3.1. Dữ liệu va phương pháp nghiên cứu
3.1.1.Mô tả nguồn dữ liệu và lấy mẫu
Dữ liệu nghiên cứu bao gồm 154 doanh nghiệp niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh trong khoảng thời gian từ năm 2011 đến năm 2017.
Dữ liệu được cung cấp bởi Công ty StoxPlus — công ty chuyên thu thập và phân tích
dt liệu tài chính tại Việt Nam.
3.1.2. Phương pháp nghiên cứu
3.1.2.1. Phương pháp thu thập số liệu
Dé phân tích mối quan hệ giữa chính sách thanh khoản cổ phiếu của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán HCM (HOSE), nhóm nghiên cứu đã sử dụng dữ liệu thứ cấp của 154 doanh nghiệp niêm yết trên HOSE trong khoảng thời gian từ năm 2011 đến năm 2017, cung cấp bởi số liệu lay từ sàn HOSE và tiến hành xử lý số liệu.
Bảng 3.1: Thống kê số lượng quan sát trong mô hình
Năm 2011 | 2012 | 2013 | 2014 | 2015 | 2016 | 2017
Số lượng doanh nghiệp niêm yết | 154 | 154 | 154 | 154 | 154 | 154 | 154 Tổng số quan sát 1078
( Nguồn: Tính toán và tổng hợp của tác giả) 3.1.2.2. Phương pháp xử lí số liệu
Bước thứ nhất, để thực hiện xử lý toàn bộ dữ liệu tính toán chính xác, nhanh chóng khi thực hiện tính toán, tác giả thực hiện tính các chỉ tiêu cần thiết cho bai nghiên cứu bang phần mềm Microsoft Excel 2016. Sau đó đưa các số liệu này vào trong phần mềm thống kê Stata theo mô hình Panel Data.
Bước thứ hai, tác giả tiếp tục xử lý số liệu thu thập được thông qua việc phân tích tương quan giữa các biến độc lập và thống kê mô tả các biến có trong mô hình như việc quan sát phân tích các thống kê đặc trưng mô tả từng biến như: trung bình,
giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất, độ lệch chuẩn. Tiếp đến, tác giả sử dụng phương pháp ước lượng trong xây dựng mô hình hồi quy với số liệu mang chạy mô hình dữ
20
liệu bảng bằng phần mềm Stata, từ đó có sự lựa chọn giữa 2 mô hình: mô hình tác động ngẫu nhiên (Random Effect Model), mô hình tác động cố định (Fixed Effect
Model).
3.1.3. Mô hình nghiên cứu
Nhóm tác giả sử dụng mô hình hồi quy đối với số liệu mang của 154 doanh nghiệp niêm yết trên sàn HOSE. Biến phụ thuộc trong mô hình được lựa chọn là chỉ số Turnover đại diện cho tính thanh khoản của các cô phiếu niêm yết trên sàn HOSE nói riêng và TTCK nói chung. Biến độc lập được lựa chọn trong mô hình là DY. Ngoài ra, mô hình còn sử dụng thêm các biến kiểm soát là các chỉ tiêu tài chính
như DOA, ROE, SIZEDT.
