GI ỚI THIỆU
Thị trường chứng khoán Việt Nam là một thị trường mới nổi, với nhiều biến động và rủi ro tiềm ẩn, phụ thuộc vào tình hình kinh tế vĩ mô và hoạt động của các doanh nghiệp Cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu từ năm 2008 đến 2012, bắt nguồn từ suy thoái kinh tế Hoa Kỳ, đã ảnh hưởng đến Việt Nam, khiến nhiều công ty niêm yết trên sàn chứng khoán gặp khó khăn, với lợi nhuận giảm hoặc thua lỗ Các doanh nghiệp đang phải đối mặt với thách thức trong việc huy động vốn do sự cạnh tranh ngày càng gia tăng và xu hướng thận trọng trong đầu tư, đặc biệt là từ các nhà đầu tư nước ngoài Do đó, việc thu hút vốn đầu tư bên ngoài và tối ưu hóa chi phí trở thành ưu tiên hàng đầu của các doanh nghiệp hiện nay.
Chính sách cổ tức là công cụ quan trọng để thu hút vốn đầu tư bên ngoài, bảo vệ quyền lợi của cổ đông thiểu số và giảm chi phí đại diện bằng cách hạn chế dòng tiền tự do của công ty.
Theo Jensen và Meckling (1976), chi phí đại diện là tổng hợp các chi phí phát sinh từ hợp đồng giữa cổ đông và nhà quản lý, trong đó nhà quản lý thực hiện nhiệm vụ thay mặt cho cổ đông Các chi phí này bao gồm chi phí giám sát của cổ đông, chi phí liên kết của nhà quản lý và các tổn thất liên quan.
Trong một công ty, mục tiêu của cổ đông thường là tối đa hóa giá trị công ty, trong khi nhà quản lý có xu hướng tối đa hóa thu nhập cá nhân Tại Việt Nam, đã có nhiều trường hợp nổi bật liên quan đến chi phí đại diện, chẳng hạn như sự kiện của Công ty Cổ phần Bông Bạch Tuyết (BBT) và các ngân hàng khác.
Thương Mại Cổ Phần Á Châu (ACB), Tập Đoàn Công Nghiệp Tàu Thủy Việt Nam (Vinashin), Tổng Công Ty Hàng Hải Việt Nam (Vinalines) và Ban Quản Lý Dự Án 18 (PMU18) thuộc Bộ Giao Thông Vận Tải đều là những đơn vị quan trọng trong ngành công nghiệp vận tải và hàng hải tại Việt Nam.
Nhiều tác giả trên thế giới đã nghiên cứu mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và cấu trúc sở hữu của các công ty, bao gồm các nước như Mỹ, Anh, Đức, Ý, Thụy Điển, Nhật Bản và các thị trường mới nổi như Hàn Quốc, Thái Lan, Jordan Tuy nhiên, câu hỏi đặt ra là liệu mối quan hệ này có tồn tại ở Việt Nam hay không Xuất phát từ ý tưởng này, tác giả thực hiện luận văn với chủ đề “Mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và cấu trúc sở hữu của các công ty niêm yết tại Việt Nam”, nhằm phân tích mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và cấu trúc sở hữu của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2010 đến năm 2012.
Trong phần tiếp theo của luận văn, tác giả sẽ trình bày tổng quan lý thuyết và phương pháp nghiên cứu, tiếp theo là nội dung cùng với kết quả nghiên cứu, và cuối cùng là phần kết luận.
T ỒNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Jensen và Meckling (1976) là một trong những nghiên cứu tiền đề về
Lý thuyết đại diện nhấn mạnh sự tách biệt giữa quyền sở hữu và quyền quản lý trong doanh nghiệp Tỷ lệ sở hữu cổ phần của nhà quản lý đóng vai trò quan trọng trong việc thống nhất lợi ích giữa chủ sở hữu và nhà quản lý Khi tỷ lệ sở hữu cổ phần của nhà quản lý gia tăng, hiệu quả hoạt động của công ty cũng sẽ được cải thiện.
Morck, Shleifer và Vishny (1988) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu cổ phần của nhà quản lý và giá trị thị trường của công ty, được đo bằng Tobin’s Q, với mẫu gồm 371 công ty trong danh sách Fortune 500 vào năm 1980 Kết quả cho thấy rằng Tobin’s Q tăng khi tỷ lệ sở hữu cổ phần của ban giám đốc từ 0-5%, nhưng lại giảm khi tỷ lệ này dao động trong khoảng khác.
5- 25%, sau đó lại tăng nhẹ khi tỷ lệ sở hữu cổ phần của ban giám đốc trên
Theo tác giả, giá trị thị trường của công ty tăng 25% nhờ vào “hiệu ứng hội tụ lợi ích” giữa nhà quản lý và cổ đông, trong khi giá trị Tobin’s Q lại giảm do “hiệu ứng ngăn chặn” xuất hiện.
