GIỚI THIỆU
B ối cảnh nghiên cứu
Thị trường chứng khoán Việt Nam đã trải qua nhiều giai đoạn phát triển và biến động, phản ánh sự thay đổi của nền kinh tế trong nước Đây là nơi mà các doanh nghiệp có thể huy động vốn nhanh chóng và hiệu quả, đáp ứng kịp thời nhu cầu kinh doanh thông qua việc phát hành các loại chứng khoán.
Các lý thuyết tài chính hiện đại nhấn mạnh rằng thông tin tài chính và kế toán của công ty có vai trò quyết định đến giá cổ phiếu Tính minh bạch và độ tin cậy của thông tin tài chính là yếu tố quan trọng bảo vệ nhà đầu tư và ổn định thị trường chứng khoán Nhà đầu tư cần thông tin chính xác về hoạt động của công ty để đưa ra quyết định đầu tư hiệu quả Sau sự kiện sụp đổ của Enron và Arthur Andersen, nhu cầu về thông tin tài chính của các công ty niêm yết gia tăng Do đó, các cơ quan quản lý thị trường chứng khoán đã áp dụng quy định chặt chẽ hơn về công bố thông tin tài chính và kiểm toán.
Báo cáo tài chính là nguồn thông tin quan trọng cho các bên liên quan, giúp nhà đầu tư định giá cổ phiếu doanh nghiệp theo các mô hình định giá Mục tiêu của những mô hình này là đánh giá ảnh hưởng của thông tin kế toán đến giá cổ phiếu Khả năng của thông tin kế toán trong việc tóm tắt các yếu tố tác động đến giá trị vốn chủ sở hữu thường được đo lường qua biến giải thích trong mô hình hồi quy, chẳng hạn như R² Một mô hình định giá với R² cao cho thấy thông tin kế toán có khả năng giải thích sự biến động trong giá cổ phiếu tốt hơn.
Thông tin kế toán có giá trị liên quan khi áp dụng mô hình định giá chéo, dựa trên dữ liệu kế toán trước đó và các nghiên cứu khác Việc sử dụng mô hình này giúp cải thiện độ chính xác trong việc định giá tài sản và đưa ra quyết định đầu tư hiệu quả hơn.
Nghiên cứu kế toán dựa trên cơ sở thị trường (MBAR) thường lựa chọn giữa các mô hình theo giá và lợi nhuận để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu Các mô hình theo giá hồi quy giá cổ phiếu dựa trên thu nhập trên mỗi cổ phiếu, trong khi các mô hình theo lợi nhuận hồi quy lợi nhuận dựa trên các biến thu nhập theo quy mô (Kothari & Zimmerman, 1995) Trước đây, nghiên cứu về mức độ liên quan chủ yếu dựa vào mô hình theo giá do Ohlson (1995) đề xuất, cùng với các nghiên cứu tiếp theo (như Feltham & Ohlson, 1995) Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra mối quan hệ giữa giá trị thị trường với thu nhập, giá trị sổ sách và cổ tức cổ phiếu, nhưng phần lớn chỉ tập trung vào các thị trường vốn mới nổi như Kuwait, Trung Quốc, Thái Lan Tại Việt Nam, chủ đề này vẫn thu hút sự quan tâm, với nhiều nghiên cứu về tác động của giá trị sổ sách và thu nhập trên mỗi cổ phiếu (EPS) đến giá cổ phiếu thị trường Nghiên cứu này được thực hiện với các mục tiêu nghiên cứu cụ thể.
M ục tiêu nghiên cứu
Nghiên cứu sự tác động thu nhập lên giá trị thị trường cổ phiếu tại 52 công ty
(không hoạt động trong lĩnh vực tài chính) trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2017
Nghiên cứu này phân tích tác động của giá trị sổ sách cổ phiếu lên giá trị thị trường cổ phiếu tại 52 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2017 Kết quả cho thấy mối quan hệ giữa giá trị sổ sách và giá trị thị trường có ảnh hưởng đáng kể đến quyết định đầu tư Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng việc hiểu rõ giá trị sổ sách có thể giúp các nhà đầu tư đưa ra các quyết định tài chính thông minh hơn trong bối cảnh thị trường biến động.
