Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Chính sách cổ tức và sự biến động giá cổ phiếu của các công ty niêm yết trên HOSE

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

--------o0o--------

NGUYỄN THỊ THANH VÂN

CHÍNH SÁCH CỔ TỨC VÀ SỰ BIẾN ĐỘNG GIÁ CỔ PHIẾU CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN HOSE

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

--------o0o--------

NGUYỄN THỊ THANH VÂN

CHÍNH SÁCH CỔ TỨC VÀ SỰ BIẾN ĐỘNG GIÁ CỔ PHIẾU CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN HOSE

CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG

MÃ SỐ: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

TS. TRẦN THỊ HẢI LÝ

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu do chính tôi thực hiện dưới sự

hướng dẫn khoa học của TS. Trần Thị Hải Lý. Các nội dung nghiên cứu và kết quả

nghiên cứu trình bày trong luận văn này là trung thực. Dữ liệu sử dụng trong luận

văn có nguồn gốc rõ ràng và được trích dẫn cụ thể. Việc xử lý số liệu phục vụ cho

công tác phân tích được tác giả thực hiện cẩn trọng và có cơ sở khoa học. Tài liệu

tham khảo sử dụng để thực hiện luận văn được trình bày đầy đủ tại danh mục tài

liệu tham khảo

TP. Hồ Chí Minh, ngày 22 tháng 10 năm 2013

Tác giả luận văn

Nguyễn Thị Thanh Vân

MỤC LỤC

Trang phụ bìa

Lời cam đoan

Mục lục

Danh mục các bảng

Tóm tắt ........................................................................................................................ 1

1. Giới thiệu ................................................................................................................. 2

2. Tổng quan lý thuyết ................................................................................................ 3

2.1. Những lý thuyết về chính sách cổ tức ......................................................... 3

2.2. Ảnh hưởng của chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu ................... 9

3. Phương pháp nghiên cứu ....................................................................................... 12

3.1. Mô hình nghiên cứu................................................................................... 12

3.2. Định nghĩa các biến ................................................................................... 15

3.3. Mẫu nghiên cứu ......................................................................................... 19

3.4. Phương pháp phân tích .............................................................................. 20

4. Kết quả thực nghiệm ............................................................................................. 21

4.1. Mô tả thống kê các biến ............................................................................ 21

4.2. Phân tích mối tương quan giữa các biến ................................................... 23

4.3. Kết quả hồi qui mô hình 1 ......................................................................... 25

4.4. Kết quả hồi qui mô hình 2 ......................................................................... 31

4.5. Kết quả hồi qui mô hình 2 với biến PAYOUT đại diện cho chính sách cổ

tức .............................................................................................................. 37

4.6. Kết quả hồi qui mô hình 2 với biến D_YIELD đại diện cho chính sách cổ

tức .............................................................................................................. 39

4.7. Kết quả hồi qui mô hình 3 ......................................................................... 45

5. Kết luận ................................................................................................................. 51

Danh mục tài liệu tham khảo

Phụ lục

DANH MỤC CÁC BẢNG

Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến nghiên cứu ..................................................... 22

Bảng 4.2: Bảng ma trận tương quan giữa các biến nghiên cứu ............................. 24

Bảng 4.3: Kết quả hồi qui mô hình 1 theo phương pháp OLS .............................. 26

Bảng 4.4: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến của mô hình 1 .................................. 26

Bảng 4.5: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 1 theo

Breusch - Pagan Test ............................................................................. 27

Bảng 4.6: Kết quả hồi qui mô hình 1 theo phương pháp WLS.............................. 28

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 1 có trọng số

theo Breusch - Pagan Test ..................................................................... 29

Bảng 4.8: Kết quả hồi qui mô hình 2 theo phương pháp OLS .............................. 31

Bảng 4.9: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến của mô hình 2 .................................. 32

Bảng 4.10: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 2 theo

Breusch - Pagan Test ............................................................................. 33

Bảng 4.11: Kết quả hồi qui mô hình 2 theo phương pháp WLS.............................. 34

Bảng 4.12: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 2 có trọng số

theo Harvey Godfrey Test ..................................................................... 35

Bảng 4.13: Kết quả hồi qui mô hình 4 theo phương pháp OLS .............................. 37

Bảng 4.14: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến của mô hình 4 .................................. 37

Bảng 4.15: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 4 theo

Breusch - Pagan Test ............................................................................. 38

Bảng 4.16: Kết quả hồi qui mô hình 5 theo phương pháp OLS .............................. 40

Bảng 4.17: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến của mô hình 5 .................................. 41

Bảng 4.18: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 5 theo

Breusch - Pagan Test ............................................................................. 42

Bảng 4.19: Kết quả hồi qui mô hình 5 theo phương pháp WLS ............................. 43

Bảng 4.20: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 5 có trọng số

theo Breusch - Pagan Test ..................................................................... 44

Bảng 4.21: Kết quả hồi qui mô hình 3 theo phương pháp OLS .............................. 45

Bảng 4.22: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến của mô hình 3 .................................. 46

Bảng 4.23: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 3 theo

Breusch - Pagan Test ............................................................................. 47

Bảng 4.24: Kết quả hồi qui mô hình 3 theo phương pháp WLS.............................. 48

Bảng 4.25: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 3 có trọng số

theo Breusch - Pagan Test ..................................................................... 49

Bảng 4.26: Bảng so sánh các tiêu chí lựa chọn mô hình ......................................... 50

TÓM TẮT

Nghiên cứu này kiểm định mối quan hệ giữa chính sách cổ tức (đo lường bằng tỷ

suất cổ tức, tỷ lệ chi trả cổ tức) và biến động giá cổ phiếu của các công ty niêm yết

trên Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh (Hose). Nghiên cứu phát hiện mối

quan hệ ngược chiều có ý nghĩa giữa tỷ suất cổ tức và biến động giá cổ phiếu, mối

quan hệ ngược chiều không có ý nghĩa giữa tỷ lệ chi trả cổ tức và biến động giá cổ

phiếu. Nghiên cứu còn cho thấy qui mô công ty có mối quan hệ ngược chiều có ý

nghĩa với biến động giá cổ phiếu, biến động thu nhập và mức độ vay nợ có mối

quan hệ cùng chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu, tỷ lệ tăng trưởng tác

động không có ý nghĩa đến biến động giá cổ phiếu.

Từ khóa: Biến động giá cổ phiếu (price volatility), tỷ suất cổ tức (dividend yield), tỷ

lệ chi trả cổ tức (payout ratio).

1. Giới thiệu:

Chính sách cổ tức liên quan đến chính sách của một công ty quyết định giá trị cổ tức

chi trả cho cổ đông và giá trị thu nhập giữ lại để tái đầu tư vào các dự án mới. Đối

với vấn đề tài chính của công ty, một trong những quyết định quan trọng mà ban

quản lý phải đối mặt là bao nhiêu phần trăm lợi nhuận sẽ chi trả cho cổ đông và bao

nhiêu phần trăm được giữ lại để tái đầu tư. Để trả lời câu hỏi này ban quản lý sẽ

phải xem xét chính sách cổ tức nào tối đa hóa tài sản của cổ đông. Hơn nữa họ cũng

phải xem xét tác động của chính sách cổ tức đến giá cổ phiếu.

Biến động giá cổ phiếu, mặt khác, là một rủi ro mà các nhà đầu tư phải đối mặt. Đối

với những nhà đầu tư không thích rủi ro thì biến động các khoản đầu tư là quan

trọng đối với họ bởi vì nó thể hiện mức độ rủi ro. Các công ty cũng nhận định rằng

những nhà đầu tư sẽ chú ý nhiều đến lãi từ cổ tức, và rủi ro của khoản đầu tư của họ

có thể tác động đến giá trị cổ phiếu về dài hạn. Điều này làm sự biến động giá cổ

phiếu trở nên quan trọng đối với nhà đầu tư. Tôi tiến hành nghiên cứu với mục tiêu

nhằm khám phá mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu để

gợi ý cho ban quản lý về chính sách cổ tức trong việc kiểm soát biến động giá cổ

phiếu. Câu hỏi đặt ra là có hay không sự ảnh hưởng của chính sách cổ tức đến biến

động giá cổ phiếu. Nếu có thì đó là ảnh hưởng cùng chiều hay ngược chiều. Nghiên

cứu này dựa trên khung lý thuyết của Baskin (1989), Allen và Rachim (1996), được

thực hiện dựa vào số liệu trên báo cáo tài chính hợp nhất đã kiểm toán, thông báo

chi trả cổ tức, giá cổ phiếu của các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán

Thành phố Hồ Chí Minh (Hose) có chi trả cổ tức ít nhất một lần trong giai đoạn từ

2008 đến 2012. Nghiên cứu sử dụng phương pháp bình phương bé nhất (OLS) và

phương pháp bình phương bé nhất có trọng số (WLS) để hồi qui mô hình đa biến

nhằm thiết lập phạm vi mà chính sách cổ tức của các công ty trên Hose ảnh hưởng

đến biến động giá cổ phiếu. Những biến độc lập là tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ

tức. Ngoài ra bài nghiên cứu còn thêm vào các biến kiểm soát để kiểm định mối

quan hệ này đó là qui mô công ty, biến động thu nhập, tỷ lệ nợ trên tổng tài sản và

tỷ lệ tăng trưởng. Nghiên cứu tập trung vào những yếu tố quyết định chính sách cổ

tức cũng như các lý thuyết về chính sách cổ tức. Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ

suất cổ tức và qui mô công ty có mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa với biến động

giá cổ phiếu. Ngược lại, biến động thu nhập và tỷ lệ nợ trên tổng tài sản có mối

quan hệ cùng chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu.

