Mô hình điều chỉnh đầy đủ (FAM) được hồi quy theo ba phương pháp: phương pháp hồi quy kết hợp đối với dữ liệu gộp, phương pháp mô hình các ảnh hưởng cốđịnh và mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên đối với dữ liệu bảng.Mô hình này không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến và có khả năng giải thích.Bảng 4.6, thể hiện kết quả hồi quy sau khi khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi của cả 3 mô hình hồi quy.
Bảng 4.6 Kết quả hồi quy của Mô hình điều chỉnh đầy đủ (FAM) theo ba
phương pháp hồi quy
Biến phụ thuộc: Thay đổi trong cổ tức, D −D( )
Mô hình FAM Pooled Fixed Random
D −D( ) Coef. Coef. Coef.
E −E( ) 0.09*** 0.10** 0.09** (E −E( ))*Dinst 0.06 0.07* 0.06 (E −E( ))*Dman -0.07* -0.09** -0.07* SIZE -21.47 -140.45 -21.47 LEV -27.89 -93.92* -27.89** MTBV 46.60* 66.58** 46.60** FCF 0.0002 0.0005** 0.0002 cons 496.58 3682.45 496.58
***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10% Các biến được định nghĩa như bảng 4.3
Mối quan hệ giữa thay đổi trong cổ tức và thay đổi trong thu nhập: dựa trên kết quả của ba mô hình hồi quy có thể kết luận rằng thay đổi trong thu nhập trên mỗi cổ phần có mối quan hệ dương và có ý nghĩa thống kê với thay đổi trên trong cổ tức trên
mỗi cổ phần, và các công ty niêm yết trên thịtrường chứng khoán Việt Nam đang duy trì tỷ lệ chi trả cổ tức mục tiêu trung bình khoảng 9% đến 10%.
Mối quan hệ giữa sở hữu tổ chức và chính sách cổ tức: Đối với biến E −E( )*Dinst, thì chỉ có mô hình FEM là có hệ số hồi quy dương và có ý nghĩa thống kê. Do đó giả thuyết H1 chỉ đúng khi trong mô hình FEM. Hay nói cách khác, sở hữu tổ chức và sở hữu quản lý của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có mối quan hệ dương và có ý nghĩa thông kê trong phân tích hồi quy bằng mô hình các ảnh hưởng cố định.
Mối quan hệ giữa sở hữu quản lý và chính sách cổ tức: Hệ số hồi quy của (E −E( ))*Dman của cả ba mô hình đều âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 0.1, do đó ta có cở sở để chấp nhận giả thuyết H2: Sở hữu quản lý của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có mối liên kết âm với chính sách chi trả cổ tức.
Mối quan hệ giữa các biến kiểm soát và thay đổi cổ tức: Khi xét đến các biến kiểm soát thì chỉ phát hiện có một mối liên kết dương và có ý nghĩa ở mức α = 0.01 giữa cơ hội tăng trưởng trong tương lai và chính sách chi trả cổ tứcở cả ba mô hình. Biến đòn bẩy tài chính có liên kết âm với chính sách chi trả cổ tức ở REM. Biến dòng tiền tự do liên kết dương với chính sách cổ tức ở mô hình FEM, hai mô hình còn lại thì hệ số hồi quy của hai biến này không có ý nghĩa thống kê. Cuối cùng, kết quả hồi quy của cả ba mô hình đều cho thấy không tồn tại mối liên kết nào giữa quy mô công ty và chính sách cổ tức.
Cuối cùng trong phần này, bài nghiên cứu tiến hành kiểm định Hausman test để lựa chọn giữa hai mô hình này thì mô hình nào tốt hơn trong trường hợp này.
Bảng 4.7: Kiểm định Hausman test (Mô hình FAM)
Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
= 8.63 Prob>chi2 = 0.1250
Bảng 4.7, thể hiện kết quả tóm tắt của kiểm định này. Kết quả tìm thấy p_value = 0.125 > α =0.1, nên chấp nhận giả thuyết H0, tức là hệ số hồi quy giữa hai mô hình
không khác nhau đáng kể. Trong trường hợp này theo nguyên tắc kinh nghiệm,mẫu dữ liệu của bài có sốlượng N công ty lớn nhưng thời gian T chỉ6 năm và mẫu được chọn là phi xác suất nên sử dụng mô hình các ảnh hưởng cố định (FEM) thích hợp hơn cho dữ liệu hiện tại.
Từ những kết quả trên, bài nghiên cứu có thể đưa ra kết luận rằng: đối với Mô hình điều chỉnh đầy đủ (FAM) nên sử dụng mô hình các ảnh hưởng cố định (FEM) để ước lượng các hệ số hồi quy.Kết quả hồi quy theo phương pháp mô hình các ảnh hưởng cốđịnh sẽđược sử dụng đểđưa ra những kết luận tiếp theo.
