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
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 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 −E( ) 0.097 0.018 0 0.097 0.041 0.019 (E −E( ))*Dinst 0.072 0.035 0.037 0.072 0.042 0.09 (E −E( ))*Dman -0.089 0.032 0.006 -0.089 0.042 0.037 SIZE -140.446 108.421 0.196 -140.446 99.885 0.162 LEV -93.919 50.574 0.064 -93.919 52.072 0.074 MTBV 66.580 24.566 0.007 66.580 27.884 0.019 FCF 0.0005 0.0003 0.049 0.0005 0.0003 0.024 cons 3682.445 2901.950 0.205 3682.445 2694.197 0.174 Adj R-squared 0.0907 Prob > F 0.0000 Collinearity Diagnostics 1.46
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect
regression model 0.0000
Các biến được định nghĩa như bảng 4.3
Phương trình (A) trong trường hợp này được viết lại như sau:
− ( ) = . + . − ( ) + . − ( ) ∗ −
. − ( ) ∗ − . − . + (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
. + . + (1)
Hệ số hồi quy của biến thay đổi thu nhập cho thấy có một mối liên kết dương và có ý nghĩa thống kê giữa thay đổi thu nhập trên mỗi cổ phần với thay đổi cổ tức chi trả
trên mổi cổ phần ở mức ý nghĩa 1%, hệ số này cũng nói lên rằng các công ty đang duy trì tỷ lệ chi trả cổ tức trung bình kỳ vọng là 9.7%.
Một mối liên kết dương và có ý nghĩa ở mức 10% giữa sở hữu tổ chức và chính sách chi trả cổ tức (p_value = 0.09) được tìm thấy trong mô hình này. Hệ số hồi quy của biến (E −E( ))*Dinst = 0.072 cho thấy trong điều kiện các điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu công ty có sở hữu tổ chức từ 5% trở lên thì thay đổi cổ tức của năm t và năm t-1 lớn hơn 0.072*(E −E( ) ) đồng so với công ty có sở hữu tổ chức thấp hơn 5%. Kết quả này cho ta cơ sở chấp nhập giả thuyết H1: sở hữu tổ chức quan hệ dương với chính sách chi trả cổ tức. Ngược lại, sở hữu quản lý tác động ngược chiều với chính sách chi trả cổ tức ở mức ý nghĩa 5%(p_value = 0.037). Tương tự thì hệ số hồi quy (E −E( ))*Dman = - 0.089 cho thấy rằng trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu công ty có sở hữu quản lý từ 7.31% trở lên thì thay đổi cổ tức của năm t và năm t-1 thấp hơn 0.089*(E −E( ) ) đồng so với những công ty có ty có tỷ lệ sở hữu thấp hơn tỷ lệ trung bình mẫu 7.31%. Kết quả này phù hợp với giả thuyết H2: sở hữu quản lý quan hệngược chiều với chính sách cổ tức.
Xem xét hệ số hồi quy của các biến kiểm soát ta thấy: đòn bẩy tài chính (LEV) tác động ngược chiều với chính sách cổ tức và có ý nghĩa ở mức 10%, cơ hội tăng trưởng trong tương lai (MTBV) liên kết dương với chính sách cổ tức ở mức ý nghĩa 5%, dòng tiền tự do cũng tác động cùng chiều với chính sách cổ tức ở mức ý nghĩa 5%; tuy nhiên quy mô công ty và chính sách cổ tức thì có mối quan hệdương nhưng không có ý nghĩa thống kê.
4.3.1.3 Theo phương pháp Mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên:
Bảng 4.5 trình bày kết quả hồi quy của mô hình Mô hình điều chỉnh đầy đủ (FAM) bằng kỹ thuât phân tích mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random Effect Model) cho dữ liệu bảng của 121 công ty qua 6 năm. Với R-bình phương hiệu chỉnh bằng 8.31% , p_value của kiểm định F-test bằng 0 cho thấy kết quả của mô hình có khả năng giải thích, nhưng ở mức độ thấp. Hệ số VIF trong mô hình này cũng giống hai mô hình trước, do đó mô hình này cũng không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi của Mô hình điều chỉnh đầy đủ (FAM), bằng
phương pháp kiểm định Breusch and Pagan LMta thấy mô hình cũng xảy ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi và kết quả hồi quy sau khi khắc phục hiện tượng này được trình bày trong bảng 4.5
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy của Mô hình điều chỉnh đầy đủ (FAM), sử dụng phương pháp Mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random Effect Model)
(Biến phụ thuộc: Thay đổi trong cổ tức, )
Random-effects GLS regression
D −D( ) Coef. Std. Err. P>z Coef. Std. Err. P>|z|
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 0.037 0.014 (E −E( ))*Dinst 0.060 0.030 0.047 0.060 0.039 0.126 (E −E( ))*Dman -0.072 0.029 0.014 -0.072 0.039 0.064 SIZE -21.475 34.748 0.537 -21.475 20.932 0.305 LEV -27.893 19.816 0.159 -27.893 11.825 0.018 MTBV 46.601 16.959 0.006 46.601 18.685 0.013 FCF 0.00015 0.00015 0.325 0.00015 0.00015 0.164 cons 496.581 906.980 0.584 496.581 535.005 0.353 Adj R-squared 0.0831 Prob > F 0.0000 Collinearity Diagnostics 1.46
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects 0.0000
Các biến được định nghĩa như bảng 4.3
Theo kết quả hồi quy, ta có thể viết lại phương trình (A) như sau:
− ( ) = . + . − ( ) + . − ( ) ∗ −
. − ( ) ∗ − . − . +
. + . + (2)
Kết quả hồi quy cho thấy giữa sở hữu tổ chức và chính sách cổ tức có mối liên kết dương nhưng không có ý nghĩa thống kê (p_value = 0.126).Tương tự như mô hình các ảnh hưởng cốđịnh, mô hình này cũng cho thấy một mối liên kết âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% giữa sở hữu quản lý và chính sách cổ tức (p_value = 0.064). Hệ số hồi quy bằng -0.072 cho biết nếu các điều kiện khác không đổi thì công ty có sở hữu quản lý
từ 7.31% trở lên có thay đổi cổ tức năm t và năm t-1 thấp hơn 0.072*(E −E( )) đồng so với công ty có tỷ lệ sở hữu quản lý thấp hơn 7.31%. Kết quả hồi quy này ủng hộ giả thuyết H2 cho rằng sở hữu quản lý liên kết âm với chính sách cổ tức.
Bảng 4.5 cho thấy có biến cơ hội tăng trưởng trong tương lai liên kết dương và có ý nghĩa ở mức 5% với chính sách cổ tức, đòn bẩy tài chính cũng cómối liên kết âm với chính sách cổ tức ở mức ý nghĩa 5%, các biến còn lại như quy mô công ty, dòng tiền tự do thì không có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê nào với chính sách cổ tức.
4.3.1.4 So sánh kết quả củaba mô hình hồi quy:
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 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
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.