Phần còn lại của bài nghiên cứu gồm: phần 2 trình bày tổng quan lý thuyết về các

chính sách cổ tức, ảnh hưởng của chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu;

phần 3 trình bày phương pháp nghiên cứu; phần 4 thảo luận kết quả nghiên cứu; và

cuối cùng phần 5 là kết luận.

2. Tổng quan lý thuyết:

2.1. Những lý thuyết về chính sách cổ tức:

Chính sách cổ tức được đưa ra bàn luận nhiều trong lĩnh vực tài chính, minh chứng

cho điều này là có nhiều nghiên cứu về chính sách cổ tức như Lintner (1956), Miller

và Modigliani (1961), Bhattacharya (1979) và gần đây là DeAngelo và cộng sự

(1996), Fama và French (2001), Al-Malkawi (2007) và Al-Najjar và Hussainey

(2009). Bên dưới là các lý thuyết về chính sách cổ tức:

Lý thuyết cổ tức không liên quan đến giá trị công ty (Dividend irrelevance

theory): Miller và Modigliani (1961) cho rằng chính sách cổ tức không liên quan

đến cổ đông, và tài sản của cổ đông thì không thay đổi nếu tất cả các khía cạnh của

chính sách đầu tư là cố định và bất kỳ sự tăng lên nào trong sự chi trả hiện tại đều

được tài trợ bởi việc bán cổ phiếu được định giá đúng. Các giả định của lý thuyết

- Tồn tại thị trường vốn hoàn hảo, có nghĩa là không thuế và chi phí giao dịch,

này là:

giá thị trường không bị ảnh hưởng bởi một bên mua hoặc bán, cách tiếp cận

- Nhà đầu tư có lý trí, và họ định giá cổ phiếu dựa trên giá trị của việc chiết

thông tin về thị trường dễ dàng và không tốn chi phí .

khấu dòng tiền tương lai.

- Ban quản lý hành động vì lợi ích tốt nhất cho cổ đông.

- Có sự chắc chắn về chính sách đầu tư của công ty với sự hiểu biết đầy đủ về

dòng tiền tương lai.

Black và Scholes (1974) đã tạo ra 25 danh mục cổ phiếu niêm yết trên thị trường

chứng khoán New York để nghiên cứu ảnh hưởng của chính sách cổ tức lên giá cổ

phiếu từ năm 1936 đến 1966. Họ sử dụng mô hình định giá tài sản vốn để kiểm định

mối quan hệ giữa tỷ suất cổ tức và tỷ suất sinh lợi kỳ vọng. Kết quả là mối quan hệ

giữa tỷ suất cổ tức và tỷ suất sinh lợi kỳ vọng không có ý nghĩa thống kê. Điều này

có nghĩa là không có bằng chứng nào cho thấy những chính sách cổ tức khác nhau

thì giá cổ phiếu sẽ khác nhau. Nghiên cứu này phù hợp với với lý thuyết của Miller

và Modigliani.

Uddin và Chowdhury (2005) nghiên cứu mối quan hệ giữa giá cổ phiếu và tỷ lệ chi

trả cổ tức với mẫu gồm 137 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Dhaka. Kết quả

cho thấy là thông báo cổ tức không cung cấp lợi ích cho nhà đầu tư và cổ đông đã lỗ

khoảng 20% trong suốt 30 ngày trước khi thông báo cổ tức đến 30 ngày sau thông

báo cổ tức. Kết quả này cũng ủng hộ lý thuyết của Miller và Modigliani.

Tuy nhiên, vẫn có nhiều nghiên cứu thực nghiệm cho kết quả không phù hợp với lý

thuyết trên.

Ball và cộng sự (1979) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa cổ tức và giá cổ phiếu của

các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Úc từ 1960 đến 1969. Kết quả cho

thấy mối quan hệ có ý nghĩa giữa tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu và tỷ suất cổ tức

trong năm tới sau khi chi trả cổ tức.

Baker và cộng sự (1985) đã làm cuộc khảo sát các giám đốc tài chính của 562 công

ty niêm yết trên sàn chứng khoán New York. Kết quả cho thấy họ đều đồng ý là giá

cổ phiếu sẽ bị ảnh hưởng bởi chính sách cổ tức.

Baker và Powell (1999) thực hiện khảo sát 603 giám đốc tài chính của các công ty ở

Mỹ niêm yết trên sàn chứng khoán New York. Kết quả cho thấy là 90% phản hồi

đồng ý chính sách cổ tức ảnh hưởng đến giá trị công ty và cũng ảnh hưởng đến chi

phí sử dụng vốn của công ty.

Lý thuyết về tác động của thuế: Thuế là một trong những yếu tố quyết định ảnh

hưởng đến giá trị công ty và lợi nhuận kỳ vọng trong tương lai. Ví dụ việc chiết

khấu dòng tiền sau thuế kỳ vọng được sử dụng là yếu tố quyết định giá trị thị trường

của một công ty. Việc áp dụng mức thuế khác nhau giữa lãi vốn và cổ tức có thể

ảnh hưởng đến lợi nhuận sau thuế của nhà đầu tư. Với lập luận dựa trên giả định cổ

tức bị đánh thuế cao hơn so với lãi vốn, và cổ tức bị đánh thuế ngay lập tức trong

khi thuế đánh vào lãi vốn được hoãn lại đến khi cổ phiếu được bán ra thị trường. Lý

thuyết này cho rằng tỷ lệ chia cổ tức thấp làm giảm chi phí sử dụng vốn và làm tăng

giá cổ phiếu. Nói cách khác, tỷ lệ thanh toán cổ tức thấp góp phần tối đa hóa giá trị

công ty. Những lợi thế của thuế trên lãi vốn có xu hướng tác động đến các nhà đầu

tư làm cho họ thích những công ty giữ lại lợi nhuận nhiều hơn là những công ty trả

cổ tức.

Brennan (1970) là người đầu tiên khám phá mối quan hệ giữa thu nhập đã điều

chỉnh rủi ro thuế với cổ tức. Ông đã phát triển mô hình của mình từ mô hình định

giá tài sản vốn (CAPM). Mô hình của Brennan cho rằng thu nhập trước thuế của cổ

phiếu có quan hệ cùng chiều và tuyến tính với cổ tức và rủi ro hệ thống của nó. Thu

nhập đã điều chỉnh rủi ro trước thuế cao hơn đi kèm cổ phiếu trả cổ tức cao hơn để

bù đắp thuế cho các nhà đầu tư. Điều này cho thấy rằng, một cổ phiếu với tỷ lệ cổ

tức cao sẽ được bán với giá thấp hơn vì bất lợi do thuế làm giảm thu nhập cổ tức

thực tế. Nghiên cứu này sau đó cũng được ủng hộ nhiều bởi Litzenberger và

Ramaswamy (1979). Tuy nhiên theo Blume (1980) mối quan hệ giữa tỷ suất sinh

lợi của cổ phiếu và tỷ suất cổ tức thì rất phức tạp và không thể giải thích một cách

riêng lẻ. Mặt khác Blume (1980) giải thích là tỷ lệ chi trả cổ tức có ảnh hưởng cùng

chiều đến lợi nhuận tương lai của công ty.

Lý thuyết “bird in hand”: Lý thuyết này giải thích lý do tại sao một công ty nên chi

trả cổ tức cho cổ đông. Gordon (1963) cho là cổ đông thích cổ tức tiền mặt hơn. Al-

Malkawi (2007) khẳng định là trong một thế giới của sự không chắc chắn và sự bất

cân xứng thông tin, cổ tức được định giá khác với thu nhập giữ lại (lãi vốn). Bởi vì

sự không chắc chắn của dòng tiền tương lai, những nhà đầu tư thường có khuynh

hướng thích cổ tức hơn giữ lại lợi nhuận.

Mặc dù bất lợi về thuế của việc chi trả cổ tức, ban quản lý tiếp tục chi trả cổ tức để

gửi đi một tín hiệu tích cực về viễn cảnh tương lai của công ty. Chi phí của việc

phát tín hiệu này là cổ tức tiền mặt bị đánh thuế cao hơn lãi vốn. Trong khi một số

nhà đầu tư thích lãi vốn hơn, thì những người khác lại thích cổ tức hơn bởi vì họ

thích nắm giữ tiền mặt ngay lập tức. Al-Malkawi cũng giả định rằng những tài sản

mà ban quản lý đầu tư vào tồn tại lâu hơn vị trí quản lý hiện tại của họ và những tài

sản này sẽ được chuyển giao cho nhà quản lý mới, nên để an toàn thì nhận cổ tức

trước vẫn tốt hơn lãi vốn.

