Mục tiêu của đề tài là 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 sự tác động giá trị sổ sách cổ phiếu lên giá trị thị trường cổ phiếu tại 52 công ty trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2017... Mời các bạn cùng tham khảo.
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 tình hình kinh tế trong nước Đây là nơi các doanh nghiệp có thể huy động vốn một cách nhanh chóng và hiệu quả thông qua việc phát hành chứng khoán, đáp ứng kịp thời nhu cầu kinh doanh.
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 để bảo vệ nhà đầu tư và duy trì sự ổn định của 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 Sự kiện sụp đổ của Enron và Arthur Andersen vào đầu những năm 2000 đã làm tăng sự quan tâm của nhà đầu tư đối với thông tin tài chính Do đó, các cơ quan quản lý thị trường chứng khoán trên thế giới đã áp dụng quy định nghiêm ngặt hơn về công bố thông tin tài chính và kiểm toán cho các công ty niêm yết.
Báo cáo tài chính là nguồn thông tin quan trọng cho các bên liên quan, đặc biệt là nhà đầu tư, những người sử dụng nó để định giá cổ phiếu doanh nghiệp Các mô hình định giá nhằm đánh giá ảnh hưởng của thông tin kế toán đến giá cổ phiếu, với khả năng tóm tắt thông tin này thường được đo lường qua biến giải thích trong mô hình hồi quy, chẳng hạn như R² Một R² cao trong mô hình định giá cho thấy thông tin kế toán có khả năng giải thích sự biến động của giá cổ phiếu tốt hơn.
Mô hình định giá chéo sử dụng thông tin kế toán trước đó và các nghiên cứu liên quan để xác định giá trị của thông tin kế toán Sự liên quan này giúp cải thiện độ chính xác trong việc định giá tài sản và đưa ra quyết định đầu tư hợp lý Việc áp dụng mô hình này không chỉ tăng cường tính minh bạch mà còn nâng cao khả năng phân tích tài chính, từ đó hỗ trợ các nhà đầu tư trong việc tối ưu hóa lợi nhuận.
Nghiên cứu kế toán dựa trên cơ sở thị trường (MBAR) thường lựa chọn giữa các mô hình theo giá và mô hình theo 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 mô hình theo lợi nhuận hồi quy lợi nhuận trên các biến thu nhập theo quy mô (Kothari & Zimmerman, 1995) Trước đây, nghiên cứu chủ yếu dựa vào mô hình theo giá của Ohlson (1995) và các nghiên cứu tiếp theo (như Feltham & Ohlson, 1995) Nhiều nghiên cứu đã khám phá mối quan hệ giữa giá trị thị trường với thu nhập, giá trị sổ sách và cổ tức, nhưng phần lớn chỉ tập trung vào các thị trường vốn mới nổi như Kuwait, Trung Quốc và Thái Lan Tại Việt Nam, đề tài này vẫn được quan tâm, với nhiều bài viết nghiên cứu tác động của giá trị sổ sách và thu nhập trên mỗi cổ phiếu (EPS) đến giá cổ phiếu thị trường Nghiên cứu hiện tại được thực hiện với các mục tiêu nghiên cứu riêng.
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 đối với giá trị thị trường cổ phiếu tại 52 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ 2008 đến 2017 Kết quả cho thấy mối liên hệ giữa giá trị sổ sách và giá trị thị trường, cung cấp cái nhìn sâu sắc về cách thức các yếu tố tài chính ảnh hưởng đến định giá cổ phiếu trong bối cảnh kinh tế Việt Nam.
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 –
Dựa trên các mục tiêu nghiên cứu đã đề ra, luận văn sẽ tiến hành phân tích và khám phá các mục tiêu này thông qua những câu hỏi nghiên cứu được nêu dưới đây.