Jensen (1986) định nghĩa dòng tiền tự do là dòng tiền mặt dư thừa sau khi đã đáp ứng đủ nhu cầu tài trợ cho tất cả các dự án có giá trị hiện tại ròng dương (NPV>0), sau khi trừ đi các chi phí liên quan đến vốn Ông chỉ ra rằng sự xung đột lợi ích giữa chủ sở hữu và nhà quản lý về chính sách cổ tức trở nên gay gắt hơn khi công ty tạo ra dòng tiền tự do lớn Việc duy trì tỷ lệ cổ tức cao sẽ làm giảm dòng tiền tự do, từ đó giúp giảm thiểu chi phí đại diện.
Theo Rozeff (1982) và Easterbrook (1984), mức chi trả cổ tức cao giúp các công ty dễ dàng tiếp cận thị trường vốn để tài trợ cho các dự án đầu tư tương lai, từ đó tăng cường sức ảnh hưởng của nhà đầu tư bên ngoài và cải thiện khả năng kiểm soát công ty Điều này cũng dẫn đến việc giảm chi phí đại diện nhờ vào sự giám sát từ thị trường vốn Nghiên cứu cho thấy tỷ lệ cổ tức có mối tương quan âm với tỷ lệ sở hữu cổ phần nội bộ và mối tương quan dương với số lượng cổ đông thường Rozeff đã phát triển mô hình chi trả cổ tức tối ưu, cho rằng việc tăng chi trả cổ tức có thể giảm chi phí đại diện nhưng đồng thời làm tăng chi phí giao dịch từ việc tài trợ bên ngoài Mô hình này nhằm tối thiểu hóa tổng chi phí đại diện và chi phí giao dịch.
Khi các cổ đông lớn nắm quyền kiểm soát toàn bộ công ty, họ có khả năng và động lực để điều hành công ty theo hướng phục vụ lợi ích cá nhân, bất chấp quyền lợi của các cổ đông thiểu số Hiện tượng này được gọi là tước đoạt quyền sở hữu.
Lang và Young (2001) đã cung cấp bằng chứng định lượng về sự tước đoạt quyền sở hữu trong các tập đoàn, đặc biệt là sự khác biệt giữa Châu Âu và Châu Á Họ chỉ ra rằng sự tước đoạt này không chỉ là vấn đề tái phân phối trong các cổ đông, mà còn liên quan đến việc người nội bộ đầu tư vào các dự án kém hiệu quả để tạo cơ hội cho sự tước đoạt "Chủ nghĩa tư bản thân hữu" giúp các bên liên quan thực hiện các giao dịch tước đoạt quyền sở hữu của cổ đông thiểu số trong các tập đoàn gia đình có quyền lực chính trị Tác giả phân tích vấn đề này qua góc nhìn cổ tức, cho thấy rằng các nhà đầu tư lo ngại về khả năng tước đoạt cao hơn trong các tập đoàn kiểm soát chặt chẽ, và bù đắp cho sự lo lắng này bằng cách yêu cầu tỷ lệ chi trả cổ tức cao Thị trường vốn có khả năng kiểm soát sự tước đoạt quyền sở hữu trong các tập đoàn này, trong khi các công ty có mối liên kết lỏng lẻo thường không chi trả cổ tức cao và có sự khác biệt lớn giữa quyền sở hữu và quyền kiểm soát Sự liên kết yếu có thể được củng cố bởi các mối liên kết không minh bạch với các cổ đông đa số Để giải quyết những vấn đề này, cần có sự minh bạch và cải cách pháp lý để bảo vệ quyền lợi của cổ đông thiểu số, như giảm tỷ lệ sở hữu cổ phần tối thiểu và triệu tập cuộc họp cổ đông bất thường, nhằm giảm động cơ tước đoạt và tạo ra cấu trúc doanh nghiệp minh bạch hơn, tương tự như ở Châu Âu.
Theo Holderness (2003), cổ đông đa số thường có động cơ từ lợi ích kiểm soát, cho phép họ tăng dòng tiền mặt mong đợi của công ty và tích lũy lợi ích cho tất cả cổ đông Tuy nhiên, chính vì lợi ích cá nhân từ quyền kiểm soát, họ có thể có động cơ và cơ hội để khai thác lợi ích của công ty mà không xem xét đến quyền lợi của cổ đông thiểu số.