Chi phí đại diện và dòng tiền tự do (Agency cost and the free cash flow theory):

Cổ tức được xem là công cụ làm giảm chi phí đại diện. Chi phí đại diện là chi phí

của sự mâu thuẫn lợi ích giữa cổ đông và ban quan lý. Điều này trái ngược với giả

định của Miller và Modigliani (1961), ông ta giả định rằng ban quản lý hoàn toàn vì

cổ đông và không có mâu thuẫn lợi ích tồn tại giữa họ. Điều này có một chút đáng

ngờ, vì những người sở hữu công ty thường không phải là người quản lý. Chi phí

này tăng lên khi ban quản lý hành động vì lợi ích riêng của họ hơn là vì lợi ích của

cổ đông – những người sở hữu công ty. Chi phí này có thể là trực tiếp hoặc gián tiếp

ví dụ ban quản lý không đầu tư vào dự án mà cổ đông cho là đáng để đầu tư hoặc

thậm chí đầu tư vào các dự án có NPV âm, một ví dụ khác là ban quản lý có thể sử

dụng tiền phung phí, mua sắm các tài sản không nhằm mục đích đem lại lợi nhuận

cho công ty. Từ đó ta có thể thấy cổ đông phải tốn một khoản chi phí liên quan đến

việc giám sát ban quản lý, đó là chi phí đại diện. Những chi phí này do cổ đông

gánh chịu, vì vậy cổ đông của các công ty có dòng tiền tự do cao thường đòi hỏi chi

trả cổ tức cao. Chi phí đại diện cũng có thể xuất hiện giữa cổ đông và trái chủ, trong

khi cổ đông đòi hỏi cổ tức cao thì trái chủ đòi hỏi mức chi trả cổ tức thấp bằng cách

đặt ra các điều khoản nợ để đảm bảo là tiền có sẵn sàng để hoàn trả các khoản nợ

khi đến hạn.

Easterbrook (1984) cho rằng vì có các tổ chức tín dụng giám sát công ty nên cổ

đông chấp nhận chi trả mức chi phí cao hơn thì họ sẽ không hoặc ít gánh chịu chi

phí trong việc giám sát các hoạt động của ban quản lý để đảm bảo rằng giá trị công

ty được tối đa hóa. Mặt khác cũng với việc giám sát này công ty sẽ phải tạo ra nhiều

lợi nhuận hơn. Vì vậy có thể nói rằng tỷ lệ chi trả cổ tức không chỉ làm giảm vấn đề

đại diện mà còn truyền tải thông tin về thu nhập tương lai.

Lý thuyết phát tín hiệu: Mặc dù Miller và Modigliani (1961) đã giả định nhà đầu tư

và ban quản lý hoàn toàn có thông tin như nhau về công ty, nhưng nhiều nhà nghiên

cứu khác lại cho rằng ban quản lý có thông tin kịp thời và chính xác về công ty hơn

các nhà đầu tư bên ngoài. Vì vậy điều này làm tăng khoảng cách giữa ban quản lý

và nhà đầu tư, để khắc phục khoảng cách này, ban quản lý sử dụng cổ tức như là

công cụ để truyền tải thông tin bên trong cho cổ đông (Al-Malkawi, 2007). Những

thông tin này có thể phản ánh chiến lược mà công ty đang theo đuổi trong ngắn hạn

hoặc dài hạn. Ban quản lý của công ty có thể thay đổi kỳ vọng của nhà đầu tư khi

quan tâm đến thu nhập tương lai thông qua cổ tức. Một công ty có nhiều cách để gửi

thông tin đến thị trường. Một phương pháp có thể là tốn kém nhằm ngăn chặn các

công ty nhỏ hơn bắt chước cách thức phát tín hiệu này, đó là phương pháp liên quan

đến việc tăng cổ tức và làm tăng tỷ lệ chi trả. Tuy nhiên công ty phải có đủ khả

năng để duy trì chi phí truyền tải thông tin này.

Petit (1972) đã khảo sát thấy là số tiền chi trả cổ tức dường như mang thông tin tốt

về triển vọng của một công ty, điều đó có thể được minh chứng bởi sự di chuyển

của giá cổ phiếu. Một sự tăng lên trong cổ tức có thể được giải thích như là tin tức

tốt với triển vọng sáng sủa hơn và ngược lại. Nhưng Lintner đã quan sát thấy rằng

ban quản lý chỉ tăng cổ tức khi tin rằng lợi nhuận đã tăng cố định và miễn cưỡng

giảm cổ tức thậm chí khi điều đó là cần thiết.

Miller và Rock (1985) cho rằng cổ tức thật sự có vai trò phát tín hiệu nhưng đó là

những chi phí tốn kém và đây là những quyết định đầu tư của công ty. Như được đề

cập trước đó, một công ty phải chi trả mức cổ tức đủ cao để tránh việc các công ty

nhỏ hơn bắt chước theo. Cuối cùng việc tăng cổ tức sẽ làm giá cổ phiếu tăng lên và

tương tự việc giảm cổ tức sẽ làm giá cổ phiếu giảm xuống. Một số nghiên cứu cũng

tìm thấy mối quan hệ giữa cổ tức và giá cổ phiếu hỗ trợ cho lý thuyết cổ tức truyền

tải thông tin đến thị trường về thu nhập kỳ vọng (Griffin, 1976). Tuy nhiên, mặc dù

ban quản lý sử dụng cổ tức để truyền tải thông tin, sự thay đổi cổ tức cũng không

phải là tín hiệu hoàn hảo. Theo Easterbrook (1994) việc tăng cổ tức có thể là một

dấu hiệu mơ hồ trừ phi thị trường có thể phân biệt giữa những công ty đang tăng

trưởng và những công ty thôi đầu tư.

Lý thuyết về hiệu ứng nhóm khách hàng: Nhà đầu tư có khuynh hướng thích cổ

phiếu của các công ty thỏa mãn những nhu cầu khác nhau. Điều này là bởi vì các

nhà đầu tư đối mặt với những mức thuế khác nhau về cổ tức và lãi vốn, bên cạnh đó

họ cũng đối mặt với một số chi phí giao dịch khi giao dịch cổ phiếu. Miller và

Modigliani (1961) cho rằng những chi phí này có thể bị tối thiểu hóa, các nhà đầu tư

có khuynh hướng tiến gần đến các công ty mà mang lại cho họ lợi nhuận mong

muốn. Tương tự như vậy, những công ty thu hút những khách hàng khác nhau dựa

trên chính sách cổ tức của họ. Những nhà nghiên cứu khác tranh luận rằng hiệu ứng

nhóm khách hàng có thể thay đổi chính sách cổ tức của một công ty, vì vậy chính

sách cổ tức duy trì sự không liên quan. Al-Malkawi (2007) khẳng định những công

ty trong giai đoạn tăng trưởng có khuynh hướng chi trả cổ tức thấp hơn, thu hút

những khách hàng mong muốn giá trị vốn cao, trong khi những công ty trong giai

đoạn trưởng thành chi trả cổ tức cao hơn, thu hút những khách hàng đòi hỏi thu

nhập tức thì với hình thức là cổ tức. Al-Malkawi (2007) đã chia hiệu ứng nhóm

khách hàng thành hai nhóm, nhóm được điều hành bởi tác động thuế và nhóm bị

điều hành bởi chi phí giao dịch. Ông ta nói rằng những nhà đầu tư đang phải chịu

mức thuế suất cao thì sẽ thích các công ty ít hoặc không chi trả cổ tức để nhận được

hình thức tăng lên trong giá cổ phiếu và ngược lại. Pettit (1977) cho là các nhà đầu

tư già hơn (những người về hưu) thích nắm giữ cổ phiếu có cổ tức cao bởi vì họ chi

trả mức thuế thu nhập cá nhân thấp. Mặt khác, những cổ đông nhỏ không thể đáp

ứng chi phí giao dịch cao của việc bán cổ phiếu nên việc chi trả cổ tức thỏa mãn

nhu cầu của họ hơn.

Lý thuyết đáp ứng cổ tức: Malcolm Baker và Jeffrey Wurgler (2003) cho rằng cổ

tức có ảnh hưởng đến giá trị công ty do phản ứng tâm lý của nhà đầu tư đến quyết

định trả cổ tức hay không trả cổ tức của công ty, đây là hướng nghiên cứu mới

thuộc trường phái tài chính hành vi. Lý thuyết này nghiên cứu về tác động của cổ

tức đến giá cổ phiếu trong điều kiện thị trường không hoàn hảo. Nó đề cao vấn đề

có khả năng là yêu cầu cổ tức của nhà đầu tư bị ảnh hưởng bởi tâm lý (nhà đầu tư

không hoàn toàn lý trí). Ngoài ra, lý thuyết đáp ứng cổ tức tập trung nghiên cứu về

việc nhà đầu tư thích cổ phiếu có chi trả cổ tức hay cổ phiếu không chi trả cổ tức

hơn là việc cổ tức chi trả cho mỗi cổ phần là bao nhiêu.

