Bài nghiên cứu này dựa trên công trình nghiên cứu của Al- Gharaibeh và cộng sự nghiên cứu về“ Tác động của cấu trúc sở hữu đối với chính sách cổ tức ở những công ty Jordan” trong giai đoạn từ năm 2005 đến năm 2010, bao gồm 35 công ty niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Amman. Trong bài nghiên cứu này, mô hình điều chỉnh đầy đủ và mô hình điều chỉnh một phần được kiểm định bằng cách sử dụng kỹ thuật phân tích dữ liệu gộp và dữ liệu bảng, trong đó phân tích dữ liệu bảng được ước lượng bằng kỹ thuật mô hình các ảnh hưởng cốđịnh (Fixed Effect Model) và mô hình các ảnh hưởng
ngẫu nhiên (Random Effect Model). Dữ liệu gộp được kiểm định bằng cách sử dụng phương pháp hồi quy kết hợp (phương pháp bình phương bé nhất OLS thông thường).
Mô hình các ảnh hưởng cốđịnh (FEM): xem xét đặc điểm cá nhân của từng công ty hay từng đơn vị thời gian bằng cách đểcho tung độ gốc thay đổi theo từng công ty nhưng vẫn giảđịnh các hệ số độ dốc là hằng số đối với các công ty. Thuật ngữ “các ảnh hưởng cốđịnh là do: cho dùng tung độ gốc có thể khác nhau giữa các công ty, nhưng tung độ gốc của mỗi công ty không đổi theo thời gian, nghĩa là bất biến theo thời gian. Mô hình sử dụng biến giảtung độ gốc khác biệt để cho phép các tung độ gốc (ảnh hưởng cốđịnh) khác nhau giữa các công ty
Mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM): hay còn gọi là Mô hình các thành phần sai số. Thay vì xem tung độ gốc là cố định thì mô hình này giảđịnh tung độ gốc là ngẫu nhiên, giá trị tung độ gốc của mỗi công ty riêng lẻ bằng giá trị trung bình chung cộng với hạng sai số ngẫu nhiên. Số hạng sai số kết hợp bao gồm hai thành phần: thành phần sai số theo không gian, hay theo cá nhân và thành phần sai số theo thời gian và chuỗi thời gian kết hợp.
Ngoài ra, bài nghiên cứu sử dụng còn sử dụng một số kiểm định khác để xác định kết quả một cách tốt hơn:
Thứ nhất, phương pháp Lagrange Multiplier Test của Breusch và Pagan (1980) được sử dụng để kiểm định phương sai của các sai số của mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên là không đổi và kiểm định Modified Wald Test được sử dụng để kiểm định phương sai của các sai số của mô hình các ảnh hưởng cốđịnh là không đổi,với giả thuyết:
H0: Phương sai của các sai sốkhông đổi H1: Phương sai của các sai sốthay đổi
Nếu P_value < α: bác bỏ H0, chấp nhận H1, tức là phương sai sai sốthay đổi Nếu P_value ≥ α: chưa đủ điều kiện để bác bỏ H0, hay phương sai sai số không đổi
Thứ hai, kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến giải thích bằng cách dùng chỉ số phóng đại phương sai (VIF)(Gujarati, 2003). Đối với mô hình hồi quy đa biến, VIF là là nhân tố lạm phát phương sai, hệ số VIF càng lớn thì biến X càng phức tạp, càng đa cộng tuyến cao. Theo nguyên tắc kinh nghiệm, VIF >=10, mô hình xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến rất cao và từ 5 trở lên là có hiện tượng đa cộng tuyến cao5. Đồng thời kiểm tra hệ số tương quan giữa các biến giải thích, nếu hệ số tương quan từ 0.8 trở lên thì các biến độc lập có tương quan cao, từ 0.9 trở lên là có tương quan rất cao.
Thứ ba, bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Hausman Test do Hausman xây dựng vào năm 1978 để xem xét chọn lựa giữa mô hình các ảnh hưởng cố định (FEM) và mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên(REM).
H0: các ước lượng của FEM và REM khác nhau không đáng kể H1: các ước lượng của FEM và REM khác nhau đáng kể
P_value < α bác bỏ H0 REM không thích hợp và tốt hơn là sử dụng mô mình FEM
P_value ≥ α chấp nhận H0 FEM và REM khác nhau không đáng kể
Ngoài ra việc lựa chọn kết quả giữa mô hình FEM và REM còn tùy thuộc vào thực thực nghiệm và dữ liệu nghiên cứu vì Hausman Test không hoàn toàn đúng trong mọi trường hợp.
Những kiểm định trên được thực hiện trên phần mền Stata, Eviews và excel.