Shleifer và Vishny (1997) nghiên cứu sự cai trị công ty, nhấn mạnh tầm quan trọng của việc bảo vệ quyền lợi hợp pháp của nhà đầu tư và sự tập trung sở hữu trong hệ thống cai trị toàn cầu Cai trị công ty giải quyết vấn đề đại diện, tách biệt quản lý và tài chính, với câu hỏi cốt lõi là làm thế nào để đảm bảo nhà đầu tư thu được lợi nhuận từ vốn đầu tư Tác giả nêu bật những rủi ro mà nhà quản lý có thể bỏ trốn với quỹ của nhà đầu tư hoặc lãng phí tiền vào các dự án không hiệu quả Họ cũng xem xét các phương pháp cai trị mở rộng, bao gồm tài chính dựa trên danh tiếng của nhà quản lý và kỳ vọng của nhà đầu tư về khả năng thu hồi vốn Bảo vệ quyền lợi hợp pháp của nhà đầu tư và sự tập trung sở hữu được đề xuất như những phương pháp bổ sung trong cai trị công ty, với sự bảo vệ quyền lợi được coi là yếu tố chính Sở hữu tập trung qua cổ phần lớn và kiểm soát tài chính ngân hàng là những phương pháp phổ biến để đảm bảo lợi ích cho nhà đầu tư Tuy nhiên, mặc dù các nhà đầu tư lớn có thể giải quyết tốt vấn đề đại diện, họ lại không hiệu quả trong việc tái phân phối của cải cho các cổ đông thiểu số.
Sự hiện diện của cổ đông đa số có thể giảm tính tự quyết của nhà quản lý và chi phí đại diện nhờ vào khả năng giám sát của họ Theo Stiglitz (1985), nhà quản lý bị kiểm soát bởi cả người cho vay và cổ đông thông qua các điều khoản hợp đồng và quy trình biểu quyết Cổ đông đa số, với động lực cá nhân lớn, có khả năng giám sát hiệu quả hoạt động của nhà quản lý, mặc dù lợi ích của họ có thể không trùng khớp với lợi ích của cổ đông thiểu số.
Shleifer và Vishny (1986) chỉ ra rằng trong các công ty có nhiều cổ đông nhỏ, việc giám sát hoạt động quản lý thường không được thực hiện Trong bối cảnh phát triển không ngừng và đầy thách thức, các nhà quản lý có thể không đủ năng lực, do đó cần có sự thuyết phục hoặc thay thế Trách nhiệm giám sát này thuộc về các cổ đông lớn, những người có vốn góp đáng kể, vì lợi nhuận từ cổ phần của họ đủ để bù đắp chi phí giám sát và duy trì quyền kiểm soát Ngược lại, cổ đông thiểu số không thể chịu chi phí giám sát do vốn góp nhỏ Kết quả cho thấy, tỷ lệ sở hữu cổ phần cao của cổ đông lớn có thể làm tăng lợi nhuận kỳ vọng của công ty.
Cổ đông nhỏ thường là cá nhân, họ ưa thích lãi vốn trong khi cổ đông lớn lại ưa thích cổ tức
Nghiên cứu của Jensen, Solberg và Zorn (1992) chỉ ra rằng sự khác biệt trong sở hữu nội bộ, nợ và chính sách cổ tức của công ty được quyết định bởi nhiều yếu tố Cụ thể, các công ty có tỷ lệ sở hữu nội bộ cao thường lựa chọn tỷ lệ nợ và cổ tức thấp hơn Hơn nữa, khả năng sinh lợi, tăng trưởng và đầu tư có ảnh hưởng đến chính sách cổ tức và nợ, điều này củng cố lý thuyết trật tự phân hạng sửa đổi.
Nghiên cứu của Han, Lee và Suk (1999) chỉ ra rằng có hai giả thuyết về mối quan hệ giữa chi trả cổ tức và mức độ sở hữu tổ chức: giả thuyết dựa trên chi phí cho rằng có mối tương quan âm, trong khi giả thuyết dựa trên thuế lại cho rằng có mối tương quan dương Tác giả đã áp dụng phân tích Tobit để kiểm định mối quan hệ này và kết quả cho thấy giả thuyết dựa trên thuế được ủng hộ, tức là chi trả cổ tức có mối tương quan dương với sở hữu tổ chức.
S Ang, A Cole và Wuh Lin (2000) đã nghiên cứu chi phí đại diện của vốn cổ phần công ty dựa trên cấu trúc sở hữu khác nhau và xác định các yếu tố ảnh hưởng đến chi phí này thông qua hồi quy đa biến Kết quả cho thấy chi phí đại diện tăng cao hơn khi người bên ngoài quản lý công ty, trong khi đó, chi phí này giảm khi nhà quản lý nắm giữ cổ phần Ngoài ra, chi phí đại diện cũng tăng lên khi số lượng cổ đông không tham gia quản lý tăng Cuối cùng, sự kiểm soát của ngân hàng bên ngoài ở mức độ thấp hơn có tác động tích cực, làm giảm chi phí đại diện.