Tóm lại từ những lý thuyết khác nhau về chính sách cổ tức cho thấy giá trị của

thông tin ẩn chứa trong việc chi trả cổ tức. Chúng ta có thể xác định có bốn lý do

chính giải thích tại sao công ty lại chi trả cổ tức, đó là tác động của việc phát tín

hiệu, làm giảm chi phí đại diện, mối quan tâm về thuế của nhà đầu tư và lý thuyết

“bird in hand”. Nếu một nhà đầu tư có thể hiểu được các tín hiệu này, anh ta sẽ tối

đa hóa được lợi nhuận của mình. Vì vậy việc chi trả cổ tức rất quan trọng đối với

nhà đầu tư cũng như các cổ đông, điều này hỗ trợ họ trong việc đưa ra các quyết

định đầu tư.

2.2. Ảnh hưởng của chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu:

Biến động giá cổ phiếu là cách thức đo lường được sử dụng để xác định đặc điểm

rủi ro và thể hiện tỷ lệ thay đổi về giá của một cổ phiếu trong thời gian cho trước,

biến động lớn hơn, cơ hội về lãi hoặc lỗ trong ngắn hạn sẽ lớn hơn. Nếu một cổ

phiếu được liệt vào loại không ổn định, thì giá của nó sẽ thay đổi nhiều trong một

khoảng thời gian và thật khó để nói chắc chắn giá tương lai sẽ là bao nhiêu. Những

nhà đầu tư e ngại rủi ro hơn cho rằng rủi ro ít hơn sẽ là sự đầu tư tốt hơn. Nói cách

khác, biến động ít hơn của một cổ phiếu, thì giá trị kỳ vọng của nó sẽ tốt hơn.

Mối liên hệ giữa chính sách cổ tức của công ty và biến động giá cổ phiếu đã được

khám phá tại những thời gian khác nhau bởi các nhà nghiên cứu khác nhau như

Baskin (1989), Allen và Rachim (1996), Hussainey và cộng sự (2011), Mohammad

Hashemijoo và cộng sự (2012). Vì vậy, tồn tại một số lý thuyết về cổ tức để giải

thích sự ảnh hưởng của chính sách cổ tức lên giá cổ phiếu như đã đề cập ở phần

trên.

Baskin (1989) đã sử dụng phương pháp khác để kiểm định mối quan hệ giữa chính

sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu so với tỷ suất sinh lợi. Ông đã thêm vào các

biến kiểm soát để kiểm định mối quan hệ này, đó là qui mô công ty, biến động thu

nhập, tỷ lệ nợ trên tổng tài sản và tỷ lệ tăng trưởng. Những biến kiểm soát này

không chỉ ảnh hưởng đến biến động giá cổ phiếu mà còn ảnh hưởng đến chính sách

cổ tức. Ví dụ biến động thu nhập có ảnh hưởng đến biến động giá cổ phiếu và ảnh

hưởng đến chính sách cổ tức tối ưu của công ty. Hơn nữa nếu giả định rủi ro kinh

doanh là cố định, mức độ nợ sẽ ảnh hưởng cùng chiều đến tỷ suất cổ tức. Qui mô

công ty cũng ảnh hưởng đến biến động giá cổ phiếu như là giá cổ phiếu của công ty

lớn thì ổn định hơn của công ty nhỏ vì công ty lớn có xu hướng đa dạng hóa hơn.

Hơn nữa việc công bố thông tin của công ty nhỏ bị hạn chế, điều này dẫn đến những

phản ứng không hợp lý của nhà đầu tư.

Baskin (1989) cho rằng biến động trong lãi suất chiết khấu ảnh hưởng ít đến những

cổ phiếu có tỷ suất cổ tức cao vì tỷ suất cổ tức cao có thể là một tín hiệu về dòng

tiền trong ngắn hạn, vì vậy những công ty mà có tỷ suất cổ tức cao được mong đợi

là cổ phiếu của họ sẽ ít biến động. Hơn nữa ông giải thích sự tác động của chính

sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu dựa trên tỷ suất sinh lợi như sau: những

công ty có tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả thấp được đánh giá là có giá trị hơn những

tài sản hiện có của nó vì những cơ hội tăng trưởng. Vì dự báo thu nhập từ cơ hội

tăng trưởng có nhiều sai số hơn dự báo thu nhập từ tài sản hiện có nên các công ty

với tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả thấp được mong đợi là giá cổ phiếu sẽ biến động

nhiều hơn. Baskin cũng cho là ban quản lý có thể kiểm soát biến động giá cổ phiếu

bằng chính sách cổ tức và sự phân phối cổ tức vào thời điểm thông báo thu nhập có

thể được giải thích như là dấu hiệu về sự ổn định của công ty.

Baskin (1989) đã nghiên cứu 2344 công ty ở Mỹ từ 1967 đến 1986 với kết quả là có

mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa giữa tỷ suất cổ tức và biến động giá cổ phiếu,

mối quan hệ này lớn hơn mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và các biến khác.

Ông cho rằng chính sách cổ tức có thể được sử dụng để kiểm soát biến động giá cổ

phiếu.

Allen và Rachim (1996) đã nghiên cứu 173 công ty ở Úc giai đoạn 1972 đến 1985,

phát hiện mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ

chi trả cổ tức, mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ

suất cổ tức. Qui mô công ty có ảnh hưởng cùng chiều có ý nghĩa đến biến động giá

cổ phiếu, đòn bẩy tài chính thì tác động ngược chiều có ý nghĩa đến biến động giá

cổ phiếu.

Afzalur Rashid và A. Z. M. Anisur Rahman (2008) đã sử dụng phân tích hồi qui dữ

liệu chéo để nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và chính sách cổ

tức ở Bangladesh. Kết quả của họ cho thấy là tỷ lệ chi trả cổ tức có mối quan hệ

ngược chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu, tỷ suất cổ tức có mối quan hệ

cùng chiều với biến động giá cổ phiếu nhưng không có ý nghĩa thống kê.

Nazir và cộng sự (2010) đã sử dụng 73 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán

Karachi (KSE) để nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và chính

sách cổ tức trong giai đoạn 2003 đến 2008. Họ ứng dụng mô hình tác động cố định

và tác động ngẫu nhiên trên dữ liệu bảng. Kết quả cho thấy biến động giá cổ phiếu

có mối quan ngược chiều có ý nghĩa với tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức, qui mô

công ty và đòn bẩy tài chính có tác động ngược chiều không có ý nghĩa đến biến

động giá cổ phiếu.

Hussainey và cộng sự (2011) đã kiểm định mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu

và chính sách cổ tức ở Anh. Họ sử dụng mẫu 123 công ty ở Anh với giai đoạn từ

1998 đến 2007. Dựa trên nghiên cứu của Baskin (1989), họ cũng sử dụng mô hình

hồi qui đa biến. Kết quả cho thấy là biến động giá cổ phiếu có mối quan hệ ngược

chiều có ý nghĩa với tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức; qui mô công ty và tỷ lệ nợ

trên tổng tài sản có mối quan hệ cao nhất với biến động giá cổ phiếu. Qui mô công

ty có mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu, mặc khác đòn

bẩy tài chính lại có mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu.

Mohammad Hashemijoo và cộng sự (2012) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa chính

sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Malaysia. Với

mẫu gồm 84 công ty được kiểm định bằng việc phân tích mô hình hồi qui đa biến

với giai đoạn từ 2005 đến 2010. Kết quả của họ cho thấy mối quan hệ ngược chiều

có ý nghĩa giữa biến động giá cổ phiếu với tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức, qui

mô công ty cũng có mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ

phiếu.

Nkobe D. Kenyoru và cộng sự (2013) nghiên cứu các công ty ở Kenya niêm yết trên

sàn chứng khoán Nairobi từ 1999 đến 2008 để khám phá mối quan hệ giữa biến

động giá cổ phiếu và chính sách cổ tức. Ông cũng sử dụng mô hình hồi qui đa biến

để phân tích với kết quả là tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức có tác động ngược

chiều đến biến động giá cổ phiếu.

3. Phương pháp nghiên cứu:

3.1. Mô hình nghiên cứu:

Mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và chính sách cổ tức được phân tích bằng

việc sử dụng phương pháp bình phương bé nhất mô hình hồi qui đa biến trên dữ liệu

chéo. Mô hình hồi qui đã thể hiện một cách cơ bản mối quan hệ giữa biến động giá

cổ phiếu với hai cách đo lường chính của chính sách cổ tức – tỷ suất cổ tức và tỷ lệ

chi trả cổ tức.