Nghiên cứu sự tác động cổ tức cổ phiếu lên giá trị thị trường cổ phiếu tại 52 công ty trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2017
Nghiên cứu sự tác động khủng hoảng tài chính (2008 và 2009) lên giá trị thị trường cổ phiếu tại 52 công ty trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 –
Luận văn sẽ tập trung vào việc khám phá các mục tiêu nghiên cứu đã nêu, thông qua các câu hỏi nghiên cứu được trình bày dưới đây.
Câu h ỏi nghiên cứu
Nghiên cứu này phân tích tác động của thu nhập cổ phiếu lên giá trị thị trường của 52 công ty không thuộc lĩnh vực tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ 2008 đến 2017 Kết quả cho thấy mối liên hệ chặt chẽ giữa thu nhập cổ phiếu và giá trị thị trường, với sự ảnh hưởng đáng kể từ các yếu tố kinh tế vĩ mô và chính sách tài chính Phân tích này cung cấp cái nhìn sâu sắc về cách thức các công ty có thể tối ưu hóa thu nhập để nâng cao giá trị cổ phiếu của mình.
Giá trị sổ sách cổ phiếu tác động lên giá trị thị trường tại 52 công ty trên sàn chứng khoán Việt Nam như thế nào trong giai đoạn 2008 – 2017?
Cổ tức cổ phiếu tác động lên giá trị thị trường tại 52 công ty trên sàn chứng khoán
Việt Nam như thế nào trong giai đoạn 2008 – 2017?
Khủng hoảng tài chính toàn cầu vào năm 2008 và 2009 đã có tác động mạnh mẽ đến giá trị thị trường cổ phiếu của 52 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam Trong giai đoạn này, nhiều công ty ghi nhận sự sụt giảm đáng kể về giá cổ phiếu, phản ánh tâm lý lo ngại của nhà đầu tư và sự bất ổn của nền kinh tế Các yếu tố như giảm trưởng kinh tế, lạm phát và sự mất niềm tin vào thị trường đã dẫn đến việc nhiều cổ phiếu không đạt được giá trị kỳ vọng Sự phân tích tác động này giúp hiểu rõ hơn về sự biến động của thị trường chứng khoán Việt Nam trong bối cảnh khủng hoảng tài chính toàn cầu.
Luận văn này nổi bật với hai điểm mới so với các nghiên cứu trước đó: đầu tiên, dữ liệu thống kê dạng bảng được cập nhật mới nhất trong giai đoạn gần đây, và thứ hai, các câu hỏi nghiên cứu được thiết kế nhằm khám phá sâu hơn về vấn đề đang được quan tâm.
2008 – 2017 và nghiên cứu thêm tác động của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu (2008, 2009) trong tác động tới giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Phương pháp tiếp cận
Trước khi kiểm định tác động của giá trị sổ sách, thu nhập và cổ tức, luận văn dự đoán rằng các yếu tố này sẽ có mối tương quan cùng chiều với giá cổ phiếu Ngược lại, tác động của hai năm khủng hoảng tài chính được kỳ vọng sẽ có mối tương quan ngược chiều với giá cổ phiếu.
Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu từ 52 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch để phân tích giá trị sổ sách, thu nhập và cổ tức của các công ty.
Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và Sở Giao dịch Chứng khoán
Nghiên cứu về Thành phố Hà Nội (HNX) trong giai đoạn 2008 - 2017 sử dụng phương trình định giá của Ohlson (1995) để phân tích ảnh hưởng của thu nhập, giá trị sổ sách và cổ tức đến giá cổ phiếu của 52 công ty niêm yết trên hai sàn chứng khoán Kết quả cho thấy các yếu tố này có tác động đáng kể đến giá cổ phiếu, cung cấp cái nhìn sâu sắc về thị trường chứng khoán Hà Nội trong giai đoạn nghiên cứu.
Kết quả cho thấy việc ước lượng dữ liệu bảng phù hợp với các nghiên cứu trước đây về mức độ liên quan của thông tin kế toán tại Việt Nam, được đo bằng giá trị R², có mối tương quan theo thời gian, như đã được chứng minh bởi các tác giả như Balachandran & Mohanram (2011), Core, Guay & Buskirk (2003), Dontoh, Radhakrishnan, & Ronen (2004), Elliott & Jacobsen (1991), Entwistle & Phillips (2003), Francis & Schipper (1999), Lev & Zarowin (1999) và Ramesh & Thiagarajan (1995).