Mô hình nghiên cứu được xây dựng như sau:
TURNOVER¿ = fo + £1 DŸ¡ + B2DOAi + B3ROEn + 04SIZEDTị + tị + 6i Trong do:
TURNOVER: Ty lệ luân chuyên cô phiếu DY: Tỷ suất cổ tức
DOA: Nợ trên tổng tài sản
ROE: Lợi tức trên vốn chủ sở hữu
SIZEDT: Quy mô doanh thu
21
3.1.4. Mô tả giải thích các biến
Bảng 3.2: Mô tả giải thích các biến trong mô hình
STT | Biến Loại | Tên day | Nhân tố | Công thức tinh Kỳ biến đủ đại diện vọng
dấu
1 TURNOVER | Phụ | Tylé | Thanh
thuộc | luân | khoản TURNOVER
A Ậ wk Tổng giá trị giao dich
chuyên cô phiêu =S§ lượng cổ phần dang lưu hành
cô phiêu
2 DY Độc | Tỷ suất | Chính DY (-)
lập cô tức | sách cô —_—_ Cổ tức trên mỗi cô phần
tức Giá trị thị trường mỗi cổ phần
3 DOA Kiểm | Nợ trên | Don bay (-)
soát | tổngtài | thi chinh | DOA=z sa -*100
san
4 ROE Kiểm | Lợitức | Hiệu (+)
soát | trên vôn uả kinh 5" ẩ
hữu
5 SIZEDT Kiểm | Quy mô | Quy mô (+) soát doanh doanh | SIZEDT= Ln ( Tổng doanh thu)
thu nghiệp
3.1.5. Giả thuyết nghiên cứu
( Nguồn : Tổng hợp của tác giả)
Kế thừa tiếp tục từ cơ sở lý thuyết và kết quả kiểm định thực chứng của các
công trình nghiên cứu trước đây, nhóm tác giả đưa ra các giả thuyét nghiên cứu như
sau:
Về Chính sách cổ tức
Trong nghiên cứu cua Omran và Pointon (2004), Banerjee, Gatchev va Spindt (2007), Griffin ( 2010), Ahmad và Wardani (2014), Michaely va Qian
(2017), kết qua cho thay rang có mối quan hệ tiêu cực, ngược chiều giữa chính sách
22
cô tức và thanh khoản cô phiếu. Tại Việt Nam, trong nghiên cứu “ Ảnh hưởng của
khả năng thanh khoản của cô phiếu đến chính sách chi trả cé tức: Bang chứng thực nghiệm từ các doanh nghiệp niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ
Chí Minh (HOSE)” của nhóm tác giả Phùng Đức Nam, Hoang Thị Phuong Anh, Lê
Thị Thanh Vương (2018) cũng chỉ ra rằng hai yếu tố này có mối quan hệ ngược chiều.
Tuy nhiên, các nghiên cứu của các tác giả Kibet (2010), Ahmed (2015), Jiang,
Ma và Beibei Shi (2016) lại chỉ ra mối quan hệ tích cực giữa cổ tức và tính thanh khoản của cô phiếu. Tại Việt Nam, “Chính sách cô tức và tính thanh khoản trên thị
trường chứng khoán Việt Nam” của tác giả Nguyễn Thị Thanh Thảo (2013) cũng
đồng tình với kết quả trên.
Ngoài ra, nghiên cứu của Salamat (2016) và nghiên cứu của Nguyễn Trần Vân Anh (2017) lại chứng tỏ rằng không có mối quan hệ giữa hai yếu tố này.
Giá thuyết 1: Tỷ suất cỗ tức tác động ngược chiều lên tính thanh khoản của các cỗ phiếu niêm yết trên sàn giao dịch HOSE
Về đòn bẩy tài chính
Nghiên cứu của Hansen và Sungsuk (2013), Frieder và Martell (2006), Jensen
(1986) đề chỉ ra rằng có mối quan hệ tích cực giữa đòn bẩy tài chính và thanh khoản cổ phiếu. Khi các doanh nghiệp sử dụng nợ trong cơ cấu vốn sẽ khuyến khích các nhà quản lý của doanh nghiệp đưa ra quyết định đầu tư tốt từ đó sẽ thu hút các nhà đầu tư hơn.
Ngược lại, kết quả nghiên cứu của Lipsona và Mortal (2009) lại cho rằng đòn bay tài chính có tác động ngược chiều đến tính thanh khoản của cô phiếu. Các công ty có đòn bây tài chính cao sẽ chịu rủi ro cao hơn khiến cho các nhà đầu tư e ngại việc đầu tư vào cổ phiếu của công ty đó.