Trước hết, biến phụ thuộc – biến động giá cổ phiếu được hồi qui với hai biến độc

lập chính, tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức. Điều này cung cấp một kiểm định thô

về mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và chính sách cổ tức với mô hình hồi

qui:

P_VOLj = a1 + a2D_YIELDj + a3PAYOUTj + ej (1)

Trong đó:

P_VOLj: biến động giá cổ phiếu của công ty thứ j

D_YIELDj: tỷ suất cổ tức của công ty thứ j

PAYOUTj: tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty thứ j

a1, a2, a3: là các hệ số hồi qui

ej: sai số của mô hình hồi qui.

Phân tích của Baskin (1989) cho thấy một mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa giữa

tỷ suất cổ tức, tỷ lệ chi trả cổ tức và biến động giá cổ phiếu. Allen và Rachim

(1996) đã phát hiện một mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa giữa biến động giá cổ

phiếu và tỷ suất cổ tức, nhưng lại có mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa giữa biến

động giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả cổ tức. Một mối quan hệ chặt chẽ giữa tỷ suất cổ

tức và tỷ lệ chi trả cổ tức đặt ra một vấn đề nhỏ là có một số các yếu tố ảnh hưởng

cả chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu. Vì vậy mà Baskin (1989) đã đưa các

biến qui mô công ty, biến động thu nhập, tỷ lệ nợ trên tổng tài sản, tỷ lệ tăng trưởng

vào trong phân tích.

Qui mô công ty ảnh hưởng đến biến động giá cổ phiếu và thường thì các công ty

nhỏ có giá cổ phiếu biến động nhiều hơn, bởi vì công ty nhỏ thường ít đa dạng hóa

hơn trong hoạt động của họ, công ty nhỏ thường có ít thông tin cho nhà đầu tư về

thị trường cổ phiếu của họ. Baskin (1989) cũng nói là các công ty mà có nhiều cổ

đông hơn thì thích sử dụng cổ tức như phương tiện truyền tín hiệu, vì vậy qui mô

công ty cũng ảnh hưởng đến chính sách cổ tức.

Biến động thu nhập càng cao thì biến động giá cổ phiếu càng cao. Hơn nữa biến

động thu nhập cũng ảnh hưởng đến chính sách cổ tức. Nếu thu nhập thấp thì công ty

có xu hướng chi trả cổ tức thấp hơn vì vậy thu nhập càng biến động thì chính sách

cổ tức càng không ổn định.

Vì có sự bất cân xứng thông tin, đòn bẩy tài chính và chính sách cổ tức có mối quan

hệ ngược chiều nhau vì các trái chủ có ít thông tin hơn các cổ đông, họ sẽ yêu cầu

mức chi trả cổ tức thấp hơn. Đòn bẩy tài chính có thể có ảnh hưởng đến biến động

giá cổ phiếu vì đòn bẩy tài chính càng cao công ty đối mặt với rủi ro tài chính cao

hơn vì vậy biến động giá sẽ cao hơn.

Chính sách cổ tức có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ tăng trưởng bởi vì những

công ty đang trong giai đoạn tăng trưởng thường giữ lại thu nhập để tái đầu tư. Tỷ

lệ tăng trưởng và biến động giá cổ phiếu cũng có mối quan hệ ngược chiều vì

thường thì các công ty mới hình thành đầu tư nhiều vào tài sản cố định, lợi nhuận

thu được chưa ổn định nên các nhà đầu tư sẽ ít quan tâm đến cổ phiếu của các công

ty này, lúc đó biến động giá cổ phiếu sẽ thấp.

Từ đó, biến phụ thuộc được hồi qui một lần nữa với hai biến độc lập và các biến

kiểm soát với mô hình hồi qui sau:

P_VOLj = a1 + a2D_YIELDj + a3PAYOUTj + a4SIZEj + a5E_VOLj + a6DEBTj +

a7GROWTHj + ej (2)

Trong đó:

SIZEj: qui mô công ty theo giá thị trường của công ty thứ j

E_VOLj: biến động thu nhập của công ty thứ j

DEBTj: tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản của công ty thứ j

GROWTHj: tỷ lệ tăng trưởng tài sản của công ty thứ j

Những kết quả kỳ vọng

Chúng ta kỳ vọng là tỷ suất cổ tức, tỷ lệ chi trả cổ tức, qui mô công ty và tỷ lệ tăng

trưởng có mối quan hệ ngược chiều với biến động giá cổ phiếu, và điều đó có nghĩa

là với sự gia tăng trong tỷ suất cổ tức, tỷ lệ chi trả cổ tức, qui mô công ty và tỷ lệ

tăng trưởng của công ty thì sẽ có sự giảm xuống của biến động giá cổ phiếu. Biến

động thu nhập và tỷ lệ nợ trên tổng tài sản cũng sẽ có mối quan hệ cùng chiều với

biến động giá cổ phiếu, nghĩa là thu nhập của công ty mà biến động nhiều và đòn

bẩy cao thì giá cổ phiếu sẽ biến động nhiều.

Và cũng có khả năng là biến động giá cổ phiếu do mô hình ngành công nghiệp thì

khác biệt với mô hình riêng lẻ của các công ty dịch vụ, vì vậy biến giả này được đưa

vào, phân loại ngành theo hai nhóm, dịch vụ và sản xuất, với mô hình như sau:

P_VOLj = a1 + a2D_YIELDj + a3PAYOUTj + a4SIZEj + a5E_VOLj + a6DEBTj +

a7GROWTHj + a8DUMj + ej (3)

Trong đó:

DUM = 0 nếu công ty có bất kỳ hoạt động sản xuất nào, ngược lại DUM = 1.

3.2. Định nghĩa các biến:

Biến động giá cổ phiếu (P_VOL): Đây là biến phụ thuộc, trước hết ta tính hiệu của

giá cao nhất trừ giá thấp nhất trong năm, sau đó chia hiệu này cho trung bình cộng

của giá cao nhất và thấp nhất của năm, rồi bình phương phân số trên. Sau đó tính

trung bình các kết quả trên cho tất cả các năm (5 năm từ 2008 đến 2012) và cuối

cùng lấy căn bậc hai để có được một biến có thể so sánh với độ lệch chuẩn (Baskin,

1989). Việc sử dụng đại diện này cho biến động giá cổ phiếu thì thận trọng hơn độ

lệch chuẩn. Cơ bản là vì độ lệch chuẩn có thể bị ảnh hưởng bởi những giá trị lớn

quá hoặc nhỏ quá. Phương pháp của bài nghiên cứu phù hợp với Baskin (1989).

Trong đó:

Ht: giá cổ phiếu cao nhất năm thứ t

Lt: giá cổ phiếu thấp nhất năm thứ t

Tỷ suất cổ tức (D_YIELD): là tỷ lệ phần trăm cổ tức trên giá cổ phiếu (giá đóng cửa

cuối năm). Sau đó tính trung bình các tỷ lệ trên cho tất cả các năm (5 năm từ 2008

đến 2012).

Trong đó:

DividendPerSharet: tổng cổ tức tiền mặt trên mỗi cổ phiếu của năm t đã chi trả cho

cổ đông phổ thông.

ClosePricet: giá đóng cửa của cổ phiếu tại ngày kết thúc năm t

Tỷ suất cổ tức là tỷ suất sinh lợi của nhà đầu tư chỉ tính riêng cho thu nhập từ cổ

tức khi nhà đầu tư mua cổ phần tại một mức giá thị trường nào đó, nghĩa là tỷ

suất cổ tức phản ánh nhà đầu tư sẽ nhận được bao nhiêu đồng cổ tức từ một đồng

đầu tư vào cổ phiếu tại mức giá thị trường. Tỷ suất cổ tức càng cao thể hiện rằng

nhà đầu tư có tỷ suất sinh lợi từ cổ tức càng cao, còn tỷ suất cổ tức thấp thì điều

đó chưa hẳn đã xấu bởi vì nhà đầu tư có thể trông chờ vào tỷ suất sinh lợi từ lãi

vốn của giá cổ phiếu trên thị trường.

Một tỷ suất cổ tức ở mức cao (hay thấp) chưa chắc đã phản ánh được công ty đó chi

trả cổ tức cao (hay thấp) không, vì tỷ suất cổ tức còn phụ thuộc vào giá cổ phiếu

trên thị trường. Do vậy, mà chỉ tiêu này chỉ dùng để so sánh chính sách cổ tức của

những công ty khác nhau nhưng có những đặc điểm giống nhau về quy mô, ngành

nghề kinh doanh và có mức giá cổ phiếu là tương đương nhau.

Tỷ lệ chi trả cổ tức (PAYOUT): Đây là tỷ số của cổ tức trên mỗi cổ phần chia cho

thu nhập trên mỗi cổ phần của tất cả các năm. Sau đó tính trung bình các tỷ lệ trên

cho tất cả các năm. Để tránh tình trạng tăng giảm vốn trong năm ảnh hưởng đến thu

nhập trên mỗi cổ phần, chúng ta sẽ lấy tổng cổ tức chi trả cho cổ đông chia cho tổng

lợi nhuận sau thuế.