5
Theo Gujarati (2003), Kinh tế lượng cơ sở, Chương 10, Vấn đề đa cộng tuyến và cỡ mẫu nhỏ được dịch bởi Thục Đoan, hiệu đính Hào Thi
CHƯƠNG IV:
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 4.1 Thống kê mô tả
Bảng 4.1 trình bày tổng quan về thống kê mô tả của những biến nghiên cứu trong mô hình với dữ liệu mẫu là 121 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2006 đến năm 2011. Kết quả thống kê cho thấy rằng cổ tức trung bình của những công ty trong mẫu là 1.472 đồng/cổ phiếu và độ lệch chuẩn là 1.027, công ty chi trả cổ tức thấp nhất là không chi trả và cao nhất là 9.166 đồng/cổ phiếubởi công ty cổ phần Viglacera Từ Sơn chi trả cổ tức vào năm 2008. Thu nhập trên mỗi cổ phiếu trung bình là 3.791 đồng, độ lệch chuẩn là 3.224 đồng, trong đó công ty có thu nhập thấp nhất là Công ty cổ phần Hợp tác lao động với nước ngoài vào trong năm 2011với mức lỗ trên mỗi cổ phần là-7.850 đồng và công ty có thu nhập cao nhất là Công ty cổ phần cao su Đà Nẵng với 25.563 đồng/cổ phiếu vào năm 2009.
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến nghiên cứu
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max
D 726 1,472 1,027 0 9,166 E 726 3,791 3,224 -7,850 25,563 INST 726 8.30% 15.02% 0.00% 80.00% MAN 726 7.31% 10.36% 0.00% 60.97% SIZE 726 26.666 1.485 23.505 33.269 LEV 726 1.563 2.099 0.032 25.970 MTBV 726 2.358 2.335 0.289 22.295 FCF 726 127,924 332,508 -97,774 4,030,776
Bảng 4.1 thể hiện thống kê mô tả của các biến sử dụng trong mô hình nghiên cứu; đại diện cho cổ tức trên cổ phần công ty i trong năm t; đại diện cho thu nhập trên cổ phần của công ty i trong năm t; INST là tỷ lệ sở hữu tổ chức; MAN là tỷ lệ sở hữu quản lý, SIZE là quy mô công ty, LEV là đòn bẩy tài
chính, MTBV đại diện cho cơ hội tăng trưởng trong tương lai, FCF là dòng tiền tự do
Xét đến biến độc lập ta thấy, trung bình nhà đầu tư tổ chức trong mẫu quan sát có tỷ lệ sở hữu 8.3% vốn cổ phần với độ lệch chuẩn là 15.02%, giá trị thấp nhất là 0% ứng với công ty không có tổ chức nào sở hữu từ 5% vốn cổ phần trở lên và công ty có sở hữu
tổ chức nắm giữ cao nhất là Công ty cổ phần dây và cáp điện TAYA Việt Nam với tỷ lệ sở hữu 80% do hai tổ chức lớn nắm giữ là Taya Electric Wire & Cable Co., Ltd và Great China Electric Wire & Cable Co., Ltd. Đối với biến sở hữu quản lý, giá trị trung bình là 7.31% với độ lệch chuẩn là 10.36%, trong đó công ty có sở hữu quản lý cao nhất 60.97% là Công ty cổ phần Xây dựng và Phát triển cơ sở hạ tầng.
Quy mô của các công ty trong mẫu lựa chọn nằm trong khoảng 23.505 đến 33.269 với giá trị trung bình là 26.666 và độ lệch chuẩn là 1.485. Công ty sử dụng đòn bẩy tài chính thấp nhất với tỷ lệ 0.032 và cao nhất là 25.97, giá trị trung bình của biến đòn bẩy tài chính là 1.563 tương ứng độ lệch chuẩn là 2.099. Biến cơ hội tăng trưởng trong tương lai có giá trị trung bình là 2.358 với độ lệch chuẩn là 2.335, trong đó giá trị thấp nhất là 0.289 của Công ty cổ phầnHợp tác lao động với nước ngoài vào năm 2007 và giá trị cao nhất là 22.295 của Công ty Cổ phần Khoáng sản Bình Định vào năm 2008. Dòng tiền tự do của các công ty trong mẫu nằm trong khoảng từ -97,774 triệu đồng đến 4,030,776 triệu đồng, với giá trị trung bình là 127,924 triệu đồng và độ lệch chuẩn là 332,508 triệu đồng. Công ty có dòng tiền tự do thấp nhất là Công ty cổ phần cơ điện lạnh (REE) vào năm 2009 và công ty có dòng tiền tự do cao nhất là Công ty cổ phần sữa Việt Nam vào năm 2011.