Nghiên cứu của Gugler và Yurtoglu (2003) cùng với Gugler (2003) đã chỉ ra mối quan hệ giữa cổ tức, cấu trúc sở hữu và quyền kiểm soát ở các công ty Úc và Đức Gugler (2003) nhận định rằng cấu trúc sở hữu và kiểm soát là yếu tố quyết định chính sách chi trả cổ tức Cụ thể, các công ty Úc chịu sự kiểm soát của nhà nước thường có chính sách cổ tức ổn định, tỷ lệ cổ tức mục tiêu cao và không muốn cắt giảm cổ tức, phù hợp với lý thuyết chi phí đại diện Ngược lại, các công ty gia đình có chính sách cổ tức không ổn định, với tỷ lệ cổ tức mục tiêu thấp hơn và sẵn sàng cắt giảm cổ tức Những nhà quản lý đồng thời là chủ sở hữu có khả năng điều chỉnh chính sách cổ tức dựa trên cơ hội đầu tư và nhu cầu tài trợ Trong khi đó, ở các công ty dưới sự kiểm soát của ngân hàng và nước ngoài, sự ổn định cổ tức ít quan trọng hơn Các ngân hàng không xem việc chi trả cổ tức cao và ổn định là tối ưu, vì điều này có thể làm tăng rủi ro vỡ nợ và giảm an toàn trong việc chi trả lãi suất Họ có các biện pháp khác để giảm chi phí đại diện, chẳng hạn như thanh toán lãi suất trên nợ.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Đối tượng và phạm vi nghiên cứu
- Khảo sát 50 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2010 đến 2012
Bài viết phân tích các chỉ số tài chính quan trọng như tỷ suất cổ tức, tỷ số nợ trên tài sản, tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản, quy mô công ty, cấu trúc sở hữu và cơ cấu cổ đông Nghiên cứu dựa trên thông tin về hội đồng quản trị và ban giám đốc của 50 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2010 đến 2012.
M ẫu nghiên cứu, cách thu thập và xử lý dữ liệu
Mẫu nghiên cứu bao gồm 50 công ty cổ phần niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, được quan sát từ năm 2010 đến 2012 Dữ liệu được thu thập từ báo cáo tài chính đã được kiểm toán, báo cáo thường niên, bản cáo bạch và nghị quyết đại hội cổ đông thường niên, được công bố trên các trang web của HOSE, HNX, cũng như các trang web chuyên về tài chính và trang web của doanh nghiệp.
Bản cáo bạch và báo cáo thường niên cung cấp thông tin quan trọng về cấu trúc sở hữu và cơ cấu cổ đông, đồng thời cung cấp chi tiết về hội đồng quản trị và ban giám đốc.
Báo cáo tài chính hàng năm đã được kiểm toán cung cấp thông tin quan trọng về tổng nợ, tổng tài sản, doanh thu và lợi nhuận ròng Tác giả sử dụng Microsoft Office Excel để thu thập dữ liệu và tính toán các chỉ tiêu như tỷ suất cổ tức, tỷ lệ nợ trên tài sản, tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản, lôgarit tự nhiên của doanh thu hàng năm, lôgarit tự nhiên của số lượng cổ đông thường, tỷ lệ sở hữu cổ phần nội bộ và tỷ lệ sở hữu cổ phần nước ngoài Sau đó, dữ liệu được ước lượng hồi quy bằng phần mềm Eviews theo hai phương pháp Tobit và bình phương bé nhất (OLS).
Phương pháp phân tích
Phương pháp Tobit là phương pháp chính được sử dụng trong nghiên cứu này do mẫu bao gồm các công ty có và không có chi trả cổ tức, tạo thành mẫu kiểm duyệt Trong trường hợp này, ước lượng OLS sẽ bị chệch và không ổn định đối với các hệ số hồi quy vì không thỏa mãn điều kiện E(u)=0 Do đó, việc so sánh kết quả mô hình hồi quy giữa hai phương pháp Tobit và OLS là cần thiết để nhận thấy sự khác biệt.
Phần mềm phục vụ là Microsoft Office Excel và Eviews
Mô hình và giả thuyết nghiên cứu
DYLD it = β 1 + β 2 *LEV it + β 3 *ROA it + β 4 *SIZE it + β 5 *FAMI it + β 6 *STATE it + β 7 *INSTIT it + β 8 *STOCK it + β 9 *INSD it + β 10 *FOREIN it + ε it
DYLD (Dividend yield): tỷ suất cổ tức
= Cổ tức mỗi cổ phần/Giá trị thị trường mỗi cổ phần
Tác giả nghiên cứu tỷ suất cổ tức DYLD như một biến phụ thuộc phản ánh chính sách cổ tức của các công ty, được tính bằng tỷ lệ giữa cổ tức tiền mặt hàng năm trên mỗi cổ phần và giá trị thị trường của cổ phần đó Dữ liệu về DYLD được thu thập từ sàn giao dịch HOSE, HXN và các nghị quyết từ đại hội cổ đông thường niên.