Sự tác động của cổ tức đến giá cổ phiếu doanh nghiệp là một chủ đề được nhiều nhà nghiên cứu quan tâm Nghiên cứu này không chỉ kiểm tra mối quan hệ giữa giá trị thu nhập và giá trị sổ sách, mà còn xem xét giá trị của cổ tức dựa trên dữ liệu từ 52 công ty niêm yết trên HOSE và HNX tại Việt Nam Chẳng hạn, Al-Deehani và Al-Loughani (2004) đã lập luận rằng các chính sách cổ tức có ảnh hưởng đến giá trị cổ phiếu mà không cần xem xét các yếu tố khác, theo quan điểm của Miller và Modigliani (1961) Những nghiên cứu này đã cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm về mối liên hệ giữa giá trị cổ tức và thu nhập đối với các doanh nghiệp niêm yết trên HOSE và HNX.
Quyền sở hữu vốn chủ sở hữu tại Việt Nam thường tập trung trong tay một nhóm nhỏ cổ đông lớn như chính phủ, các cơ quan, gia đình thống trị và nhà đầu tư tổ chức Những nhóm này có khả năng nâng cao chất lượng công bố thông tin và khẳng định quyền lực để ảnh hưởng đến chính sách cổ tức và tính hợp lý của các số liệu kế toán Al-Kuwari (2009) đã chỉ ra rằng quyền sở hữu của chính phủ có tác động đáng kể đến việc thúc đẩy trả cổ tức cho các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán ở các nước mới nổi Nghiên cứu cũng cho thấy các công ty thường xuyên thay đổi chính sách cổ tức mà không theo đuổi mục tiêu dài hạn Với những đặc điểm này, cùng với môi trường điều tiết yếu ở Việt Nam, nội dung thông tin về biến kế toán và cổ tức có thể có sự khác biệt đáng kể.
KHUNG LÝ THUYẾT
Cơ sở lý thuyết
Mối quan hệ giữa thông tin kế toán và giá cổ phiếu đã thu hút sự quan tâm của nhiều học giả trong nhiều thập kỷ Ohlson (1995) được coi là người tiên phong trong việc xây dựng lý thuyết giải thích mối quan hệ này thông qua mô hình Ohlson Mô hình Ohlson (1995) được phát triển dựa trên mô hình lợi nhuận thặng dư (Residual income model – IM) do Preinreich (1938) đề xuất, với dạng tổng quát cụ thể.
Giá trị nội tại của cổ phiếu tại thời điểm t được xác định bởi lợi nhuận trên cổ phiếu tại thời điểm t+τ, cùng với lợi nhuận thặng dư và thu nhập thông thường tại thời điểm t Giá trị sổ sách của cổ phiếu tại thời điểm t-1 cũng đóng vai trò quan trọng, bên cạnh cổ tức, bao gồm cả các giao dịch của chủ sở hữu như phát hành thêm hay mua lại cổ phiếu Tất cả những yếu tố này đều ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi, được tính toán dựa trên lãi suất phi rủi ro.
E t : kỳ vọng toán học dựa trên thông tin vào thời điểm t
Theo mô hình lợi nhuận thặng dư, giá trị nội tại của cổ phiếu bao gồm giá trị sổ sách và tổng giá trị hiện tại của các dòng lợi nhuận thặng dư tương lai Nếu tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu cao hơn lợi suất yêu cầu, cổ phiếu sẽ có giá trị lớn hơn giá trị sổ sách, chứng tỏ công ty tạo ra giá trị cho cổ đông Ngược lại, nếu lợi nhuận thặng dư âm, giá trị cổ phiếu sẽ thấp hơn giá trị sổ sách, dẫn đến việc công ty bị coi là phá hủy giá trị của cổ đông Ohlson (1995) đã phát triển mô hình này dựa trên giả thiết rằng chuỗi thời gian của dòng lợi nhuận thặng dư là tuyến tính và cố định.