4.2 Mối tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu:
Trong phần này, bài nghiên cứu tiến hành xem xét hệ giữa tương quan giữa các biến được sử dụng trong phương trình để đánh giá xem các biến có tương quan với nhau hay không, nếu có thì tương quan thuận hay tương quan nghich và mức độ tương quan của chúng ra sao, từ đó ta có thể dựđoán được mối liên hệ giữa chúng.
Trước tiên xem xét cột đầu tiên thể hiên hệ sốtương quan giữa biến phụ thuộc và các biến còn lại trong mô hình ta thấy: biến và biến có mối quan hệ cùng chiều ở mức độ trung bình với hệ số tương quan là 0.5345; biến và biến INST cũng có quan hệ cùng hướng với hệ số tương quan 0.0542 cho thấy mức độ tương quan khá thấp; ngược biến và biến MAN thì có mối quan hệ ngược hướng ở mức độ thấp -0.062; biến SIZE cũng quan hệ cùng chiều với biến nhưng mức độ không đáng kể 0.0749; (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
biến LEV tương quan ngược chiều với biến ở mức độ khá thấp; trong khi đó biến MTBV và biến có quan hệ cùng chiều ở mức độ tương đối thấp là 0.17; cuối cùng biến FCF quan hệ cùng chiều với biến cũng ở mức độtương đối thấp.
Bảng 4.2: Hệ số tương quan
D E INST MAN SIZE LEV MTBV FCF
D 1 E 0.5345 1 INST 0.0542 -0.012 1 MAN -0.062 -0.062 -0.049 1 SIZE 0.0749 0.1205 0.1789 -0.0003 1 LEV -0.054 -0.012 0.0201 0.0612 0.3827 1 MTBV 0.17 0.1469 0.0345 0.0256 0.1815 0.0701 1 FCF 0.1654 0.1128 0.0612 -0.0088 0.6572 0.3633 0.1729 1
Bảng 4.4 thể hiện hệ sốtương quan của các biến sử dụng trong mô hình nghiên cứu; đại diện cho cổ
tức trên cổ phiếu công ty i trong năm t; đại diện cho thu nhập trên cổ phiếu của công ty i trong năm t; INST tỷ lệ sở hữu tổ chức; MAN đại diện cho sở hữu quản lý, SIZE là quy mô công ty, LEV là đòn bẩy tài
chính, MTBV đại diện cho cơ hội tăng trưởng trong tương lai, FCF là dòng tiền tự do.
Kế tiếp là xem xét biến , ta thấy biến này quan hệngược chiều với biến INST, MAN và LEV ở mức độ khá thấp, không đáng kể; trong khi đó biến tương quan cùng chiều với biến SIZE, MTBV và FCF ở mức độtương đối thấp, dưới 0.2
Biến INST tương quan ngược chiều với biến MAN những ở mức độ rất thấp không đáng kể -0.049; tương quan cùng chiều với biến SIZE ở mức độtương đối thấp là 0.1789; còn lại cũng tương quan cùng chiều với biến MTBV, LEV, FCF nhưng ở mức độ rất thấp không đáng kể
Biến MAN tương quan ngược chiều với biến SIZE và FCF ở mức độ rất thấp, dưới 0.01 và tương quan cùng chiều với biến LEV và MTBV nhưng cũng ở mức độ thấp. Biến SIZE tương quan cùng chiều với biến LEV ở mức độ thấp 0.3827, tương quan thuận với MTBV ở mức độ rất thấp không đáng kể, nhưng lại tương quan chiều cùng ở mức độ cao với biến FCF 0.6572. Biến LEV tương quan cùng chiều với MTBV ở mức độ không đáng kể, tương quan cùng chiều với FCF ở mức độ thấp. Và cuối cùng biến
MTBV và biến FCF có mối tương quan cùng chiều với nhau nhưng cũng ở mức độ thấp chỉ0.1729
4.3 Kết quảnghiên cứu thực nghiệm:
4.3.1 Kết quả nghiên cứu của Mô hình điều chỉnh đầy đủ (FAM) 4.3.1.1 Theo phương pháp hồi quy kết hợp: 4.3.1.1 Theo phương pháp hồi quy kết hợp:
Bảng 4.3 trình bày kết quả hồi quy dữ liệu gộpcủa Mô hình điều chỉnh đầy đủ bằng cách sử dụng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất OLS thông thường. Hệ số R-bình phương hiệu chỉnh bằng 6.71% khác 0, cho thấy kết quả hồi quy mô hình này có khả năng giải thích (P_value = 0). Hệ số VIF đại diện cho thước đo hiện tượng đa cộng tuyến bằng 1.46 cũng cho thấy rằng các biến trong mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Tuy nhiên, kiểm định phương sai sai sốthay đổi có p_value =0 với mức ý nghĩa α =0.05 nên ta có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0 của kiểm định và vì vậy mô hình hồi quy này vi phạm giả thuyết phương sai sai số không đổi, khắc phục hiện tượng này bằng phương pháp robust error. Sau khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi thì độ lệch chuẩn và giá trịp_value đã được điều chỉnh lại.