LEV (Debt ratio): tỷ số nợ
= Tổng nợ/ Tổng tài sản
Tỷ số nợ phản ánh tỷ lệ phần trăm tài sản của công ty được tài trợ bằng vốn vay, cho thấy mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính Tỷ lệ này tính toán tổng nợ, bao gồm cả nợ vay ngắn hạn và nợ vay dài hạn.
Dữ liệu từ biến LEV được tác giả thu thập trong các báo cáo tài chính đã được kiểm toán
ROA (Return on total assets ratio): tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản
= Lợi nhuận ròng/ Tổng tài sản
Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) là chỉ số quan trọng để đánh giá khả năng sinh lợi từ vốn đầu tư vào công ty Dữ liệu được thu thập từ các báo cáo tài chính đã được kiểm toán, giúp đảm bảo tính chính xác và đáng tin cậy trong việc phân tích hiệu quả hoạt động kinh doanh.
SIZE: quy mô công ty
= Lôgarit tự nhiên của doanh thu hàng năm
Doanh thu trong trường hợp này bao gồm doanh thu từ bán hàng, cung cấp dịch vụ và hoạt động tài chính, với dữ liệu được thu thập từ các báo cáo tài chính đã được kiểm toán.
FAMI xác định biến giả với giá trị 1 nếu cổ đông lớn sở hữu từ 5% cổ phần trở lên là cá nhân, và 0 trong các trường hợp khác Dữ liệu được thu thập từ báo cáo thường niên.
STATE: Biến giả được thiết lập với giá trị 1 nếu cổ đông lớn (cổ đông sở hữu từ 5% cổ phần trở lên) là nhà nước, và giá trị 0 cho các trường hợp còn lại Dữ liệu được thu thập từ báo cáo thường niên.
INSTIT được định nghĩa là 1 nếu tổ chức tài chính như ngân hàng, công ty bảo hiểm, quỹ hưu trí, quỹ hỗ tương hoặc các tổ chức khác là cổ đông lớn, tức là sở hữu từ 5% cổ phần trở lên; ngược lại, giá trị sẽ là 0 cho các trường hợp khác Dữ liệu được thu thập từ báo cáo thường niên.
Cổ phiếu: Lôgarit tự nhiên của số lượng cổ đông thường của công ty thể hiện mức độ phân tán sở hữu Dữ liệu này được lấy từ báo cáo thường niên và bản cáo bạch.
Tỷ lệ sở hữu cổ phần nội bộ (INSD) là phần trăm cổ phần mà các thành viên hội đồng quản trị và ban giám đốc nắm giữ Dữ liệu này được thu thập từ báo cáo thường niên và bản cáo bạch của công ty.
FOREIN là tỷ lệ sở hữu cổ phần của cá nhân hoặc tổ chức nước ngoài, với dữ liệu thu thập từ báo cáo thường niên Các hệ số hồi quy được ký hiệu là β 1 đến β 10, trong khi ε it đại diện cho sai số thống kê.
Dựa trên lý thuyết tài chính và các nghiên cứu trước đây, tác giả đề xuất kỳ vọng dự kiến cho mô hình.
Bảng 3.4.1: Kỳ vọng dự kiến của mô hình
STT Biến độc lập Kỳ vọng dự kiến Đồng biến (+), nghịch biến (-)
- Giả thuyết 1 (H1): Có mối tương quan âm giữa tỷ số nợ và tỷ suất cổ tức
H 0 : Không có mối tương quan giữa tỷ số nợ và tỷ suất cổ tức
Giả thuyết 2 (H2) đề xuất rằng có mối tương quan dương giữa tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản và tỷ suất cổ tức Ngược lại, giả thuyết không (H0) khẳng định rằng không tồn tại mối tương quan nào giữa hai yếu tố này.
Giả thuyết 3 cho rằng có mối tương quan dương giữa quy mô công ty và tỷ suất cổ tức, trong khi giả thuyết không (H0) lại khẳng định rằng không tồn tại mối tương quan nào giữa hai yếu tố này.
Giả thuyết 4 (H4) cho rằng có mối tương quan âm giữa sở hữu gia đình và tỷ suất cổ tức, trong khi giả thuyết không (H0) khẳng định rằng không tồn tại mối tương quan nào giữa hai yếu tố này.
Giả thuyết 5 (H5) đề xuất rằng có mối tương quan dương giữa sở hữu nhà nước và tỷ suất cổ tức, trong khi giả thuyết không (H0) khẳng định rằng không tồn tại mối tương quan này.
N ỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Th ống kê mô tả
Bảng 4.1: Kết quả thống kê mô tả các biến sử dụng trong phân tích
Lớn nhất Độ lệch chuẩn
Nguồn: Số liệu thu thập từ các báo cáo tài chính, báo cáo thường niên, bản báo bạch và tính toán của tác giả từ phần mềm Excel và
Tỷ suất cổ tức (DYLD) trung bình của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam đạt 0,065949, với giá trị cao nhất là 0,29333 và thấp nhất là 0 Tỷ lệ nợ trên tài sản (LEV) trung bình là 0,515621, cho thấy 51,5621% tài sản của các công ty được tài trợ bằng vốn vay Giá trị trung bình của tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) cũng đáng chú ý.
Mỗi 100 đồng đầu tư vào công ty sẽ mang lại 6,9763 đồng lãi ròng, trong khi giá trị trung bình của quy mô công ty (SIZE) đạt 27,63998 Mức độ phân tán sở hữu (STOCK) là 7,482802, tỷ lệ sở hữu nội bộ (INSD) là 17,59501 và tỷ lệ sở hữu nước ngoài (FOREIN) là 12,97346.
Tỷ lệ sở hữu nội bộ của INSD đạt 19,92% trong khi tỷ lệ sở hữu nước ngoài của FOREIN chỉ là 14,68%, cho thấy sự chênh lệch đáng kể giữa hai loại hình sở hữu này trong các công ty được quan sát.
Phân tích ma tr ận hệ số tương quan
Bảng 4.2:Hệ số tương quan cặp giữa các biến sử dụng trong mô hình
Nguồn: Số liệu thu thập từ các bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính toán của tác giả từ phần mềm Eview
Hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình có giá trị nhỏ, với giá trị lớn nhất là 0,4742, thấp hơn 0,6 Điều này cho thấy không có sự tương quan giữa các biến độc lập và giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập, xác nhận rằng mô hình hồi quy không gặp hiện tượng đa cộng tuyến.
K ết quả hồi quy
4.3.1 Kết quả hồi quy bằng phương pháp OLS
Tác giả sử dụng phương pháp OLS lần lượt cho 5 mô hình:
- Mô hình 1 gồm 9 biến độc lập: LEV, ROA, SIZE, FAMI, STATE,
Tác giả đã chọn mức ý nghĩa cơ sở là 10% dựa trên các giả thuyết ban đầu và kết quả hồi quy từ mô hình 1 Các chỉ số như INSTIT, STOCK, INSD, và FOREIN được phân tích để đánh giá mối quan hệ giữa chúng.
DYLD LEV ROA SIZE FAMI STATE INSTIT STOCK INSD FOREIN
Khi p-value của biến độc lập lớn hơn 10%, tác giả chấp nhận giả thuyết H0 và bác bỏ giả thuyết H1, cho thấy biến độc lập không ảnh hưởng đến biến phụ thuộc Dựa trên điều này, tác giả tiến hành loại bỏ tuần tự từng biến độc lập có ảnh hưởng ít đến biến phụ thuộc (DYLD), bắt đầu từ biến có p-value cao nhất đến thấp nhất.
- Mô hình 2: Tác giả loại bỏ biến STOCK ra khỏi mô hình, lúc này mô hình 2 gồm 8 biến độc lập: LEV, ROA, SIZE, FAMI, STATE, INSTIT, INSD, FOREIN
Mô hình 3 được xây dựng dựa trên kết quả của mô hình 2, trong đó tác giả đã loại bỏ biến STATE khỏi phương trình hồi quy Như vậy, mô hình 3 sẽ chỉ bao gồm các biến còn lại, nhằm tối ưu hóa độ chính xác và tính khả thi của phân tích.
7 biến độc lập: LEV, ROA, SIZE, FAMI, INSTIT, INSD, FOREIN
Mô hình 4 được xây dựng bằng cách loại bỏ biến LEV từ mô hình 3, để lại 6 biến độc lập bao gồm ROA, SIZE, FAMI, INSTIT, INSD và FOREIN Việc loại bỏ 3 biến độc lập STOCK sẽ được đánh giá để xác định tính phù hợp của mô hình này.
STATE và LEV, tác giả dùng kiểm định Wald Cuối cùng là kiểm định phần dư của mô hình có theo phân phối chuẩn hay không
Bảng 4.3.1.1: Kết quả hồi quy mô hình 1
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Bảng 4.3.1.1 cho thấy giá trị β1 âm với p-value lên đến 39,39% Các biến LEV, SIZE và STATE có mối tương quan dương nhưng không có ý nghĩa thống kê đối với tỷ suất cổ tức Ngược lại, ROA có mối tương quan dương với mức ý nghĩa 0,08%.