Mô hình Ohlson (1995) được thể hiện qua phương trình vt+1 = γvt + δt+1, trong đó ω là hệ số hồi quy của lợi nhuận thặng dư (0≤ ω≤1) và γ là hệ số hồi quy ảnh hưởng của thông tin (0≤ γ ≤1) Các sai số ε và δ có kỳ vọng bằng 0, phản ánh sự khác biệt giữa kỳ vọng của thị trường về lợi nhuận thặng dư tương lai và thông tin hiện có từ báo cáo tài chính Giả thiết của Ohlson cho thấy rằng kỳ vọng của nhà đầu tư về khả năng sinh lời tương lai của công ty phụ thuộc vào thông tin tài chính hiện tại và các thông tin khác chưa được phản ánh Hệ số ω và γ được giả định nằm trong khoảng (0,1), phù hợp với kết quả nghiên cứu thực nghiệm về chuỗi thời gian lợi nhuận Hai phương trình này tạo thành chuỗi thông tin Ohlson và kết hợp với mô hình lợi nhuận thặng dư để hình thành mô hình Ohlson (1995).
Mô hình nàycho phép diễn giải giá cổ phiếu trong mối liên hệ với thông tin kế toán tài chính như sau:
Các hệ số α1 và α2 trong mô hình kinh tế có ý nghĩa quan trọng, với giả thiết 0≤ ω ≤1 và 0≤γ|t| [95% Conf Interval]
Total 190579.566 519 367.20533 Root MSE = 16.785 Adj R-squared = 0.2328 Residual 145373.557 516 281.7317 R-squared = 0.2372 Model 45206.009 3 15068.6697 Prob > F = 0.0000 F( 3, 516) = 53.49 Source SS df MS Number of obs = 520
F test that all u_i=0: F(51, 465) = 6.07 Prob > F = 0.0000 rho 43313698 (fraction of variance due to u_i) sigma_e 13.698582 sigma_u 11.974274
_cons -.549334 1.880927 -0.29 0.770 -4.245504 3.146836 fc -.6555274 1.696603 -0.39 0.699 -3.989485 2.67843 e 9472934 3202464 2.96 0.003 317984 1.576603 bv 1.157099 1224729 9.45 0.000 9164307 1.397768 mv Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] corr(u_i, Xb) = -0.4025 Prob > F = 0.0000
R-sq: within = 0.2658 Obs per group: min = 10
Group vari able: firm Number of groups = 52
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 520
xtreg mv bv e fc, fe
Bảng 6 So sánh FEM và REM mô hình 1
Bảng 7 Bảng hệ số OLS, FEM, REM mô hình 1
Variable ols fe re bv 0,54 ** 1,1570995 ** 0,901706 ** e 1,535 ** 0,9472934 ** 1,037928 ** fc -4,441 * -0,655527 -2,33138
(Ghi chú: ** và *: Tương quan là ý nghĩa lần lượt ở mức 0,01 và 0,05) rho 29905528 (fraction of variance due to u_i) sigma_e 13.698582 sigma_u 8.94766
_cons 3.12616 2.037708 1.53 0.125 -.8676748 7.119995 fc -2.331376 1.660237 -1.40 0.160 -5.585382 922629 e 1.037928 3143657 3.30 0.001 4217827 1.654074 bv 9017056 1054914 8.55 0.000 6949461 1.108465 mv Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000
Wald chi2(3) = 168.40 overall = 0.2281 max = 10 between = 0.2327 avg = 10.0
R-sq: within = 0.2627 Obs per group: min = 10
Group vari able: firm Number of groups = 52
Random-effects GLS regression Number of obs = 520
xtreg mv bv e fc, re
Test: Ho: difference in coefficients not systematic
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg fc -.6555274 -2.331376 1.675849 3493883 e 9472934 1.037928 -.0906348 0610898 bv 1.157099 9017056 2553939 0622186 fe re Difference S.E.
Lựa chọn FEM, mô hình có thể viết lại như sau:
MV it = -0,549334 + 1,1570BV it + 0,9472E it + -0,6555FC D[0,1] + εit
Kết quả từ mô hình cho thấy giá cổ phiếu MV phụ thuộc tích cực vào giá trị sổ sách và thu nhập, với hệ số giá trị sổ sách có giá trị dương và có ý nghĩa ở mức 1%, chứng tỏ sự liên quan giữa giá trị sổ sách và giá cổ phiếu thị trường Hệ số thu nhập cũng dương và có ý nghĩa tương tự, cho thấy thu nhập là yếu tố có giá trị liên quan Hệ số biến giả cho hai năm 2008 và 2009 cũng cho thấy giá trị dương với giá thị trường cổ phiếu, tuy nhiên, chưa đủ cơ sở để khẳng định tác động này Những kết quả này củng cố các phát hiện nghiên cứu trước đây về sự phát triển của thị trường.