Câu h ỏi nghiên cứu
Nghiên cứu này phân tích ảnh hưởng của thu nhập cổ phiếu đến giá trị thị trường của 52 công ty không thuộc lĩnh vực tài chính trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2017 Kết quả cho thấy mối liên hệ giữa thu nhập cổ phiếu và giá trị thị trường là đáng kể, với việc thu nhập cao thường dẫn đến sự gia tăng giá trị cổ phiếu Điều này nhấn mạnh tầm quan trọng của việc công bố thông tin tài chính minh bạch để thu hút nhà đầu tư và nâng cao giá trị doanh nghiệp.
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?
Hai năm khủng hoảng tài chính (2008 và 2009) đã ảnh hưởng sâu sắc đến giá trị thị trường cổ phiếu của 52 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam Sự suy giảm kinh tế toàn cầu đã dẫn đến sự biến động mạnh mẽ trong giá cổ phiếu, gây ra áp lực lớn lên các nhà đầu tư và doanh nghiệp Nhiều công ty chứng kiến sự sụt giảm nghiêm trọng trong giá trị tài sản, ảnh hưởng đến lòng tin của nhà đầu tư và khả năng huy động vốn trong tương lai Kết quả là, giai đoạn này đã tạo ra những thách thức lớn cho thị trường chứng khoán Việt Nam, đồng thời cũng mở ra cơ hội cho sự phục hồi và phát triển bền vững sau khủng hoảng.
Luận văn này mang đến hai điểm mới so với các nghiên cứu trước đó, với dữ liệu thống kê dạng bảng được cập nhật mới nhất trong giai đoạn hiện tại.
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
Luận văn nghiên cứu tác động của giá trị sổ sách, thu nhập và cổ tức đến giá cổ phiếu, dự kiến rằng các yếu tố này có mối tương quan cùng chiều Đồng thời, tác động của hai năm khủng hoảng tài chính được kỳ vọng sẽ có mối tương quan ngược chiều với giá cổ phiếu.
Dữ liệu từ luận văn đã thu thập giá trị sổ sách, thu nhập và cổ tức của 52 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch.
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 đã sử dụng phương trình định giá của Ohlson (1995) để phân tích tác động 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 mối liên hệ rõ ràng giữa các yếu tố này và giá cổ phiếu, cung cấp cái nhìn sâu sắc về thị trường chứng khoán tại Hà Nội trong giai đoạn nghiên cứu.
Kết quả cho thấy việc ước lượng dữ liệu bảng có sự phù hợp với các nghiên cứu trước đây về mối liên quan của thông tin kế toán, được đo bằng giá trị R², tại Việt Nam có mối tương quan theo thời gian, như đã được chứng minh trong các nghiên cứu của 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 nghiên cứu hấp dẫn, đặc biệt khi xem xét dữ liệu từ 52 công ty niêm yết trên HOSE và HNX tại Việt Nam Nghiên cứu của Al-Deehani và Al-Loughani (2004) chỉ ra rằng chính sách cổ tức có ảnh hưởng đáng kể đến giá trị cổ phiếu, bất chấp các yếu tố khác, theo quan điểm của Miller và Modigliani (1961) Những nghiên cứu này cung cấp bằng chứng thực nghiệm về mối liên hệ giữa giá trị cổ tức và thu nhập đối với các doanh nghiệp niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam.
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 tác động đến chính sách cổ tức cũng như tính hợp lệ của các số liệu kế toán Al-Kuwari (2009) đã chỉ ra rằng quyền sở hữu của chính phủ có ảnh hưởng đáng kể đến việc thúc đẩy trả cổ tức cho các công ty niêm yết tại các nước mới nổi Nghiên cứu này cũng cho thấy rằng các công ty thường xuyên thay đổi chính sách cổ tức mà không theo đuổi mục tiêu dài hạn Sự kết hợp giữa các yếu tố này và môi trường điều tiết yếu kém ở Việt Nam có thể dẫn đến sự khác biệt trong thông tin về biến kế toán và cổ tức.
