tăng. INTEREST cũng là một trong những căn cứ cơ sở để đưa ra quyết định chi trả cổ tức khi so sánh về vấn đề chi phí sử dụng vốn.
Vì những lý do trên, bài nghiên cứu đề xuất hướng nghiên cứu mới đó là đo lường biến INTEREST bằng chênh lệch giữa tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm. Với cách tính này, INTEREST sẽ đại diện thật sự cho yếu tố ràng buộc tài chính khi xem xét ảnh hưởng đến mức độ ổn định trong chi trả cổ tức của doanh nghiệp. Ngoài ra, với cách tính này thì tại mỗi năm dữ liệu của INTEREST đối với các doanh nghiệp sẽ khác nhau do tỷ lệ chi trả cổ tức của mỗi doanh nghiệp là khác nhau. Sau khi tính tốn dữ liệu cho biến INTEREST như đề xuất, bài nghiên cứu thực hiện thống kê mô tả các biến, xem xét ma trận hệ số tương quan giữa các biến và kiểm định các giả định của mơ hình. Chi tiết dữ liệu được thể hiện tại phụ lục 5.
a. Thống kê mô tả các biến
Bảng 4.11 Thống kê mô tả các biến khi INTEREST được đo lường bằng chênh lệch tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm.
Date: 05/24/15 Time: 11:16 Sample: 1 52
DDS SIZE HISTORY LARGE SLACK EV GROWTH INTEREST
Mean 1.2278 27.0480 8.288462 40.19479 6.5034 1381.115 17.8536 8.026335 Median 1.2140 26.8831 8 43.458 5.4746 1026.913 15.7444 5.43 Maximum 3.1568 31.2000 15 60.526 21.5201 5037.651 69.8252 25.03 Minimum 0.4051 23.9118 5 9.87 1.1200 237.5851 -7.6360 -2.57 Std. Dev. 0.4972 1.4425 2.070678 15.19667 4.6918 1080.385 13.2503 6.9721 Skewness 1.2952 0.7332 1.22766 -0.4586 1.5822 1.83394 1.0053 0.9277 Kurtosis 6.3350 3.7295 5.004761 1.853025 5.2656 6.224735 5.8834 2.9550
Quy mô doanh nghiệp (SIZE) được đo lường bằng logarit của tổng tài sản. Số năm niêm yết (HISTORY) được đo lường bằng số năm niêm yết trên sàn. LARGE là phần trăm sở hữu của cổ đông lớn nhất. SLACK là tỷ lệ lợi nhuận giữ lại tích lũy trên tổng tài sản. EV là độ lệch chuẩn của thu nhập trên mỗi cổ phiếu. GROWTH là trung bình tỷ lệ tăng trưởng của tổng tài sản. INTEREST là chênh lệch tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm.
b. Ma trận hệ số tương quan
Bảng 4.12 Ma trận hệ số tương quan khi INTEREST được đo lường bằng chênh lệch tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm.
Covariance Analysis: Ordinary Date: 05/24/15 Time: 11:35 Sample: 1 52
Included observations: 52
Correlation
Probability DDS SIZE HISTORY LARGE SLACK EV GROWTH INTEREST
DDS 1 ----- SIZE - 0.159903 1 0.2575 ----- HISTORY - 0.096725 - 0.133897 1 0.4951 0.344 ----- LARGE 0.068219 0.016391 - 0.416248 1 0.6308 0.9082 0.0021 ----- SLACK - 0.234429 -0.01966 0.213129 -0.09539 1 0.0944 0.89 0.1293 0.5012 ----- EV -0.317875 0.415196 -0.096529 0.192002 0.074523 1 0.0217 0.0022 0.496 0.1727 0.5995 ----- GROWTH - 0.014889 0.511966 0.184619 -0.10825 -0.0485 0.322096 1 0.9166 0.0001 0.1901 0.4449 0.7328 0.0199 ----- INTEREST - 0.141775 0.349076 0.052659 0.032887 0.276781 0.473691 0.296029 1 0.3161 0.0112 0.7108 0.817 0.047 0.0004 0.0331 -----
Quy mô doanh nghiệp (SIZE) được đo lường bằng logarit của tổng tài sản. Số năm niêm yết (HISTORY) được đo lường bằng số năm niêm yết trên sàn. LARGE là phần trăm sở hữu của cổ đông lớn nhất. SLACK là tỷ lệ lợi nhuận giữ lại tích lũy trên tổng tài sản. EV là độ lệch chuẩn của thu nhập trên mỗi cổ phiếu. GROWTH là trung bình tỷ lệ tăng trưởng của tổng tài sản. INTEREST là chênh lệch tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm.