FOREIN tương quan âm có ý nghĩa ở mức 1,83% Mặt khác, tồn tại mối tương quan âm không có ý nghĩa thống kê lần lượt giữa FAMI, INSTIT,
Biến STOCK, INSD và chính sách cổ tức cho thấy biến STOCK có giá trị p-value cao nhất là 70,35% Giá trị p-value của F-statistic rất nhỏ, chỉ 0,0039%, cho thấy mô hình này có khả năng giải thích nhưng không cao do giá trị R² thấp chỉ đạt 22,2218%.
Sau đây, tác giả tiến hành loại bỏ biến STOCK ra khỏi phương trình hồi quy ban đầu, ta có mô hình 2
ROA 0.280072 0.081893 3.419969 0.0008 SIZE 0.005412 0.004541 1.191804 0.2354 FAMI -0.040354 0.029437 -1.370871 0.1726 STATE 0.010405 0.012515 0.831399 0.4072 INSTIT -0.016537 0.011030 -1.499352 0.1360 STOCK -0.002074 0.005437 -0.381436 0.7035 INSD -0.000393 0.000301 -1.303905 0.1944 FOREIN -0.000943 0.000395 -2.386866 0.0183
R-squared 0.222218 Mean dependent var 0.065949 Adjusted R-squared 0.172217 S.D dependent var 0.058876 S.E of regression 0.053567 Akaike info criterion -2.951426 Sum squared resid 0.401720 Schwarz criterion -2.750717 Log likelihood 231.3569 Hannan-Quinn criter -2.869884 F-statistic 4.444326 Durbin-Watson stat 1.774540 Prob(F-statistic) 0.000039
Bảng 4.3.1.2: Kết quả hồi quy mô hình 2
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
S.E of regression 0.053404 Akaike info criterion -2.963721
Sum squared resid 0.402137 Schwarz criterion -2.783083
Log likelihood 231.2790 Hannan-Quinn criter -2.890333
Kết quả hồi quy từ mô hình 2 chỉ ra rằng giá trị β1 âm với p-value 40,44% Các biến LEV, SIZE và STATE có mối tương quan dương nhưng không có ý nghĩa thống kê với tỷ suất cổ tức, với p-value lần lượt là 20,90%; 25,72% và 40,57% Ngược lại, ROA có mối tương quan dương có ý nghĩa thống kê ở mức 0,02%, trong khi FOREIN có mối tương quan âm với ý nghĩa thống kê 0,89% Các biến FAMI, INSTIT và INSD cũng cho thấy mối tương quan âm không có ý nghĩa thống kê với chính sách cổ tức, với p-value lần lượt là 15,26%; 14,53% và 21,31% Cuối cùng, tác giả ghi nhận giá trị p-value của F-statistic rất nhỏ, chỉ 0,0017%.
Biến độc lập STATE có ảnh hưởng ít nhất đến tỷ suất cổ tức, vì vậy chúng ta tiếp tục loại bỏ biến này khỏi phương trình hồi quy, dẫn đến việc tác giả thu được mô hình 3.
Bảng 4.3.1.3: Kết quả hồi quy mô hình 3
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
C -0.091596 0.099158 -0.923736 0.3572 LEV 0.038083 0.030859 1.234101 0.2192 ROA 0.293738 0.076882 3.820631 0.0002 SIZE 0.005370 0.004063 1.321680 0.1884 FAMI -0.049457 0.027589 -1.792640 0.0752 INSTIT -0.018323 0.010493 -1.746135 0.0830 INSD -0.000512 0.000222 -2.306458 0.0225 FOREIN -0.000934 0.000367 -2.545152 0.0120
R-squared 0.217568 Mean dependent var 0.065949 Adjusted R-squared 0.178998 S.D dependent var 0.058876 S.E of regression 0.053347 Akaike info criterion -2.972133 Sum squared resid 0.404121 Schwarz criterion -2.811566 Log likelihood 230.9100 Hannan-Quinn criter -2.906900 F-statistic 5.640788 Durbin-Watson stat 1.758577 Prob(F-statistic) 0.000009
Bảng 4.3.1.3 thể hiện giá trị β1 âm với p-value là 35,72% Biến LEV và SIZE tương quan dương không có ý nghĩa thống kê lên tỷ suất cổ tức
ROA có mối tương quan dương đáng kể với mức ý nghĩa 0,02% Trong khi đó, các biến FAMI, INSTIT, INSD và FOREIN lại có mối tương quan âm với chính sách cổ tức, với giá trị p-value lần lượt là 7,52%; 8,3%; 2,25%.