KHUNG LÝ THUYẾT
Cơ sở lý thuyết
Mối quan hệ giữa thông tin kế toán và giá cổ phiếu đã thu hút sự chú ý của nhiều học giả kinh tế 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 được phát triển dựa trên mô hình lợi nhuận thặng dư do Preinreich (1938) đề xuất, với cấu trúc tổng quát thể hiện mối liên hệ giữa thông tin kế toán và giá cổ phiếu.
Giá trị nội tại của cổ phiếu tại thời điểm t được ký hiệu là P t, trong khi lợi nhuận trên cổ phiếu tại thời điểm t+τ được biểu thị là x t+τ Lợi nhuận thặng dư trên cổ phiếu cũng tại thời điểm t+τ được ký hiệu là x α t+τ Thu nhập thông thường, hay lợi nhuận ròng tại thời điểm t, được ký hiệu là x t Giá trị sổ sách của cổ phiếu tại thời điểm t-1 là b t-1, và cổ tức, bao gồm cả các giao dịch của chủ sở hữu làm tăng hoặc giảm vốn chủ sở hữu như phát hành thêm hoặc mua lại cổ phiếu, được ký hiệu là d t Tỷ lệ hoàn vốn được tính bằng công thức R = (1 + lãi suất phi rủi ro r).
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 lớn hơn lợi suất yêu cầu, giá trị cổ phiếu sẽ vượt qua 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 cổ đông Ohlson (1995) phát triển mô hình này dựa trên giả thiết chuỗi thời gian của dòng lợi nhuận thặng dư phải 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 những yếu tố chưa được thể hiện trong báo cáo tài chính nhưng ảnh hưởng đến kỳ vọng của thị trường về lợi nhuận thặng dư tương lai Giả thiết này cho thấy kỳ vọng của nhà đầu tư về khả năng sinh lời tương lai phụ thuộc vào thông tin tài chính hiện tại và các thông tin khác chưa được công bố Hệ số ω và γ nằm trong khoảng (0,1), phù hợp với kết quả nghiên cứu thực nghiệm về chuỗi thời gian của lợi nhuận Hai phương trình (2) và (3) tạo thành chuỗi thông tin Ohlson, kết hợp với mô hình lợi nhuận thặng dư ở phương trình (1) để xây dựng mô hình Ohlson.
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 đóng vai trò quan trọng trong mô hình kinh tế, 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 (1) cho thấy giá cổ phiếu MV có sự phụ thuộc tích cực vào giá trị sổ sách và thu nhập Hệ số giá trị sổ sách dương chứng tỏ nó tác động tích cực và có ý nghĩa đến giá trị thị trường cổ phiếu (ít nhất là ở mức 1%), cho thấy mối liên hệ giữa giá trị sổ sách và giá cổ phiếu Hệ số thu nhập cũng dương và có ý nghĩa tương tự, khẳng định thu nhập là yếu tố liên quan Mặc dù hệ số biến giả cho hai năm 2008 và 2009 có giá trị dương với giá thị trường cổ phiếu, nhưng chưa đủ cơ sở để khẳng định tác động này Những kết quả này củng cố các phát hiện nghiên cứu trước đây trong lĩnh vực phát triển và thị trường đang nổi lên.
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 (2) cho thấy giá cổ phiếu trên thị trường MV có mối quan hệ tích cực với giá trị sổ sách, thu nhập và cổ tức Cụ thể, giá trị sổ sách tác động tích cực đến giá cổ phiếu với mức ý nghĩa 1%, trong khi giá trị thu nhập và cổ tức cũng có tác động tích cực lần lượt ở mức 5% và 1% Mặc dù hệ số chặn và giá trị biến giả trong các năm khủng hoảng ảnh hưởng tiêu cực đến giá cổ phiếu, nhưng mức ý nghĩa thấp chưa đủ để khẳng định điều này Những kết quả này hỗ trợ các phát hiện từ nghiên cứu trước đó về sự phát triển của 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-value of 5.89 and a probability greater than F of 0.0000, suggesting statistical significance The rho value of 0.4278 signifies that approximately 42.78% of the variance is attributed to u_i The model's standard deviations are sigma_e at 13.67 and sigma_u at 11.82 The constant term (_cons) shows a coefficient of -2.38, with a p-value of 0.229, indicating it is not statistically significant The variable fc has a coefficient of -0.156 with a p-value of 0.927, also not significant In contrast, the variable d has a significant coefficient of 2.13 (p = 0.001), while bv shows a strong significance with a coefficient of 1.23 (p = 0.000) The correlation between u_i and Xb is -0.3942, reinforcing the model's significance with an overall F-value of 57.10 and a probability greater than F of 0.0000 The R-squared values reveal within-group variance at 0.2692, and the average observations per group is 10, with a maximum of 10 and a minimum of 10.