4.3.1.5 Ứng dụng Mô hình điều chỉnh toàn bộ trong dựđoánthay đổi cổ tức: Theo kết quả hồi quy của phương pháp mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên thì chỉ có biến quy mô công ty (SIZE) không có ý nghĩa thống kê, không tìm thấy mối liên hệ giữa quy mô công ty và thay đổi trong cổ tức, do đó phương trình (1) được viết lại:
− ( ) = . + . − ( ) + . − ( ) ∗
− . − ( ) ∗ − . + .
+ . +
Mô hình điều chỉnh đầy đủ (FAM) kiểm định cho thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từnăm 2006 đến năm 2011 xác định rằng, thay đổi trong cổ tức (cổ tức năm nay trừ đi cổ tức năm trước đó) trước hết phụ thuộc vào thay đổi thu nhập trên mỗi cổ phần (thu nhập năm nay trừ cho thu nhập năm trước đó) thông qua tỷ lệ chi trả cổ tức được kỳ vọng là 9.7%. Tức là nếu chúng ta biết được thu nhập trên cổ phần của năm nay thì với tỷ lệ chi trả cổ tức kỳ vọng là 9.7%, nhà đầu tư kỳ vọng thay đổi cổ tức năm nay so với năm ngoái bằng 9.7% chênh lệch trong thu nhập trên mỗi cổ phần của năm nay sao với năm ngoái. Sở dĩ, mô hình này xem xét thay đổi trong cổ tức mà không xét mức chi trả tuyệt đối bởi vì theo các nhà nghiên cứu mô hình cách điệu hóa về “Hành vi cổ tức của các thịtrường chứng khoán” cho rằng nhà đầu tư sẽquan tâm đến thay đổi cổ tức của năm này so với năm trước hơn là mức chi trả tuyệt đối trong năm đó.
Dựđoán thay đổi cổ tức trong trường hợp có sở hữu tổ chức: xem xét trong điều kiện bỏ qua các yếu tố khác, nếu công ty có sở hữu tổ chức từ 5% trở lên thì thay đổi trong cổ tức bằng 16.4% thay đổi trong thu nhập trên mỗ cổ phần. Vì những công ty
có sở hữu tổ chức từ 5% trở lên thì Dinst đại diện cho sở hữu tổ chức nhận giá trị 1, và vì vậy tỷ lệ chi trả cổ tức kỳ vọng trong trường hợp này bằng 0.097 cộng với 0.072. Hay nói cách khác, nếu công ty có sở hữu tổ chức nắm giữa từ 5% vốn cổ phần trở lên thì họ kỳ vọng tỷ lệ chi trả cổ tức cao hơn so với công ty có sở hữu tổ chức nắm giữdưới 5% vốn cổ phần là 7.2% thay đổi trong thu nhập.
Dựđoán thay đổi cổ tức trong trường hợp có sở hữu quản lý: tương tự như trên ta cũng xem xét trong điều kiện bỏ qua các yếu tố khác, nếu công ty có nhà quản lý sở hữu quản lý sở hữu từ 7.31% vốn cổ phần trở lên thì tỷ lệ chi trả cổ tức kỳ vọng bằng 0.8%. Công ty có tỷ lệ sở hữu quản lý từ 7.31% trở lên thì Dman bằng 1, khi đó tỷ lệ chi trả cổ tức kỳ vọng chỉ bằng 0.097 trừđi 0.089. Do đó, nếu công ty có nhà quản lý giữ từ 7.31% vốn cổ phần trở lên thì thay đổi trong cổ tức sẽ thấp hơn những công ty có tỷ lệ sở hữu quản lý thấp hơn 7.31% là 8.9% thay đổi trong thu nhập
Dựđoán thay đổi cổ tức khi xét đến đòn bẩy tài chính, cơ hội tăng trưởng và dòng tiền tự do: Hệ số hồi quy của ba biến này chỉ thể hiện mối quan hệ thuận hay nghịch với thay đổi trong cổ tức chứ không thể hiện ở độ lớn của hệ số hồi quy. Bởi vì đòn bẩy tài chính là một tỷ số giữa nợ và vốn cổ phần và cơ hội tăng trưởng là tỷ số giữa giá trị thị trường và giá trị sổ sách còn dòng tiền tự do thì đơn vị tính là triệu đồng quá lớn sao với thay đổi trong cổ tức có đơn vì tính bằng đồng nên không thể dùng hệ số hồi quy đểtính thay đổi trong cổ tức biến đổi như thế nào.
Trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2006 đến năm 2011, công ty sử dụng nợ càng cao thì chi trả cổ tức càng thấp, công ty càng có nhiều cơ hội tăng trưởng trong tương lai thì chi trả cổ tức càng cao, và công ty có dòng tiền tự do càng cao thì cũng chi trả cổ tức cho cổ đông cao tương ứng. Cuối cùng, quy mô công ty thì không tìm thấy mối liên kết rõ ràng nào với thay đổi trong cổ tức. Do đó, dựa vào những đặc trưng vềđòn bẩy tài chính, cơ hội tăng trưởng và dòng tiền tựdo, nhà đầu tư cũng có thể dựđoán được xu hướng thay đổi trong cổ tức.
4.3.2 Kết quả nghiên cứu của Mô hình điều chỉnh một phần (PAM) 4.3.2.1 Theo phương pháp hồi quy kết hợp: (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Bảng 4.8 trình bày kết quả hồi quy của mô hình PAM theo phương pháp hồi quy kết hợp. R-bình phương hiệu chỉnh của mô hình bằng 42.73% và p_value của F-test bằng 0 cho thấy, mô hình có khảnăng giải thích. Hệ số VIF đại diện cho kiểm định hiện tượng đa công tuyến bằng 1.39 do đó các biến trong mô hình này không xảy ra hiện tương đa cộng tuyến. Kiếm định Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test cho hiện tượng phương sai sai số thay đổi có p_value = 0.226, chấp nhận giả thuyết H0, vì vậy ta có thể kết luận sai số của mô hình này không xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy dữ liệu gộp theo Mô hình điều chỉnh một phần
(PAM), sử dụng phương pháp hồi quy kết hợp (Pooled Model)
(Biến phụ thuộc: Thay đổi trong cổ tức )
D −D( ) Coef. Std. Err. P>|t| E 0.118 0.011 0 E *Dinst 0.051 0.013 0 E *Dman -0.00004 0.014 0.997 D( ) -0.723 0.032 0 SIZE -62.286 27.500 0.024 LEV -25.725 15.851 0.105 MTBV 29.076 13.090 0.027 FCF 0.0004 0.0001 0.003 cons 2123.890 718.463 0.003 Adj R-squared 0.4273 F-stat (Prob) 0.0000
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity
(Prob > chi2) 0.2260
Collinearity Diagnostics 1.3900
Các biến được định nghĩa như sau: − ( )là thay đổi trong cổ tức trên mỗi cổ phần; là thu nhập trên mỗi cổ phần trong năm t; ( )là cổ tức được chi trảtrong năm t-1; Dinst bằng 1 nếu sở hữu tổ
chức từ 5% vốn cổ phần trở lên; Dman bằng 1 nếu sở hữu quản lý từ 7.31% vốn cổ phần trở lên; SIZE là
quy mô công ty, LEV là đòn bẩy tài chính, MTBV đại diện cho cơ hội tăng trưởng trong tương lai, FCF
Sở hữu tổ chức có mối liên kết dương với thay đổi trong cổ tức ở mức ý nghĩa 1% (coef = 0.051 và p_value = 0), điều này ủng hộ giả thuyết H1: Sở hữu tổ chức của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có mối liên kết dương với chính sách chi trả cổ tức. Trong khi đó hệ số hồi quy của Eti*Dman âm nhưng không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa thống kê (p_value = 0.997). Như vậy theo phương pháp hồi quy kết hợp ta không tìm thấy mối liên kết giữa sở hữu quản lý và chính sách cổ tức.
Kết quả hồi quy cũng cho thấy có một mối liên kết âm giữa quy mô công ty và chính sách chi trả cổ tức ở mức ý nghĩa 0.05, chính sách cổ tức liên kết dương và có ý nghĩa ở mức α = 0.05 với cơ hội tăng trưởng trong tương lai và dòng tiền tự do. Giữa đòn bẩy tài chính và chính sách cổ tức có mối liên kết âm nhưng không có ý nghĩa thống kê (p_value = 0.105).
4.3.2.2 Theo phương pháp Mô hình các ảnh hưởng cốđịnh:
Phần này bài nghiên cứu tiến hành hồi quy mô hình điều chỉnh một phần (PAM) theo phương pháp Mô hình các ảnh hưởng cố định (FEM). Bảng 4.9 trình bày kết quả hồi quy theo phương pháp này.