Ngoài ra, nghiên cứu của Alnif (2014) lại chỉ ra răng tính thanh khoản của cổ phiếu không bị ảnh hưởng bởi đòn bây tài chính.
Giả thuyết 2: Đòn bẩy tài chính tác động ngược chiều lên tính thanh khoản của các cỗ phiếu niêm yết trên sàn giao dịch HOSE
Về hiệu quả kinh doanh
Xem xét ảnh hưởng của kha năng sinh lời (ROA, ROE) tới tính thanh khoản
23
của cô phiếu. Kết quả nghiên cứu của Alnaif (2014), Asle và các cộng sự (2013) cho rằng có mối quan hệ ngược chiều giữa lợi nhuận trên tài sản (ROA) và thanh
khoản cé phiếu. Khi các nhà đầu tư đạt được lợi nhuận cao trên các tài sản của công
ty, họ thường muốn nắm giữ cổ phiếu và không muốn bán chúng, từ đó dẫn đến giảm thanh khoản cô phiếu. Ngược lại, kết quả này là không phù hop với kết quả
nghiên cứu cua Hansen và Sungsuk (2013); Rezaei và Alijam (2013); Niloofar
Rezaei và Saeid Aliahmadi (2015) rằng thanh khoản cổ phiếu bị ảnh hưởng tích cực bởi lợi nhuận trên tài sản (ROA). Điều này có thể được giải thích nếu một doanh
nghiệp có kết quả kinh doanh tốt, khả năng sinh lời cao, khi đó các cổ phiếu có lãi cao sẽ thu hút các nhà đầu tư khai thác các cơ hội sinh lời và do đó làm tăng thanh
khoản của cô phiếu.
Giả thuyết 3: Hiệu quả kinh doanh tác động cùng chiều lên tính thanh khoản của các cỗ phiếu niêm yết trên sàn giao dịch HOSE
Về quy mô doanh nghiệp
Nghiên cứu của Shuenn (2007); Rezaei và Aliahmadi (2015); Alnaif, (2014),
Stoll (2000), Madyan (2013) cho thấy tính thanh khoản cổ phiếu có mối quan hệ cùng chiều với quy mô của công ty. Điều đó chứng tỏ răng các cô phiếu của các công ty lớn sẽ có tính thanh khoản cao hơn cổ phiếu của các công ty nhỏ. Có thé thấy với các nhà đầu tư, họ thường quan tâm nhiều hơn tới các doanh nghiệp có quy mô lớn, nơi mà lượng thông tin minh bạch, rõ ràng đưa ra công chúng nhiều hơn, họ năm bắt được thông tin, nhanh chóng tiếp cận tới các luồng thông tin để có quyết định đầu tư thích hợp thì hoạt động mua bán sẽ xảy ra nhiều giúp tạo thanh khoản thị trường. Ngoài ra, cổ phiếu của các doanh nghiệp quy mô lớn có thé được giao dich dé dang hơn, nhanh chóng hon và không có sự mat giá đáng ké so với cổ phiếu
của các doanh nghiệp vừa và nhỏ.
Giả thuyết 4: Quy mô doanh nghiệp tác động cùng chiều lên tính thanh
khoản của các cô phiêu niêm yét trên sàn giao dịch HOSE
24
3.2. Kết quả hồi quy
3.2.1. Thống kê mô tả chuỗi dữ liệu
Bảng 3.3: Thống kê mô tả chuỗi dữ liệu
Biến |Số mẫu | Giá trị Giá trị | Giá trị lớn nghiên cứu | quan trung nhỏ nhất nhất
sát bình
TURNOVER | 1078 0.0358248 | 0.0663665 a 0.7977501
1078 0.0833007 0.108171 mq 0.8547009
Dữ liệu trong bảng 4.2, biến độc lập tỷ suất cổ tức (DY) có giá trị dao động tối thiêu từ 0 đến tối đa 0.798 và có giá trị trung bình bằng 0.083 và độ lệch tiêu chuẩn bằng 0.108 cho thấy có sự khác biệt giữa các công ty về tỷ suất cổ tức của
chúng.