Trong đó:

DividendPerSharet: tổng cổ tức tiền mặt trên mỗi cổ phiếu đã chi trả cho cổ đông

phổ thông của năm t.

nt: số lượng cổ phiếu phổ thông đang lưu hành tại ngày kết thúc năm t

ProfitAfterTaxt: lợi nhuận sau thuế của năm t

Tỷ lệ chi trả cổ tức cũng cho biết công ty dành ra bao nhiêu phần trăm từ thu nhập

một cổ phần thường để tái đầu tư. Tỷ lệ chi trả cổ tức càng cao phản ánh công ty đã

sử dụng đại bộ phận lợi nhuận sau thuế để chi trả cổ tức cho các cổ đông, đồng thời

chỉ có một phần nhỏ lợi nhuận giữ lại để tái đầu tư. Và ngược lại với tỷ lệ chi trả cổ

tức thấp.

Những nhà đầu tư nào muốn tìm kiếm thu nhập cho những nhu cầu tiêu dùng trong

hiện tại sẽ thích một công ty có tỷ lệ chi trả cổ tức cao. Ngược lại, những nhà đầu tư

không có nhu cầu nhận thu nhập từ cổ tức ngay trong hiện tại mà mong chờ một sự

gia tăng giá trị cổ phần thường trong tương lai, họ lại thích các công ty có tỷ lệ chi

trả cổ tức thấp và giữ lại lợi nhuận nhiều hơn để tái đầu tư.

Qui mô công ty theo giá trị thị trường (SIZE): Được tính bằng cách lấy giá cổ phiếu

(giá đóng cửa tại ngày kết thúc năm) nhân với số lượng cổ phiếu phổ thông đang

lưu hành tại ngày kết thúc năm. Sau đó tính trung bình các tỷ lệ trên cho tất cả các

năm (5 năm từ 2008 đến 2012). Cuối cùng lấy logarit cơ số 10 của kết quả trên để

có được biến mà phản ánh thứ tự của độ lớn.

Trong đó:

ClosePricet: giá đóng cửa của cổ phiếu tại ngày kết thúc năm t

nt: số lượng cổ phiếu phổ thông đang lưu hành tại ngày kết thúc năm t

Biến động thu nhập (E_VOL): Biến động thu nhập được tính bằng cách lấy độ lệch

chuẩn của tỷ số thu nhập trên tổng tài sản của giai đoạn từ 2008 đến 2012.

Trong đó:

Earningt: Thu nhập trước lãi vay và thuế trong năm t.

Assett: Tổng tài sản tại ngày kết thúc của năm t.

Đo lường biến động thu nhập bằng tỷ số thu nhập trên tổng tài sản là vì khi so sánh

các công ty khác nhau chúng ta không chỉ quan tâm đến thu nhập đơn thuần mà

phải xét xem một đồng tài sản công ty có thể tạo ra bao nhiêu đồng thu nhập.

Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (DEBT): bằng tỷ lệ nợ dài hạn chia cho tổng tài

sản. Sau đó tính trung bình các tỷ lệ trên cho tất cả các năm (5 năm từ 2008 đến

2012). Tỷ lệ này thể hiện một đồng tài sản được tài trợ bao nhiêu đồng nợ dài hạn.

Trong đó:

LongDebtt: Tổng nợ dài hạn tại ngày kết thúc năm t

Assett: Tổng tài sản tại ngày kết thúc năm t

Tỷ lệ tăng trưởng (GROWTH): Là tỷ lệ tăng trưởng trong tài sản, con số này có

được bằng cách lấy tỷ số của sự thay đổi trong tài sản tại ngày kết thúc năm trên

tổng tài sản tại ngày đầu năm. Sau đó tính trung bình các tỷ lệ trên cho tất cả các

năm (5 năm từ 2008 đến 2012)

Trong đó:

ΔAssett: sự thay đổi của tổng tài sản trong năm thứ t

Assett-1: tổng tài sản tại ngày bắt đầu của năm thứ t

3.3. Mẫu nghiên cứu:

Dữ liệu và nguồn dữ liệu: Danh sách các công ty niêm yết trên Hose, lịch sự kiện

chia cổ tức, giá cổ phiếu, báo cáo tài chính hợp nhất đã kiểm toán hàng năm của

từng công ty được lấy từ Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh. Ngoài ra dữ

liệu còn được bổ sung từ các số liệu công bố trên website www.cophieu68.vn.

(1)

Để được đưa vào mẫu, công ty phải đáp ứng tiêu chuẩn sau:

(2)

Năm tài chính của công ty phải kết thúc theo năm dương lịch.

Tất cả các dữ liệu về tài chính và thị trường phải có sẵn từ năm 2008 đến

(3)

2012.

Các công ty phải có ít nhất một lần chi trả cổ tức bằng tiền mặt trong suốt

(4)

giai đoạn từ 2008 đến 2012.

Các công ty không thuộc lĩnh vực tài chính ngân hàng, bảo hiểm, chứng

khoán.

Mẫu ban đầu gồm 304 công ty niêm yết tại Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí

Minh cập nhật đến ngày 30/06/2013, sau khi loại bỏ 13 công ty thuộc lĩnh vực ngân

hàng, chứng khoán, bảo hiểm, 170 công ty mà dữ liệu về tài chính và thị trường

không có đầy đủ, và 7 công ty không thực hiện chi trả cổ tức bằng tiền mặt trong

suốt giai đoạn từ 2008 đến 2012, cuối cùng mẫu nghiên cứu gồm 114 công ty.

3.4. Phương pháp phân tích:

Mô hình được ước lượng hàng năm trong giai đoạn 5 năm để đo lường ảnh hưởng

của chính sách cổ tức lên biến động giá cổ phiếu. Phân tích hồi qui đa biến trên dữ

liệu chéo được sử dụng để mô tả mối quan hệ này và việc phân tích sẽ tiến hành lần

lượt như sau:

Thứ nhất tiến hành phân tích thống kê mô tả từng biến theo giá trị trung bình, trung

vị, sai số chuẩn, và độ lệch chuẩn, đây là những thông tin cơ bản để đánh giá về

biến.

Thứ hai, thực hiện phân tích mối tương quan giữa các biến nghiên cứu.

Thứ ba, ứng với từng mô hình chúng ta lần lượt thực hiện hồi qui OLS, kiểm định

hiện tượng đa cộng tuyến (Multicollinearity) và phương sai sai số thay đổi (HET -

Heterocedasticity).

Đa cộng tuyến là hiện tượng vi phạm nguyên tắc các biến độc lập không có tương

quan với nhau cov(xi,xj) ≠ 0. Hậu quả khi xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến là chúng

ta không thể ước lượng được hệ số hồi quy, khi đó hệ số hồi qui sẽ bị chệch so với

thực tế, có nhiều trường hợp nó còn làm đảo chiều hệ số hồi qui. Để thực hiện kiểm

định hiện tượng đa cộng tuyến chúng ta thực hiện hồi qui phụ từng biến độc lập với

phụ), nếu VIF của các mô hình hồi

các biến độc lập còn lại. Dùng hệ số VIF (Variance inflate factor – nhân tố phóng đại phương sai) để kiểm định, VIF = 1 / (1 – R2

qui phụ đều nhỏ hơn 10 thì không có hiện tượng đa cộng tuyến, ngược lại là có hiện

tượng đa cộng tuyến. Để khắc phục hiện tượng đa cộng tuyến, chúng ta sẽ tạo biến

sai phân từ biến độc lập gây ra hiện tượng đa cộng tuyến, sau đó hồi qui mô hình

mới với biến độc lập là biến sai phân.

Một mô hình dữ liệu chéo được cho là tốt thì phải thỏa mãn điều kiện phương sai

sai số không đổi (HET – Heterocedasticity) var (εi) = σ = const. Hậu quả của việc

bỏ qua kiểm định HET là các ước lượng OLS sẽ không hiệu quả vì vậy các dự báo

cũng sẽ không hiệu quả, phương sai và đồng phương sai ước lượng của các hệ số sẽ

chệch và không nhất quán do đó các kiểm định giả thuyết (t & F) không còn hiệu

lực. Để kiểm định phương sai sai số thay đổi chúng ta dùng kiểm định Breusch -

Pagan Test, kiểm định này thực hiện bằng cách hồi qui phụ bình phương phần dư

của mô hình ban đầu với các biến độc lập còn lại. Sau đó xem xét nếu giá trị p-value

của (mức ý nghĩa) thì mô hình ban đầu có phương sai sai số là không đổi.