Mô hình 2
MV it = α0 + α BVit + α2E it + α3D it + α4FC D[0,1] + εit (2)
Bảng 8 Ước theo phương pháp OLS mô hình 2
Bảng 9 Ước lượng theo FEM mô hình 2
_cons 5.143426 1.486259 3.46 0.001 2.22355 8.063301 fc -4.008995 1.886036 -2.13 0.034 -7.714265 -.303724 d 2.836312 6901935 4.11 0.000 1.480371 4.192253 e 1.005955 3564885 2.82 0.005 3056041 1.706305 bv 52016 0904484 5.75 0.000 3424668 6978531 mv Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]
Source SS df MS Number of obs = 520
Bảng 10 Ước lượng theo REM mô hình 2
Bảng 11 So sánh FEM và REM mô hình 2
F test that all u_i=0: F(51, 464) = 5.81 Prob > F = 0.0000 rho 42947795 (fraction of variance due to u_i) sigma_e 13.605771 sigma_u 11.804766
_cons -2.261922 1.971879 -1.15 0.252 -6.136842 1.612997 fc -.3222743 1.689576 -0.19 0.849 -3.642442 2.997893 d 1.787432 6586058 2.71 0.007 4932121 3.081651 e 7452015 3266767 2.28 0.023 1032525 1.38715 bv 1.139758 1218108 9.36 0.000 9003885 1.379127 mv Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] corr(u_i, Xb) = -0.4065 Prob > F = 0.0000
R-sq: within = 0.2773 Obs per group: min = 10
Group vari able: firm Number of groups = 52
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 520
xtreg mv bv e d fc,fe rho 29265317 (fraction of variance due to u_i) sigma_e 13.605771 sigma_u 8.7515216
_cons 1.389419 2.088485 0.67 0.506 -2.703935 5.482774 fc -2.033286 1.651042 -1.23 0.218 -5.26927 1.202697 d 2.016111 6458018 3.12 0.002 7503625 3.281859 e 7747092 3233799 2.40 0.017 1408962 1.408522 bv 8744319 1046775 8.35 0.000 6692678 1.079596 mv Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000
Wald chi2(4) = 180.74 overall = 0.2492 max = 10 between = 0.2666 avg = 10.0
R-sq: within = 0.2731 Obs per group: min = 10
Group vari able: firm Number of groups = 52
Random-effects GLS regression Number of obs = 520
xtreg mv bv e d fc,re
Bảng 12 Bảng hệ số OLS, FEM, REM mô hình 2
Variable ols fe re bv 0,5202 ** 1,1397576 ** 0,874432 ** e 1,006 ** 0,7452015 * 0,774709 * d 2,8363 ** 1,7874316 ** 2,016111 ** fc -4,009 * -0,322274 -2,03329
_cons 5,1434 ** -2,261922 1,389419 Lựa chọn FEM, mô hình có thể viết lại như sau:
MV it = -2,2619+ 1,1397BV it + 0,7452E it + 1,7874D it + -0,3222FC D[0,1] + εit
Kết quả từ mô hình cho thấy giá cổ phiếu trên thị trường MV phụ thuộc vào giá trị sổ sách, thu nhập và cổ tức của cổ phiếu Cụ thể, giá trị sổ sách có tác động tích cực đến giá cổ phiếu với mức ý nghĩa 1%, trong khi giá trị thu nhập tác động tích cực với mức ý nghĩa 5% và giá trị cổ tức cũng tác động tích cực ở mức ý nghĩa 1% Hệ số chặn và biến giả trong các năm khủng hoảng ảnh hưởng tiêu cực đến giá cổ phiếu, nhưng chưa đủ cơ sở khẳng định do mức ý nghĩa thấp Những phát hiện này củng cố các nghiên cứu trước đây trong lĩnh vực phát triển thị trường.