Kết quả hồi quy cho thấy một mối liên kết dương giữa thay đổi thu nhập trên mỗi cổ phần của năm t so với năm t-1 và thay đổi cổ tức trên mỗi cổ phiếu của năm t so với năm t-1 (hệ số hồi quy bằng 0.0911 và p_value = 0). Hệ số hồi quy này cũng được xem là tỷ lệ chi trả cổ tức trung bình kỳ vọng trong trường hợp không xét đến các mối quan hệ khác.
Hệ số hồi quy của(E −E( ))*Dinst có dấu dương và không có ý nghĩa thống kê(p_value=0.161). Kết quả này chưa chứng minh được giả thuyết H1: có một mối liên kết dương và có ý nghĩa giữa sở hữu tổ chức và chính sách cổ tức là đúng. Ngược lại, hệ số hồi quy của(E −E( ))*Dman là âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% (coef = - 0.07, p_value = 0.07 < α = 0.1), cho thấy sở hữu quản lý liên kết âm với chính sách chi trả cổ tức. Kết quả này cũng ủng hộ giả thuyết H2: Sở hữu quản lý có mối liên kết âm với chính sách chi trả cổ tức.
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy dữ liệu gộp theo Mô hình điều chỉnh đầy đủ
(FAM), sử dụng phương pháp hồi quy kết hợp
(Biến phụ thuộc: Thay đổi trong cổ tức)
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 −E( ) 0.091 0.016 0 0.091 0.033 0.006 (E −E( ))*Dinst 0.060 0.030 0.048 0.060 0.043 0.161 (E −E( ))*Dman -0.072 0.029 0.014 -0.072 0.039 0.07 SIZE -21.475 34.748 0.537 -21.475 39.057 0.583 LEV -27.893 19.816 0.16 -27.893 19.051 0.144 MTBV 46.601 16.959 0.006 46.601 24.042 0.053 FCF 0.00015 0.00015 0.325 0.0002 0.0002 0.48 cons 496.581 906.980 0.584 496.581 1032.524 0.631 Adj R-squared 0.0671 Prob > F 0.0000 Collinearity Diagnostics 1.46
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity 0.0000
Các biến được định nghĩa như sau: − ( ) là thay đổi trong cổ tức trên mỗi cổ phần; − ( ) là
thay đổi trong thu nhập trên mỗi cổ phần; Dinst bằng 1 nếu tỷ lệ sở hữu tổ chức từ 5% vốn cổ phần trở
lên; Dman bằng 1 nếu tỷ lệ sở hữu quản lý từ 7.31% 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 là dòng tiền tự do
Ngoài ra, bảng 4.3còn trình bày hệ số hồi quy của các biến kiểm soát, ta thấy ở đây có tồn tại một mối quan hệdương giữa cơ hội tăng trưởng trong tương lai và chính sách chi trả cổ tức (p_value = 0.053< α = 0.1). Trong khi đó quy mô công ty (ZIZE), đòn bẩy tài chính (LEV) và dòng tiền tự do (FCF) thì không có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê nào đến chính sách chi trả cổ tức (p_value rất lớn so với α = 0.1).
4.3.1.2 Theo phương pháp Mô hình các ảnh hưởng cốđịnh:
Trong phần này, bài nghiên cứu trình bày về kết quả hồi quy có được của Mô hình điều chỉnh đầy đủ (FAM) bằng kỹ thuât phân tích mô hình các ảnh hưởng cốđịnh (Fixed Effect Model) cho dữ liệu bảng của 121 công ty qua 6 năm, được thể hiện trong bảng 4.4R–bình phương hiệu chỉnh bằng 9.07%, đồng thời p_value của kiểm định F-test = 0 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
cho thấy kết quả của mô hình có khả năng giải thích.Ngoài ra, kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi này bằng kiểm định Wald cho giá trị p_value = 0 với mức ý nghĩa 0.05, do đó có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0 của kiểm định này, như vậymô hình này cũng xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi và đượckhắc phụcbằng phương pháp robust error.
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy của Mô hình điều chỉnh đầy đủ (FAM), sử dụng