No trên tổng tài sản (DOA) dao động trong khoảng từ 0.006 đến 0.977 , có giá trị trung bình là 0.494 và độ lệch chuẩn 0.204 cho thấy tỷ lệ nợ trên tổng tài sản của các công ty chênh lệch nhau khá nhiều ,chứng tỏ các công ty cũng có nhiều sự khác biệt về khả năng tự chủ tài chính.
Lợi tức trên vốn chủ sở hữu (ROE) dao động từ -7.836 đến 0.899, có giá trị trung bình băng 0.087 và độ lệch chuẩn là 0.326 cho thấy hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty khác biệt nhau rất lớn.
Quy mô doanh thu (SIZEDT) có giá trị nhỏ nhất là 9.124 và giá trị lớn nhất là 18.32. Giá trị trung bình của biến số này là 13.742 với độ lệch chuẩn là 1.427 cho thấy có sự khác biệt lớn giữa các công ty với quy mô của chúng. Vì vậy có một số công ty có doanh thu rất lớn trong khi một số công ty có doanh thu thấp trong suốt
25
thời gian nghiên cứu.
Thước đo thanh khoản Turnover có giá trị giao động từ 0 đến 0.798 , giá trị trung bình 3.6% trong khi độ chênh lệch là 6.64% cho thay không có sự chênh lệch lớn về thanh khoản giữa các doanh nghiệp.
3.2.2. Phân tích tương quan
— Pe fem | |—
= [mm [mm | — ee [mm Jim|amlm| —
( Nguôn: Tinh toán và tổng hợp của tác giả) Bảng cho thấy sự tương quan giữa các nhân tố là không quá cao, hệ số tương quan cao nhất là giữa biến nợ trên tổng tài sản và quy mô doanh thu với hệ số
0.3463.
3.2.3. Lựa chọn mô hình
Nghiên cứu thực hiện tìm kiếm mô hình hồi quy với ràng buộc về chuỗi thời gian và tính chất riêng của từng doanh nghiệp. Với cấu trúc dữ liệu được thiết kết theo dạng bảng (Panel Data), hai mô hình được sử dụng phô biến là mô hình tác động cô định (Fixed Effects Model - FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên
(Random Effects Model - REM).
Phuong trinh téng quat co dang:
TURNOVER: = fo + £1 DYit + 82DOA¿ + 83ROE + BaSIZEDT ix + ui + ei
Lưu ý: Khi có su xuất hiện của uj sẽ gây ra anh hưởng đến các ước lượng, từ
đó có các mô hình ước lượng đôi với chuối sô liệu mảng như sau:
26
ô ui tương quan với biến độc lập nào đú thỡ sử dụng mụ hỡnh tỏc động cú định.
ô uĂ khụng cú tương quan với biến độc lập nhưng tổng sai số giữa ui và eĂ vẫn cú
tự tương quan thì ta dùng mô hình tác động ngẫu nhiên.
3.2.3.1. Mô hình tác động ngẫu nhiên (Random Effect Model)
Bảng 3.5: Kết quả ước lượng theo mô hình tác động ngẫu nhiên REM Cácbiến | Hệ số hồi Độlệh | Thốngkê | P-value
trong mô quy chuẩn T
hình
C -0.0674748 | 0.0256970 -2.6258 0.008768 DY -0.1071931 | 0.0194613 -5.5080 | 4.541e-08 DOA -0.0402993 | 0.0130760 -3.0819 0.002109 ROE 0.0127660 | 0.0060884 2.0968 0.036248 sizedt 0.0095352 | 0.0019571 4.8721 1.270e-06 D6 tin cay 95%
( Nguồn: Tinh toán và tổng hợp cua tác gid) 3.2.3.2. Mô hình tác động có định ( Fixed Effect Model)
Bảng 3.6: Kết quả ước lượng theo mô hình tác động cố định FEM Các biến | Hệ số hồi Độ lệch Thống kê | P-value trong mô quy chuẩn T
hình
DY -0.0981641 | 0.0220863 -4.4446 9.880e-06 DOA -0.0802129 | 0.0207912 -3.8580 | 0.0001223 ROE 0.0082096 | 0.0062947 1.3042 0.1924910
sizedt 0.0257072 | 0.0038814 6.6232 5.972e-11 Độ tin cậy 95%
( Nguồn: Tính toán và tổng hợp cua tác gid) 3.2.3.3. Kiểm định Hausman
Tac gia sử dung kiểm định Hausman dé lựa chọn giữa hai mô hình tác động ngẫu nhiên và tác động có định cho dự báo với mức ý nghĩa 5%.