Bảng 4.12 thể hiện ma trận hệ số tương quan giữa các biến được sử dụng trong mơ hình. Kết quả của ma trận hệ số tương quan cho thấy rằng DDS có mối tương quan ngược chiều với SLACK và EV. Nghĩa là, các doanh nghiệp dự phịng tài chính càng nhiều thì càng ổn định cổ tức. Lập luận tương tự cho trường hợp của EV, các doanh nghiệp càng rủi ro thì mức độ ổn định trong chi trả cổ tức càng cao. Các biến còn lại, gồm SIZE, HISTORY và GROWTH có hệ số tương quan với DDS mang dấu âm, LARGE có hệ số tương quan với DDS mang dấu dương, tuy nhiên các kết quả này khơng có ý nghĩa thống kê (p-value >10%).
c. Kiểm định mơ hình hồi quy là tuyến tính
Bảng 4.13 Kiểm định mơ hình hồi quy là tuyến tính khi INTEREST được đo lường bằng chênh lệch tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm.
Ramsey RESET Test
Equation: KIEMDINHMOHINHPHUHOP
Specification: DDS C SIZE HISTORY LARGE SLACK GROWTH EV INTEREST Omitted Variables: Squares of fitted values
Value df Probability
t-statistic 0.389456 43 0.6989
F-statistic 0.151676 (1, 43) 0.6989
Likelihood ratio 0.183099 1 0.6687
F-test summary:
Sum of Sq. df Mean Squares
Test SSR 0.035989 1 0.035989 Restricted SSR 10.2388 44 0.2327 Unrestricted SSR 10.20281 43 0.237275 Unrestricted SSR 10.20281 43 0.237275 LR test summary: Value df
Từ kết quả kiểm định của bảng 4.13 Kiểm định mơ hình hồi quy là tuyến tính, cho thấy mơ hình tuyến tính là phù hợp (chấp nhận giả thiết H0 và bác bỏ giả thiết H1).
d. Kiểm định giả định giá trị kỳ vọng của sai số hồi quy bằng 0: E(ut) = 0
Bảng 4.14 Kiểm định giá trị kỳ vọng của sai số hồi quy bằng 0 với INTEREST được đo bằng chênh lệch tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm.
Date: 05/24/15 Time: 10:06 Sample: 1 52 RESID Mean 1.13E-16 Median -0.02452 Maximum 1.65972 Minimum -0.79142 Std. Dev. 0.44806 Skewness 1.09201
Từ kết quả kiểm định ở trên cho thấy giá trị kỳ vọng của sai số hồi quy có giá trị rất nhỏ và gần bằng 0. Như vậy, có thể kết luận mơ hình hồi quy có giá trị kỳ vọng của sai số hồi quy bằng 0.
e. Kiểm định giả định hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 4.15 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến với INTEREST đo bằng chênh lệch tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm.
Date: 05/24/15 Time: 10:29 Sample: 1 52
Included observations: 52
Coefficient Uncentered Centered
Variable Variance VIF VIF
C 2.845846 635.9432 NA SIZE 0.003581 587.138 1.633267 HISTORY 0.001486 24.21154 1.396574 LARGE 2.51E-05 10.32082 1.268996 SLACK 0.000243 3.472935 1.17368 GROWTH 4.10E-05 4.493246 1.575954 EV 5.90E-09 4.027429 1.510532 INTEREST 0.00014 3.495804 1.486782
Từ bảng 4.15, kết quả cho thấy các giá trị của Centred VIF đều nhỏ hơn 2 chứng tỏ mơ hình khơng bị hiện tượng đa cộng tuyến.5
f. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi
Bảng 4.16 Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi với INTEREST đo bằng chênh lệch tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm.
Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey
F-statistic 1.042144 Prob. F(7,44) 0.4163 Obs*R-squared 7.395272 Prob. Chi-Square(7) 0.3889 Scaled explained SS 12.13755 Prob. Chi-Square(7) 0.0961
Từ bảng 4.16, kết quả kiểm định cho thấy giả thuyết H0 được chấp nhận, nghĩa là mơ hình hồi quy khơng có hiện tượng phương sai thay đổi.
g. Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Bảng 4.17 Kiểm định hiện tượng tự tương quan với INTEREST đo bằng chênh lệch tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm.
Dependent Variable: DDS Method: Least Squares Date: 05/20/15 Time: 00:01 Sample: 1 52
Included observations: 52
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2.885156 1.686963 1.710266 0.0943 SIZE -0.050427 0.059845 -0.842631 0.404 HISTORY -0.025991 0.038551 -0.674207 0.5037 LARGE 0.003067 0.005007 0.612567 0.5433 SLACK -0.020566 0.015597 -1.318583 0.1941 GROWTH 0.0065 0.0064 1.015707 0.3153 EV -0.00017 7.68E-05 -2.210985 0.0323 INTEREST 0.006363 0.011813 0.5386 0.5929
R-squared 0.187879 Mean dependent var 1.227788 Adjusted R-squared 0.058678 S.D. dependent var 0.497198 S.E. of regression 0.48239 Akaike info criterion 1.52051 Sum squared resid 10.2388 Schwarz criterion 1.820701 Log likelihood -31.53326 Hannan-Quinn criter. 1.635596 F-statistic 1.454163 Durbin-Watson stat 2.015787
Kết quả từ bảng 4.17 Kiểm định hiện tượng tự tương quan, cho thấy Durbin – Watson stat có giá trị xung quanh 2 nên kết luận mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan.
h. Kiểm định hiện tượng nội sinh
Để kiểm định hiện tượng nội sinh, bài nghiên cứu thực hiện tính tốn độ tương quan giữa các biến độc lập và sai số. Kết quả thu được ở bảng sau:
Bảng 4.18 Kiểm định hiện tượng nội sinh với INTEREST đo bằng chênh lệch tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm.