Hệ số VIF trong mô hình này cũng cho kết quảtương tựnhư trong bảng 4.9 bằng 1.39, do đó các biến giải thích trong mô hình khôngvi phạm hiện tượng đa cộng tuyến. R- bình phương bằng 54.17 và p_value của F-test bằng 0, nên bác bỏ giả thuyết H0 của kiểm F-tetst, do đó mô hình này là phù hợp và có khảnăng giải thích
Kiểm định Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity cho mô hình các ảnh hưởng cố định có p_value = 0, do đó bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa 0.05 nên mô hình xảy ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Để khắc phục hiện tượng này bài nghiên cứu sử dụng phương pháp robust error, được trình bày trong bảng 4.11 phần kết quả sau khi khắc phục phương sai thay đổi
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy dữ liệu bảng theo Mô hình điều chỉnh một phần
(PAM), sử dụng phương pháp Mô hình các ảnh hưởng cố định (Fixed
Effect Model)
(Biến phụ thuộc: Thay đổi trong cổ tức, )
Fixed-effects (within) regression
D −D( ) Coef. Std. Err. P>|t| Coef. Std. Err. P>|t|
Kết quả hồi quy ban đầu
Kết quả sau khi khắc phục phương sai thay đổi
E 0.12 0.01 0 0.12 0.04 0.001 E *Dinst 0.02 0.02 0.263 0.02 0.02 0.407 E *Dman -0.01 0.02 0.663 -0.01 0.03 0.788 D( ) -0.93 0.04 0 -0.93 0.05 0 SIZE 42.19 77.22 0.585 42.19 81.57 0.606 LEV -20.32 36.09 0.574 -20.32 34.67 0.559 MTBV 57.91 16.57 0.001 57.91 16.99 0.001 FCF 0.0006 0.0002 0.001 0.0006 0.0002 0.001 cons -412.05 2065.55 0.842 -412.05 2173.21 0.85 F-stat (Prob) 0 R-squared 0.5417
Collinearity Diagnostics (VIF) 1.39
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect
regression model 0.0000
Các biến được định nghĩa như hình 4.8 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Từ kết quả hồi quy trên, phương trình (B) có thểđược viết lại như sau:
− ( ) = − . + . + . ∗ − . ∗ − . ( ) + . − . + . + . + =− . + . [ . + . ∗ − . ∗ − ( )] + . − . + . + . + (3) Tỷ lệ điều chỉnh thay đổi cổ tức: Hệ số (-c) của D( ) bằng -0.93 và có ý nghĩa ở mức α = 0.05 (p_value = 0), suy ra c = 0.93 thể hiện tỷ lệ điều chỉnh cổ tức,
chênh lệch giữa cổ tức chi trảnăm t và năm t-1 theo đuổi một tỷ lệ trung bình bằng 0.93 chênh lệch giữa cổ tức mục tiêu năm t và cổ tức chi trảtrong năm trước t-1.
Tỷ lệ chi trả cổ tức mục tiêu: Hệ số hồi quy của biến Eit bằng 0.12, suy ra tỷ lệ chi trả cổ tức mục tiêu r bằng 0.19. Như vậy, hồi quy theo mô hình các ảnh hưởng cố định cho thấy, các công ty trên thị trường chứng khoán Việt Nam có tỷ lệ chi trả cổ tức mục tiêu bằng 12.9%, tức là chi trả cổ tức trên mỗi cổ phần bằng 12.9% thu nhập có được trên mỗi cổ phần. Hệ số này dương cho thấy có một mối liên kết dương giữa thu nhập trên mỗi cổ phần với thay đổi trong cổ tức với mức ý nghĩa 0.
Mối quan hệ giữa cơ cấu sở hữu và chính sách cổ tức:hệ số hồi quy của Eti*Dinst dương nhưng không có ý nghĩa thống kê (p_value = 0.263), hệ số hồi quy của Eti*Dman âm nhưng cũng không có ý nghĩa thống kê (p_value = 0.663). Như vậy hồi quy theo phương pháp Mô hình các ảnh hưởng cố định ta không tìm thấy mối liên kết có ý nghĩa giữa sở hữu tổ chức và chính sách cổ tức cũng như mối quan hệ giữa sở hữu quản lý và chính sách cổ tức
Mối quan hệ giữa các biến kiểm soát và thay đổi cổ tức: Kết quả cho thấy thấy một mối liên kết dương giữa cơ hội tăng trưởng trong tương lai và có ý nghĩa thống kê (p_value = 0.001) và một mối liên kết dương giữa dòng tiền tự do và chính sách chi trả cổ tức (p_value = 0.001). Đòn bẩy tài chính liên kết âm với chính sách cổ tức nhưng không có ý nghĩa thống kê (p_value = 0.574), tương tự quy mô công ty cũng có liên kết dương với chính sách chi trả cổ tức nhưng không có ý nghĩa thống kê (p_value = 0.558).
4.3.2.3 Hồi quy theo phương pháp Mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên:
Bảng 4.10 thể hiện kết quả hồi quy của mô hình điều chỉnh một phần (PAM) hồi quy theo phương pháp Mô hình các yếu tố ngẫu nhiên. Hệ số VIF của mô hình này cũng bằng 1.39, mô hình không vi phạm hiện đa cộng tuyến. Kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test cho giá trị P_value = 0.5264, chấp nhận giả thuyết H0, mô hình không xảy ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi ở mức ý nghĩa 0.05.R- bình