(V_b-V_B is not positive definite) Prob>chi2 = 0.0002
= 22.20 chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Test: Ho: difference in coefficients not systematic
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg fc -.3222743 -2.033286 1.711012 358783 d 1.787432 2.016111 -.2286791 1292347 e 7452015 7747092 -.0295077 0462934 bv 1.139758 8744319 2653258 0622937 fe re Difference S.E.
Mô hình 3
MV it = α0 + α1BV it + α2D it + α3FC D[0,1] + εit (3)
Bảng 13 Ước lượng theo OLS mô hình 3
Bảng 14 Ước lượng theo FEM mô hình 3
Bảng 15 Ước lượng theo REM mô hình 3
_cons 4.337317 1.468355 2.95 0.003 1.452628 7.222006 fc -3.562123 1.892013 -1.88 0.060 -7.27912 154873 d 3.539598 6479519 5.46 0.000 2.26665 4.812546 bv 656887 076889 8.54 0.000 505833 807941 mv Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]
Source SS df MS Number of obs = 520
The F-test results indicate that all u_i coefficients are equal to zero, with an F statistic of 5.89 and a p-value of 0.0000, suggesting strong statistical significance The fraction of variance attributed to u_i is approximately 0.4278, while the error and u_i standard deviations are 13.67 and 11.82, respectively The constant term is -2.38, with a t-value of -1.20 and a p-value of 0.229, indicating it is not statistically significant The coefficient for variable 'fc' is -0.156 with a t-value of -0.09 and a p-value of 0.927 In contrast, variable 'd' shows a significant positive coefficient of 2.13 (t = 3.31, p = 0.001), and 'bv' has a strong positive coefficient of 1.23 (t = 10.53, p = 0.000) The correlation between u_i and Xb is -0.3942, with an overall F statistic of 57.10 (p = 0.0000) The R-squared values indicate a within-group variance of 0.2692, with an average of 10 observations per group.
Group vari able: firm Number of groups = 52Fixed-effects (within) regression Number of obs = 520 xtreg mv bv d fc,fe
Bảng 16 So sánh FEM và REM mô hình 3
Bảng 17 Hệ số OLS, FEM, REM mô hình 3
Variable ols fe re bv 0,6569 ** 1,2256056 ** 0,972143 ** d 3,5396 ** 2,1298903 ** 2,425368 ** fc -3,562 -0,155986 -1,78497
Lựa chọn FEM, mô hình có thể viết lại như sau:
The regression model estimates the relationship between the dependent variable (MV) and independent variables, yielding the equation MV it = -2.3828 + 1.2256BV it + 2.1298D it - 0.1559FC D[0,1] + εit The analysis reveals a rho value of 0.2914, indicating the fraction of variance attributed to unobserved effects, with a standard deviation of sigma_e at 13.6671 and sigma_u at 8.7651 The coefficients show that D has a significant positive effect (p < 0.001), while FC does not significantly influence MV (p = 0.281) The model's overall fit is strong, with a Wald chi-squared statistic of 173.37 and a p-value of 0.0000, indicating statistical significance The R-squared values suggest a moderate explanation of variance, with within-group R-squared at 0.2653 and between-group R-squared at 0.2500 Each group has an average of 10 observations, with a minimum of 10.
Group vari able: firm Number of groups = 52
Random-effects GLS regression Number of obs = 520 xtreg mv bv d fc,re
Test: Ho: difference in coefficients not systematic
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg fc -.1559855 -1.784973 1.628988 3668646 d 2.12989 2.425368 -.2954776 1524031 bv 1.225606 9721432 2534623 0648141 fe re Difference S.E.
Kết quả từ mô hình (3) cho thấy cổ tức có mối tương quan với giá cổ phiếu khi thay thế thu nhập trong phương trình định giá Sức mạnh giải thích của mô hình với giá trị sổ sách và thu nhập gần như không khác biệt nhiều so với giá trị sổ sách và cổ tức Ảnh hưởng tích cực và đáng kể của cổ tức lên giá cổ phiếu thị trường nhấn mạnh tầm quan trọng của cổ tức như một yếu tố cố định trong thu nhập của công ty Điều này cho thấy cổ tức có thể phản ánh tác động của thu nhập và giá trị sổ sách lên giá cổ phiếu thị trường theo chiều hướng tương đồng.