Ngược lại nếu giá trị p-value của tức là phương sai sai số là thay đổi. Ngoài

Breusch - Pagan Test vẫn còn nhiều phương pháp để kiểm định ví dụ như Glejser

Test, White Test, và Harvey Godfrey Test. Nếu sau khi kiểm định phát hiện phương

sai sai số thay đổi, chúng ta tiếp tục xử lý bằng cách sử dụng phương pháp bình

phương bé nhất có trọng số (WLS – Weighted Least Squares) thực hiện hồi qui mô

hình ban đầu với trọng số wj. Tương tự để xác định wj cũng có nhiều phương pháp

như Glejser Test, Breusch – Pagan Test, White Test, Harvey Godfrey Test. Chúng

ta cũng sẽ kiểm định lại phương sai sai số thay đổi của mô hình hồi qui có trọng số

vì tuy có nhiều phương pháp để xử lý nhưng không chắc là Eview sẽ xử lý được

tuyệt đối hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Nếu vẫn không thỏa mãn điều kiện

này bắt buộc chúng ta phải tăng kích thước mẫu.

Cuối cùng chúng ta sẽ thảo luận kết quả nghiên cứu từ phương pháp hồi qui OLS,

WLS trên dữ liệu chéo với mức ý nghĩa 5%.

4. Kết quả thực nghiệm:

4.1. Mô tả thống kê các biến:

Bảng 4.1 trình bày tóm tắt thống kê mô tả về các biến được sử dụng trong nghiên

cứu. Bảng này thống kê về giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, trung vị, sai số chuẩn.

Theo bảng 4.1 xét về trung bình và trung vị, ta thấy qui mô công ty (SIZE) có giá trị

lớn nhất so với các biến còn lại (11.64661 - 11.5363), biến động thu nhập (E_VOL)

có giá trị thấp nhất (0.041556 - 0.03005). Xét về biến động tuyệt đối thì qui mô

công ty là lớn nhất và tỷ suất cổ tức (D_YIELD) là nhỏ nhất so với các biến còn lại

vì độ lệch chuẩn (Std. Dev.) của qui mô công ty là cao nhất (0.598771) và độ lệch

chuẩn của tỷ suất cổ tức là nhỏ nhất (0.036344).

Date: 10/08/13 Time: 22:16

Sample: 1 114

Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến nghiên cứu

P_VOL D_YIELD PAYOUT SIZE

E_VOL DEBT

GROWTH

0.943128 0.065596

0.496482

11.64661 0.041556 0.110346 0.173475

Mean

0.9243

0.06385

0.4622

11.5363

0.03005

0.04365

0.14385

Median

1.342

0.1425

2.2567

13.5859

0.2879

0.5865

0.8055

Maximum

0.592

10.8003

0.0084

-0.0849

Minimum

0.171705 0.036344

0.358269

0.598771 0.039313 0.147427 0.135484

Std. Dev.

0.164593 0.402283

2.460135

1.074145 3.404511 1.693559 1.116185

Skewness

2.497936 2.312428

11.07078

4.010313 18.66656 4.911358 5.943449

Kurtosis

424.396

26.77045 1386.069 71.84783 64.82502

Jarque-Bera 1.712055 5.320382

0.424846 0.069935

0.000002 0

Probability

107.5166 7.478

56.599

1327.713 4.7374

12.5794

19.7762

Sum

14.50434

40.51348 0.174647 2.456008 2.074219

Sum Sq. Dev. 3.331523 0.149263

114

Observations 114

Nguồn: Tác giả tính toán

Qui mô công ty có khoảng cách giữa giá trị lớn nhất và nhỏ nhất (13.5859 -

10.8003) là cao nhất trong khi khoảng cách này của tỷ suất cổ tức là nhỏ nhất

(0.1425 – 0). Xét về hệ số biến thiên CV (CV bằng độ lệch chuẩn chia giá trị trung

bình nhân 100%) thì hệ số biến thiên hay độ biến động tương đối của tỷ lệ nợ trên

tổng tài sản (0.147427 / 0.110346) là cao nhất và của qui mô công ty là nhỏ nhất

(0.598771 / 11.64661). Hệ số bất đối xứng (Skewness) của tất cả các biến đều

dương cho thấy tất cả các biến đều có xu hướng lệch phải. Hệ số nhọn (Kurtosis)

của hai biến P_VOL và D_YIELD đều nhỏ hơn 3 cho thấy cả hai đều không nhọn

như phân phối chuẩn và các biến còn lại thì ngược lại.

Thống kê JB (Jarque-Bera) và mức xác suất p-value dùng để kiểm định về cặp giả

thuyết:

H0: Biến phân phối theo quy luật chuẩn

H1: Biến không phân phối theo quy luật chuẩn

Theo kiểm định này, giá trị P-value của biến P_VOL và D_YIELD lớn hơn mức ý

nghĩa 5%, chưa bác bỏ H0 tức là hai biến này phân phối theo quy luật chuẩn. Còn

các biến còn lại không phân phối theo quy luật chuẩn.

4.2. Phân tích mối tương quan giữa các biến:

Bảng 4.2 trình bày kết quả ma trận tương quan giữa các biến. Kết quả cho thấy giá

trị tuyệt đối của các hệ số tương quan đều nhỏ hơn 0.5 có thể là không có hiện

tượng đa cộng tuyến.

Ngoài ra bảng 4.2 còn cho thấy biến động giá cổ phiếu (P_VOL) và tỷ suất cổ tức

(D_YIELD) có mối tương quan ngược chiều với hệ số tương quan -0.229528 và

mức ý nghĩa 5%, kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Baskin (1989) (-0.643),

nhưng trái ngược với nghiên cứu của Allen và Rachim (1996) với mối tương quan

cùng chiều (0.006). Mặc dù mối tương quan giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ chi

trả cổ tức (PAYOUT) là ngược chiều (-0.122483) phù hợp với Baskin (1989) (-

0.542) và Allen và Rachim (1996) (-0.21), nhưng kết quả này lại không có ý nghĩa

thống kê (p-value = 0.1942). Bảng này cũng cho thấy mối tương quan của tỷ suất cổ

tức và tỷ lệ chi trả cổ tức cao hơn so với các biến khác (0.397056) chỉ nhỏ hơn mối

tương quan giữa tỷ lệ tăng trưởng (GROWTH) và qui mô công ty (SIZE)

(0.449309), và các mối tương quan này có ý nghĩa thống kê (p-value = 0).

Kết quả cho thấy P_VOL và SIZE có mối tương quan ngược chiều (-0.168635) với

mức ý nghĩa 10% (p-value = 0.0729) phù hợp với sự mong đợi của chúng ta. Bởi vì

công ty có qui mô lớn thì đa dạng hóa hơn và công ty qui mô nhỏ có ít thông tin

công bố hơn, công ty lớn hơn được mong đợi là ít rủi ro hơn nên giá cổ phiếu sẽ ít

biến động hơn. Từ bảng kết quả chúng ta cũng thấy là qui mô công ty có tương

quan ngược chiều ý nghĩa với D_YIELD (-0.31687, p-value = 0.0006) hoặc

PAYOUT (-0.173024, p-value = 0.0656) với mức ý nghĩa 10%. Điều này trái ngược

với Mohammad Hashemijoo và cộng sự (2012).

Bảng 4.2: Bảng ma trận tương quan giữa các biến nghiên cứu

Covariance Analysis: Ordinary

Date: 10/08/13 Time: 22:25

Sample: 1 114

Included observations: 114

Correlation

Probability P_VOL D_YIELD PAYOUT SIZE

E_VOL DEBT

GROWTH

P_VOL

-----

-0.229528 1

D_YIELD

0.014

-----

-0.122483 0.397056

PAYOUT

0.1942

-----

-0.168635

-0.31687

-0.173024 1

SIZE

0.0729

0.0006

0.0656

-----

0.276095

-0.030932

-0.134928 0.108415 1

E_VOL

0.0029

0.7439

0.1523

0.2509

-----

0.099933

-0.201274

-0.070661 0.234314

-0.152908 1

DEBT

0.2901

0.0318

0.455

0.0121

0.1043

-----

-0.182424

-0.256452 0.449309 0.127462

0.226278 1

GROWTH -0.02434

0.7971

0.0521

0.0059

0.1766

0.0155

-----

Nguồn: Tác giả tính toán

Biến động giá cổ phiếu và biến động thu nhập (E_VOL) có mối tương quan cùng

chiều (0.276095) với mức ý nghĩa 1%, kết quả này cũng phù hợp với mong đợi của

chúng ta. E_VOL và SIZE có mối tương quan cùng chiều (0.108415) cho thấy các

công ty lớn hơn sẽ có thu nhập biến động hơn điều này không phù hợp với thực tế

vì thường thì các công ty có qui mô lớn sẽ có thu nhập ổn định hơn, vì vậy kết quả

này không có ý nghĩa thống kê. Mối tương quan giữa tỷ suất cổ tức và tỷ lệ nợ trên

tài sản là ngược chiều (-0.201274) với mức ý nghĩa 5% cho thấy các công ty có

nhiều nợ thường ít chi trả cổ tức. Mối tương quan giữa GROWTH và D_YIELD

(mức ý nghĩa 10%), PAYOUT (mức ý nghĩa 1%) là ngược chiều có ý nghĩa phù

hợp với mong đợi của chúng ta vì các công ty tăng trưởng thường ít chi trả cổ tức.

