4. NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4. Kiểm định mơ hình
4.4.1. Hồi quy Logit giữa công ty trả cổ tức và công ty không trả cổ tức
Sau khi chạy và lần lượt đưa các biến khơng có ý nghĩa ra khỏi mơ hình hồi quy, cuối cùng thu được kết quả như bên dưới:
Bảng 4.8: Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy giữa nhóm trả cổ tức và nhóm khơng trả cổ tức
Model Fitting Information
Model Model Fitting Criteria Likelihood Ratio Tests -2 Log Likelihood Chi-Square df Sig.
Intercept Only 443.574
Final 260.268 183.306 3 .000
Pseudo R-Square
Cox and Snell .315 Nagelkerke .525 McFadden .413
Likelihood Ratio Tests
Effect
Model Fitting Criteria Likelihood Ratio Tests -2 Log Likelihood of
Reduced Model Chi-Square df Sig.
Intercept 277.138 16.870 1 .000
ROA 306.593 46.326 1 .000
REPS 285.662 25.394 1 .000
GOV 265.358 5.090 1 .024
(Nguồn tính tốn từ phần mềm SPSS) Kết quả kiểm định về sự phù hợp của mơ hình ở Bảng 4.8 có mức ý nghĩa quan sát Sig < 0.05 nên luận văn an toàn bác bỏ giả thuyết H0 về kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy khác 0 (H0: β1 = β2 =....= β10). Quan sát tiếp các giá trị Sig trong kiểm định hệ số Likelihood có ba biến có ý nghĩa là ROA, REPS và GOV (Sig < 0.05).
Bảng 4.9: Kiểm định Wald về hệ số hồi quy giữa nhóm nhóm trả cổ tức và nhóm khơng trả cổ tức
Parameter Estimates
NonvsPaya B Std. Error Wald df Sig. Payers Intercept -1.081 .275 15.404 1 .000 ROA 33.258 6.372 27.245 1 .000 REPS 0.0004 .000 19.184 1 .000 GOV 0.016 .007 4.841 1 .028 a. The reference category is: Nonpayers.
(Nguồn tính tốn từ phần mềm SPSS) Ở Bảng 4.9, kiểm định Wald về ý nghĩa của các hệ số hồi quy của ba biến trên đều có mức ý nghĩa Sig nhỏ hơn 0.05 nên luận văn tiếp tục an toàn bác bỏ giả thuyết H0 nghĩa là:
H0: βROA = 0;H0: βREPS = 0; và H0: βGOV = 0.
Như vậy, các hệ số hồi quy tìm được có ý nghĩa và mơ hình của luận văn được sử dụng tốt. Kết quả hồi quy thu được ở Bảng 4.9 cho thấy các biến ROA, REPS và GOV thật sự có tác động đến khả năng chi trả cổ tức của công ty với độ tin cậy 95% hay mức ý nghĩa 5%. Điều này có nghĩa là luận văn tìm thấy mối tương quan dương giữa khả năng chi trả cổ tức với tỷ suất sinh lợi tài sản, lợi nhuận giữ lại trên mỗi cổ phiếu và tỷ lệ sở hữu nhà nước. Cơng ty có khả năng sinh lời, lợi nhuận giữ lại trên mỗi cổ phiếu càng cao thì xác suất cơng ty trả cổ tức càng cao.
Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây cho rằng yếu tố khả năng sinh lời ảnh hưởng đến quyết định chi trả cổ tức như nghiên cứu của Fama và French (2001) và Xi He, Mingsheng Li, Jing Shi và Garry Twite (2009). Phát hiện này cũng phù hợp với quan điểm trong lý thuyết vòng đời cổ tức được giải thích bởi mơ hình phân phối dịng tiền tự do, cho thấy rằng xu hướng chi trả cổ tức có tương quan dương với tỷ lệ lợi nhuận giữ lại trên mỗi cổ phiếu. Việc chia cổ tức được tập
Stulz, (2006); Denis và Igor Osbov, (2007); Yordying Thanatawee, (2011). Quyết định chi trả cổ tức còn bị ảnh hưởng bởi tỷ lệ sở hữu nhà nước của các công ty niêm yết (Xi He, Mingsheng Li, Jing Shi và Garry Twite, 2009). Đây là phát hiện mới của bài nghiên cứu. Tuy nhiên, yếu tố quy mô công ty, nợ vay và cơ hội đầu tư được kỳ vọng có tác động đến việc chi trả cổ tức thì chưa tìm thấy có ý nghĩa thống kê trong nghiên cứu này.
Từ các hệ số hồi quy có ý nghĩa trên, mơ hình hồi quy được viết dưới phương trình:
Có thể diễn dịch ý nghĩa của các hệ số hồi quy Logit như sau:
- Tỷ suất sinh lợi tài sản, lợi nhuận giữ lại và tỷ lệ sở hữu nhà nước đều làm tăng khả năng chi trả cổ tức trong đó tỷ suất sinh lợi tài sản có tác động mạnh nhất.
- Cụ thể tác động biên của ROA lên khả năng chi trả cổ tức được xác định với xác xuất ban đầu là 0.5, thì tác động này bằng 0.5*(1-0.5)*33.258 = 8.315. Tương tự, lợi nhuận giữ lại có tác động biên là 0.0001 và sở hữu nhà nước có tác động biên là 0.004.