RESID SIZE -3.94145E-08 HISTORY -3.24069E-09 LARGE -5.3611E-08 SLACK -5.72707E-09 EV -1.87151E-07 GROWTH 9.31376E-09 INTEREST 0.066372598
Kết quả từ bảng 4.18 cho thấy độ tương quan giữa các biến SIZE, HISTORY, LARGE, SLACK, EV, GROWTH và INTEREST với sai số có giá trị rất nhỏ và gần với 0. Do đó, có thể kết luận rằng các biến độc lập trong mơ hình đều là các biến ngoại sinh và mơ hình khơng vi phạm hiện tượng nội sinh.
Như vậy, sau khi đề xuất đo lường INTEREST bởi chênh lệch giữa tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm, kiểm định các giả định cho thấy mơ hình khơng bị vi phạm các giả định. Tiến hành hồi quy chéo mơ hình hồi quy đa biến các yếu tố ảnh hưởng đến ổn định cổ tức trong giai đoạn 2009 – 2013, kết quả thu được như sau:
Bảng 4.19 Hồi quy đa biến các yếu tố ảnh hưởng đến ổn định cổ tức khi INTEREST đo bởi chênh lệch tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất TGKH một năm.
Dependent Variable: DDS Method: Least Squares Date: 05/20/15 Time: 00:01 Sample: 1 52
Included observations: 52
Model
DDSi = β0 + β1 SIZE + β2HISTORY + β3LARGE + β4SLACK + β5EV + β6GROWTH + β7INTEREST
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2.8852 1.6870 1.7103 0.0943 SIZE -0.0504 0.0598 -0.8426 0.4040 HISTORY -0.0260 0.0386 -0.6742 0.5037 LARGE 0.0031 0.0050 0.6126 0.5433 SLACK -0.0206 0.0156 -1.3186 0.1941 EV -0.0002 0.0001 -2.2110 0.0323 GROWTH 0.0065 0.0064 1.0157 0.3153 INTEREST 0.0064 0.0118 0.5386 0.5929 R-squared 0.1879 Adjusted R-squared 0.0587
DDS được đo lường bằng hệ số citrong hồi quy mơ hình hiệu chỉnh từng phần Lintner. Quy mơ doanh nghiệp
(SIZE) được đo lường bằng logarit của tổng tài sản. Số năm niêm yết (HISTORY) được đo lường bằng số năm niêm yết trên sàn. LARGE là phần trăm sở hữu của cổ đông lớn nhất. SLACK là tỷ lệ lợi nhuận giữ lại tích lũy trên tổng tài sản. EV là độ lệch chuẩn của thu nhập trên mỗi cổ phiếu. GROWTH là trung bình tỷ lệ tăng trưởng của tổng tài sản. INTEREST được đo lường bằng chênh lệch giữa tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm.
Như vậy, kết quả hồi quy từ bảng 4.19 cho thấy kết quả khơng có sự thay đổi đáng kể so với kết quả thu được ở phần trước (khi INTEREST được đo lường bằng lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm). Từ bảng kết quả hồi quy 4.19, khi đề xuất cách đo lường mới cho biến INTEREST để xem xét các yếu tố ảnh hưởng đến mức độ ổn định trong chi trả cổ tức, kết quả vẫn cho thấy mức độ ổn định cổ tức chịu tác động chủ yếu của yếu tố biến động thu nhập trên mỗi cổ phiếu. Các yếu tố khác như quy mơ, số năm niêm yết trên sàn chứng khốn, tỷ lệ sở hữu cổ đơng lớn nhất, dự phịng tài chính, tăng trưởng của tổng tài sản và yếu tố ràng buộc tài chính (INTEREST theo cách đo lường mới đại diện cho chênh lệch giữa tỷ lệ chi trả cổ tức và lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm) khơng có tác động đến mức độ ổn định cổ tức đối với mẫu 52 doanh nghiệp được chọn lọc với thời gian từ năm 2009 – 2013.
5. Kết luận
Bài nghiên cứu đã đưa ra các yếu tố ảnh hưởng đến ổn định cổ tức của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, cụ thể là hai sàn HOSE và HNX trong giai đoạn 2009 – 2013. Kết quả cho thấy mức độ ổn định cổ tức chịu ảnh hưởng chủ yếu của yếu tố biến động thu nhập mỗi cổ phiếu, cụ thể được đo lường bởi độ lệch chuẩn của thu nhập trên mỗi cổ phiếu. Ngồi ra, bài nghiên cứu cịn đưa vào các biến đặc tính của doanh nghiệp như quy mô, số năm niêm yết trên sàn, tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn nhất, dự phịng tài chính, tăng trưởng của tổng tài sản và cả biến số vĩ mô là lãi suất tiền gửi kỳ hạn một năm vào mơ hình để xem xét ảnh hưởng của các yếu tố này đến mức độ ổn định