27
Bang 3.7: Kết quả kiểm định Hausman
Hausman Test
Data: TURNOVER ~ 1 + DY + DOA + ROE + SIZEDT Chisq = 28.224
df =4
p-value = 1.124e-05
al alternative hypothesis: one model is inconsistent
(Nguon: Tính toán và tổng hợp của tác giả) Tác gia nhận thấy không có mối tương quan giữa ui và các biến độc lập. Do
đó lựa chọn phù hợp ở đây là mô hình tác động ngẫu nhiên.
3.2.3.4. Kiểm định các khuyết tật phan dư của mô hình
Tác giả tiến hành kiểm tra tương quan phần dư giữa các cá thể bằng kiểm
định Breusch- Pagan LM
Ho: Phần dư giữa các hãng là không tương quan HI: Phần dư giữa các hãng có tương quan
Bảng 3.8: Kết quả kiểm định Breusch- Pagan LM
Breusch- Pagan test
Data: TURNOVER ~ 1 + DY + DOA + ROE + SIZEDT Chisq =16959
df = 11781
p-value < 2.2e-16
alternative hypothesis : cross-sectional dependence
( Nguôn: Tinh toán và tong hợp của tác giả) Theo kết quả kiểm định, phần dư giữa các biến có tương quan.
Tiếp đó, tác giả tiến hành kiểm tra tự tương quan của phan dư bằng kiểm
định Breusch- Godfrey/Wooldridge
Ho: Không có tương quan chuỗi trong mô hình HI: Có tương quan chuỗi trong mô hình
28
Bang 3.9: Kết quả kiếm định Breusch- Godfrey/Wooldridge
Breusch- Godfrey/Wooldridge test
Data: TURNOVER ~ 1 + DY + DOA + ROE + SIZEDT Chisq =153.02
df =7
p-value < 2.2e-16
alternative hypothesis : serial correlation in idiosyncratic errors
( Nguồn: Tinh toán và tổng hợp của tác gid) Theo kết quả kiểm định, có tương quan chuỗi trong mô hình
Sau đó, tác giả tiến hành kiểm tra phương sai sai số thay đổi băng kiểm định
Breusch-Pagan
Ho: Phương sai sai số ngẫu nhiên là không đổi (homoskedasticity) HI: Phương sai sai số ngẫu nhiên là thay đồi (heteroskedasticity)
Bảng 3.10: Kết quả kiểm định Breusch-Pagan
Breusch-Pagan test data: Fixed
BP = 147.5, df = 4, p-value < 2.2e-16
( Nguôn: Tinh toán và tong hợp của tác giả)
Theo kết quả kiểm định, phương sai sai số ngẫu nhiên là thay déi
3.2.3.4. Sử dung mô hình hồi quy tổng quát GLS dé hiệu chỉnh mô hình Bảng 3.11: Kết quả hiệu chỉnh mô hình
Các biến trong mô hình Hệ số Độ lệch Thống P- value hồi quy chuẩn kê T
DY -0.0981641 | 0.0219828 | -4.4655 | 8.980e-06 DOA -0.0802129 | 0.0267561 | -2.9979 | 0.002791 ROE 0.0082096 | 0.0104666 | 0.7844 | 0.433034 sizedt 0.0257072 | 0.0065644 | 3.9162 | 9.661e-05 Độ tin cay 95%
( Nguồn: Tinh toán và tổng hợp của tác gid)
29
Bảng nêu ra kết quả hồi quy của mô hình tác động ngẫu nhiên, lượng hoá tác động của các nhân tố đến tính thanh khoản của các cổ phiếu niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh sử dụng thước đo thanh khoản TURNOVER. Với độ tin cậy 95%, kết quả hồi quy từ mô hình đã chỉ ra rằng tác động của biến số ROE không có ý nghĩa thống kê trong khi các biến còn lại là DY, DOA, SIZEDT đều có ý nghĩa thống kê.