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 model equation is represented as MV it = -2.3828 + 1.2256BV it + 2.1298D it - 0.1559FC D[0,1] + εit, with a rho value of 0.2914 indicating the fraction of variance attributed to u_i The standard deviations are sigma_e = 13.6671 and sigma_u = 8.7651 The constant term (_cons) is 1.0631, while the coefficients for fc, d, and bv are -1.7850, 2.4254, and 0.9721 respectively, with p-values indicating statistical significance for d and bv (p < 0.001) The model's overall significance is confirmed with a Prob > chi2 of 0.0000 and a Wald chi2(3) value of 173.37 The R-squared values indicate a within-group variance of 0.2653 and an average of 10 observations per group.
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 cho 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 khi sử dụng giá trị sổ sách và cổ tức (Pourheydari, Aflatooni, & Nikbakhat, 2008) Ảnh hưởng tích cực và đáng kể của cổ tức đến giá cổ phiếu thị trường nhấn mạnh tầm quan trọng của cổ tức như một chỉ số cho thành phần cố định của thu nhập (Brief và Zarowin, 1999; Hand & Landsman, 2005) 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 một cách đồng điệu.
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 coefficients (u_i) are statistically significant with F(51, 464) = 5.81 and a p-value of 0.0000 The variance attributed to u_i is 42.95% (rho = 0.4295), with an error standard deviation (sigma_e) of 13.61 and a group standard deviation (sigma_u) of 11.80 The constant term (_cons) is -2.26, but not statistically significant (p = 0.252) The variable 'fc' shows a coefficient of -0.32 (p = 0.849), while 'ed' has a significant positive effect with a coefficient of 0.75 (p = 0.023) The variable 'd' is also significant with a coefficient of 2.53 (p = 0.000), and 'bv' has a substantial positive coefficient of 1.14 (p = 0.000) The overall model is significant with F(4, 464) = 44.51 and a p-value of 0.0000, indicating a within R-squared of 27.73% The average observations per group is 10, with a maximum of 10 and a between R-squared of 24.96%.
The fixed-effects regression analysis, conducted on 520 observations across 52 groups, revealed significant relationships among the variables The model's overall significance was confirmed with a Wald chi-squared statistic of 180.74 and a p-value of 0.0000 The results indicated a notable positive coefficient for variable 'd' (2.79, p < 0.001) and 'bv' (0.87, p < 0.001), suggesting strong associations with the dependent variable 'mv' Conversely, the variable 'fc' showed a negative coefficient (-2.03, p = 0.218), while 'ed' demonstrated a positive impact (0.77, p = 0.017) The within-group R-squared value was 0.2731, indicating that approximately 27.31% of the variance in 'mv' is explained by the independent variables The analysis assumed no correlation between the unobserved effects and the independent variables, with a fraction of variance due to unobserved group effects (rho) calculated at 0.2927.
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 chia 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 có ý nghĩa thống kê (ít nhất ở mức 5%) Kết quả này hỗ trợ nghiên cứu của Skinner và Soltes (2008), khi xem thu nhập được phân phối dưới dạng cố định hoặc thu nhập chưa phân phối dưới dạng 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 tất cả các ước tính phương trình Điều này có thể 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.