Mô hình 4
MV it = α0 + α1BV it + α2D it + α3(E it – D it )+ α4FC D[0,1] + εit (4)
Bảng 18 Ước lượng theo OLS mô hình 4
Bảng 19 Ước lượng theo FEM mô hình 4
_cons 5.143426 1.486259 3.46 0.001 2.22355 8.063301 fc -4.008995 1.886036 -2.13 0.034 -7.714265 -.3037241 ed 1.005955 3564885 2.82 0.005 3056041 1.706305 d 3.842267 6525001 5.89 0.000 2.560378 5.124156 bv 52016 0904484 5.75 0.000 3424668 6978531 mv Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]
Source SS df MS Number of obs = 520
Bảng 20 Ước lượng theo REM mô hình 4
Bảng 21 So sánh FEM và REM mô hình 4
The F-test results indicate that all u_i coefficients are equal to zero, with an F statistic of 5.81 and a probability of 0.0000, suggesting strong significance The fraction of variance attributed to u_i is approximately 0.429, with a standard error of 13.61 and a standard deviation of 11.80 The constant term is -2.26, while the coefficients for fc, ed, d, bv, and mv show varying significance levels, with ed (0.745) and d (2.533) being statistically significant at p < 0.05 The overall model fit is robust, with an F statistic of 44.51 and an R-squared value of 0.238, indicating that 27.73% of the variance is explained within groups The data comprises 464 observations across 51 groups, with an average of 10 observations per group.
The fixed-effects regression analysis, conducted on 520 observations across 52 groups, reveals significant insights into the relationships between variables The model indicates a fraction of variance due to unobserved factors (rho) of 0.2927, with a within-group R-squared of 0.2731 The coefficients show that the variable 'd' has a strong positive effect (Coef = 2.7908, p < 0.001), while 'ed' also demonstrates a significant positive impact (Coef = 0.7747, p = 0.017) Conversely, 'fc' exhibits a negative association (Coef = -2.0333, p = 0.218), and 'bv' shows a substantial positive effect (Coef = 0.8744, p < 0.001) The overall model is statistically significant (Prob > chi2 = 0.0000), with a Wald chi-squared value of 180.74, indicating robust explanatory power.
Group vari able: firm Number of groups = 52Random-effects GLS regression Number of obs = 520 xtreg mv bv d ed fc,re
Bảng 22 Hệ số OLS, FEM, REM mô hình 4
Variable ols fe re bv 0,5202 ** 1,1397576 ** 0,874432 ** d 3,8423 ** 2,5326331 ** 2,79082 ** ed 1,006 ** 0,7452015 * 0,774709 * fc -4,009 * -0,322274 -2,03329
Lựa chọn FEM, mô hình có thể viết lại như sau:
MV it = -2,2619 + 1,1397BV it + 2,5326D it + 0,7452(E it –D it ) + -0,322274FC D[0,1] + εit (4)
Mô hình (4) phân tách thu nhập Et thành cổ tức tiền mặt Dt và thu nhập còn lại (Et – Dt), cho thấy các hệ số ước tính về cổ tức và thu nhập còn lại có mối tương quan tích cực và ý nghĩa ở mức 5% Kết quả này hỗ trợ nghiên cứu của Skinner và Soltes năm 2008, liên quan đến việc phân phối thu nhập dưới dạng cố định hoặc tạm thời Hệ số của biến khủng hoảng tài chính (FCD) có giá trị âm, cho thấy tác động ngược chiều nhưng không có ý nghĩa thống kê trong các ước tính Điều này cũng dễ hiểu, vì trong giai đoạn 2008 – 2009, thị trường chứng khoán ít bị ảnh hưởng.
Test: Ho: difference in coefficients not systematic
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg fc -.3222743 -2.033286 1.711012 358783 ed 7452015 7747092 -.0295078 0462934 d 2.532633 2.79082 -.2581869 1756306 bv 1.139758 8744319 2653258 0622937 fe re Difference S.E.
hausman fe re hưởng bởi khủng hoàng tài chính trên thế giới Nên giá cổ phiếu tại thị trường
Việt Nam ít bị ảnh hưởng tiêu cực bởi cuộc khủng hoảng tài chính trên thế giới.