Trước hết, biến số DY đại diện cho chính sách cô tức có tác động ngược chiều lên biến thanh khoản ( do ¡ = —0.0981641 < 0; Prob = 8.980e-06 < 0.05 nên hệ số góc B, có ý nghĩa thống kê). Kết quả này nhằm hàm ý rằng khi doanh nghiệp chi trả cô tức càng nhiều thì tính thanh khoản của cổ phiếu càng giảm và ngược lại. Kết quả này nhất quán với các bằng chứng thực nghiệm trên thế giới như Omran và
Pointon (2004), Banerjee, Gatchev và Spindt (2007), Griffin (2010), Ahmad và
Wardani (2014), Michaely va Qian (2017) va gia thiét tac gia dua ra trong nghién
cuu.
Biến nợ trên tổng tài san (DOA) có tác động ngược chiều lên biến thanh khoản (do By = —0.0802129 < 0; Prob = 0.002791< 0.05 nờn hệ số gúc ỉ; cú ý nghĩa thống kê). Kết quả này chứng tỏ rằng sự tự chủ tài chính của doanh nghiệp càng cao thì tính thanh khoản của cổ phiếu càng thấp và ngược lại. Điều này phù hợp với
nghiên cứu của Lipsona và Mortal (2009).
Biến lợi tức trên vốn chủ sở hữu (ROE) và biến thanh khoản không có sự tương quan ( do Prob = 0.433034 nên hệ số góc £3; =0.0082096 không có ý nghĩa thống kê.
Biến quy mô doanh nghiệp (SIZEDT) có tác động cùng chiều đến tính thanh khoản của cổ phiếu (do ỉ = 0.0257072 > 0; Prob = 9.661e-05 < 0.05 nờn hệ số góc B, có ý nghĩa thống kê). Kết quả này có nghĩa là doanh nghiệp với quy mô càng lớn thì tính thanh khoản của cổ phiếu sẽ càng cao. Điều này phù hợp với kết quả
nghiên cứu của Shuenn (2007); Rezaei và Aliahmadi (2015); Alnaif, (2014), Stoll (2000), Madyan (2013).
30
3.3. Kết luận
Bài viết nghiên cứu mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và tính thanh khoản cô phiếu của 154 doanh nghiệp niêm yết trên sàn HOSE trong khoảng thời gian từ năm 2011 đến năm 2017. Dựa trên kết quả phân tích đã cho thấy, chính sách cổ tức và tính thanh khoản của cổ phiếu có mối quan hệ ngược chiều. Điều đó có nghĩa là khi doanh nghiệp chi trả cổ tức càng nhiều thì tính thanh khoản của cổ phiếu càng giảm và ngược lại. Biến nợ trên tổng tài sản (DOA) có tác động ngược chiều lên biến thanh khoản trong khi biến lợi tức trên vốn chủ sở hữu (ROE) và biến quy mô doanh nghiệp (SIZEDT) có tác động cùng chiều lên biến thanh khoản. Với độ tin
cậy 95%, tất cả các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê và cho kết quả phù hợp với giả thuyết ban đầu mà tác giả đã đưa ra. Kết luận này được chứng minh thông qua kết quả lượng hoá của mô hình tác động ngẫu nhiên.
31