1,2% Chúng ta cũng tìm thấy giá trị p-value của F-statistic là 0,0009% và giá trị R 2 là 21,7568%
Tác giả tiếp tục loại bỏ LEV ra khỏi phương trình hồi quy và thu được kết quả mô hình 4
Bảng 4.3.1.4: Kết quả hồi quy mô hình 4
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
S.E of regression 0.053445 Akaike info criterion -2.974798
Sum squared resid 0.408455 Schwarz criterion -2.834302
Log likelihood 230.1098 Hannan-Quinn criter -2.917719
Kết quả hồi quy từ mô hình 4 cho thấy giá trị β1 âm có ý nghĩa ở mức 8,05%, đồng thời có mối tương quan dương đáng kể giữa ROA, SIZE và tỷ suất cổ tức Ngược lại, các biến FAMI, INSTIT, INSD và FOREIN có tương quan âm có ý nghĩa thống kê đến chính sách cổ tức với p-value lần lượt là 6,13%; 6,92%; 2,68% và 0,5% Thêm vào đó, giá trị p-value của F-statistic rất nhỏ, chỉ 0,0007%, trong khi giá trị R² đạt 20,9177%.
Bước tiếp theo, để đánh giá xem liệu việc loại bỏ 3 biến độc lập
(STOCK, STATE và LEV) ra khỏi mô hình là phù hợp hay không, tác giả dùng kiểm định Wald với giả thuyết:
Bảng 4.3.1.5: Kết quả kiểm định Wald
Test Statistic Value Df Probability
Normalized Restriction (= 0) Value Std Err
Restrictions are linear in coefficients
Kết quả kiểm định Wald cho thấy giá trị p-value của F-statistic và
Chi-square lần lượt là 50,56% và 50,35%, đều lớn hơn 10% Cho nên, chúng ta chấp nhận giả thuyết H0, bác bỏ giả thuyết H1 tức là cả 3 biến STOCK,
STATE và LEV đều không ảnh hưởng đến biến phụ thuộc DYLD, do đó việc loại bỏ 3 biến này ra khỏi mô hình là hoàn toàn phù hợp
Trong phần phương pháp phân tích, mẫu kiểm duyệt dẫn đến ước lượng OLS bị chệch và không vững Để xác minh tính chính xác của lý thuyết, tác giả thực hiện kiểm định phân phối chuẩn của phần dư mô hình Kết quả kiểm định được trình bày trong hình 4.3.1.6.
Hình 4.3.1.6: Kết quả kiểm định phần dư
Mean 2.40e-17 Median -0.009468 Maximum 0.206228 Minimum -0.092678 Std Dev 0.051924 Skewness 1.044857 Kurtosis 4.491699
Kết quả từ hình 4.3.1.6 cho thấy giá trị p-value là 0%, chỉ ra rằng phần dư của mô hình không tuân theo phân phối chuẩn, vi phạm giả định của phương pháp bình phương bé nhất Việc chỉ sử dụng ước lượng OLS trong trường hợp mẫu kiểm duyệt có thể dẫn đến những kết luận sai lầm Để làm rõ những sai lầm này và kiểm chứng, tác giả đã tiến hành hồi quy lại mô hình bằng phương pháp Tobit và so sánh kết quả giữa hai phương pháp để nhận diện sự khác biệt.
4.3.2 Kết quả hồi quy bằng phương pháp Tobit
Tương tự như OLS, tác giả sử dụng phương pháp Tobit lần lượt cho 6 mô hình:
- Mô hình 5 gồm đầy đủ 9 biến độc lập: LEV, ROA, SIZE, FAMI, STATE, INSTIT, STOCK, INSD, FOREIN
Mô hình 6 được xây dựng dựa trên kết quả hồi quy của mô hình 5, trong đó tác giả đã loại bỏ biến STATE Mô hình hồi quy mới này hiện bao gồm 8 biến độc lập: LEV, ROA, SIZE, FAMI, INSTIT, STOCK, INSD và FOREIN.
Mô hình 7 được xây dựng dựa trên kết quả của mô hình 6, trong đó biến STOCK đã được loại bỏ Mô hình này bao gồm 7 biến độc lập: LEV, ROA, SIZE, FAMI, INSTIT, INSD và FOREIN.
- Mô hình 8: là mô hình 7 sau khi loại bỏ biến LEV, lúc này mô hình 8 chỉ còn 6 biến độc lập: ROA, SIZE, FAMI, INSTIT, INSD, FOREIN
- Mô hình 9: là mô hình 8 sau khi loại bỏ biến INSTIT, còn lại 5 biến độc lập: ROA, SIZE, FAMI, INSD, FOREIN
Trong mô hình 10, biến FAMI có giá trị p-value lớn hơn 10%, vì vậy tác giả quyết định loại bỏ biến này khỏi mô hình Kết quả cuối cùng là mô hình 10 được điều chỉnh.