4.3. Kết quả hồi qui mô hình 1:

Bảng 4.3 cho kết quả hồi qui OLS ban đầu của mô hình 1. Kết quả cho thấy biến

động giá cổ phiếu có mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa với tỷ suất cổ tức, nhưng

có mối quan hệ ngược chiều không có ý nghĩa với tỷ lệ chi trả cổ tức.

phụ và

Sau đó chúng ta kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến, bảng 4.4 là kết quả về R2

VIF khi hồi qui OLS từng biến độc lập bất kỳ lên các biến độc lập còn lại của mô

hình 1. Bảng này cho thấy tất cả các giá trị VIF đều nhỏ hơn 10, ta có thể kết luận

mô hình 1 không có hiện tượng đa cộng tuyến.

Kế đến chúng ta tiến hành kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 1. Với

giả thuyết kiểm định như sau:

H0: Var (εj) = const, tức là phương sai sai số không đổi

H1: Var (εj) ≠ const, tức là phương sai sai số thay đổi

Nếu p-value > 0.05 thì chấp nhận giả thuyết H0, tức là phương sai sai số không đổi.

Chúng ta sử dụng kiểm định Breusch - Pagan Test cho kết quả ở bảng 4.5 là phương

sai sai số của mô hình 1 thay đổi với Prob. Chi-Square(2) = 0.0027 < 0.05 (mức ý

nghĩa).

Chúng ta sẽ sử dụng phương pháp bình phương bé nhất có trọng số (Weighted Least

Squares) để khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi này. Có nghĩa là chúng

ta sẽ thực hiện hồi qui với mô hình mới là:

P_VOL_1j = a1 + a2D_YIELD_1j + a3PAYOUT_1j + e_1j (1')

Với:

P_VOL_1j = P_VOLj * W_1j

D_YIELD_1j = D_YIELDj * W_1j

PAYOUT_1j = PAYOUTj * W_1j

ε_1j = εj * W_1j

Bảng 4.3: Kết quả hồi qui mô hình 1 theo phương pháp OLS

Dependent Variable: P_VOL

Method: Least Squares

Date: 10/07/13 Time: 00:36

Sample: 1 114

Included observations: 114

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 1.018535 0.03466 29.38645 0

D_YIELD -1.01457 0.475246 -2.134832 0.035

PAYOUT -0.017835 0.048211 -0.369946 0.7121

R-squared 0.05385 Mean dependent var 0.943128

Adjusted R-squared 0.036802 S.D. dependent var 0.171705

S.E. of regression 0.168516 Akaike info criterion -0.69761

Sum squared resid 3.152121 Schwarz criterion -0.62561

Log likelihood 42.764 Hannan-Quinn criter. -0.66839

F-statistic 3.158757 Durbin-Watson stat 2.340009

0.046322

Prob(F-statistic) Nguồn: Tác giả tính toán

Bảng 4.4: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến của mô hình 1

Biến phụ thuộc R2 VIF

phụ

D_YIELD 0.157653 1.187159

PAYOUT 0.157653

1.187159 Nguồn: Tác giả tính toán

Bảng 4.5: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 1 theo

Breusch - Pagan Test

Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey

F-statistic 6.445014 Prob. F(2,111) 0.0022

Obs*R-squared 11.86103 Prob. Chi-Square(2) 0.0027

Scaled explained SS 9.946495 Prob. Chi-Square(2) 0.0069

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 10/20/13 Time: 15:26

Sample: 1 114

Included observations: 114

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.042846 0.007256 5.904947 0

D_YIELD -0.356463 0.09949 -3.58288 0.0005

PAYOUT 0.01649 0.010093 1.633872 0.1051

R-squared 0.104044 Mean dependent var 0.02765

Adjusted R-squared 0.087901 S.D. dependent var 0.036939

S.E. of regression 0.035278 Akaike info criterion -3.825155

Sum squared resid 0.138143 Schwarz criterion -3.75315

Log likelihood 221.0339 Hannan-Quinn criter. -3.795932

F-statistic 6.445014 Durbin-Watson stat 2.275284

0.002249

Prob(F-statistic) Nguồn: Tác giả tính toán

Theo Breusch – Pagan Test, để tính W_1j chúng ta thực hiện như sau:

Hồi qui mô hình (1) chúng ta có được phần dư resid_2bienj Tạo biến Xj = (resid_2bienj)2

Tiếp tục hồi qui phụ mô hình sau:

Xj = a1 + a2D_YIELDj + a3PAYOUTj + εj (1'')

Từ kết quả hồi qui phụ này, ta có được biến Xfj là giá trị dự báo của Xj.

Tạo biến X_1j = Xfj > 0, tức là X_1j = 1 nếu Xfj > 0, ngược lại thì X_1j = 0.

Tạo biến X_2j = (X_1j * Xfj) + ((1 – X_1j) * Xj). Cuối cùng

Bảng 4.6: Kết quả hồi qui mô hình 1 theo phương pháp WLS

Dependent Variable: P_VOL

Method: Least Squares

Date: 10/20/13 Time: 16:06

Sample: 1 114

Included observations: 114

Weighting series: W_1

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 1.032039 0.036407 28.34757 0

D_YIELD -1.129893 0.371693 -3.039859 0.003

PAYOUT -0.029796 0.058343 -0.510712 0.6106

Weighted Statistics

R-squared 0.11184 Mean dependent var 0.929988

Adjusted R-squared 0.095837 S.D. dependent var 0.345517

S.E. of regression 0.152174 Akaike info criterion -0.90162

Sum squared resid 2.570432 Schwarz criterion -0.82961

Log likelihood 54.39211 Hannan-Quinn criter. -0.87239

F-statistic 6.988709 Durbin-Watson stat 2.239142

Prob(F-statistic) 0.001384

Unweighted Statistics

R-squared 0.052147 Mean dependent var 0.943128

Adjusted R-squared 0.035069 S.D. dependent var 0.171705

S.E. of regression 0.168667 Sum squared resid 3.157793

2.352795

Durbin-Watson stat Nguồn: Tác giả tính toán

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 1 có trọng

số theo Breusch – Pagan Test

Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey

F-statistic 0.806282 Prob. F(2,111) 0.4491

Obs*R-squared 1.632431 Prob. Chi-Square(2) 0.4421

Scaled explained SS 1.608459 Prob. Chi-Square(2) 0.4474

Test Equation:

Dependent Variable: WGT_RESID^2

Method: Least Squares

Date: 10/20/13 Time: 16:13

Sample: 1 114

Included observations: 114

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.020246 0.005147 3.933679 0.0001

D_YIELD*WGT 0.07384 0.066875 1.104146 0.2719

PAYOUT*WGT -0.006724 0.013437 -0.500375 0.6178

R-squared 0.01432 Mean dependent var 0.022548

Adjusted R-squared -0.00344 S.D. dependent var 0.032651

S.E. of regression 0.032707 Akaike info criterion -3.97647

Sum squared resid 0.118744 Schwarz criterion -3.90447

-3.94725 Log likelihood 229.659 Hannan-Quinn criter.

F-statistic 0.806282 Durbin-Watson stat 2.239833

0.449113

Prob(F-statistic) Nguồn: Tác giả tính toán

Chúng ta tiến hành kiểm định mô hình 1 với trọng số W_1j với mức ý nghĩa 5%, với

giả thuyết như sau:

H0: aj = 0 tức là biến độc lập không tác động đến biến phụ thuộc

H1: aj ≠ 0 tức là biến độc lập có tác động đến biến phụ thuộc.

Ngoài ra chúng ta cũng tiếp tục kiểm định lại phương sai sai số thay đổi của mô

hình hồi qui (1) với trọng số W_1j. Vì hiện tượng này vẫn có thể không khắc phục

được hết trong thực tế. Kết quả được trình bày trong bảng 4.7 cho thấy phương sai

sai số đã không đổi vì Prob. Chi-Square(2) = 0.4421 > 0.05.

Với bảng 4.6 ta thấy sau khi thực hiện hồi qui mô hình (1) với trọng số W_1j, R2

thay đổi đáng kể từ 0.05385 (bảng 4.3) lên 0.11184 (bảng 4.6). Mặc dù cả hai đều

thấp nhưng chúng ta vẫn có thể chấp nhận được vì mục đích của bài nghiên cứu là

đi tìm mối quan hệ giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc nên chúng ta chỉ chú ý đến các hệ số hồi qui có khác 0 và có ý nghĩa thống kê hay không. R2 cao sẽ tốt hơn

đối với những mô hình vì mục đích dự báo.

Theo kết quả hồi qui mô hình 1 với trọng số W_1 (bảng 4.6), ta thấy biến động giá

cổ phiếu và tỷ suất cổ tức có mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa (-1.129893) với

p-value = 0.003. Có nghĩa là với điều kiện các biến độc lập khác không đổi thì tỷ

suất cổ tức tăng lên 1 đơn vị thì biến động giá cổ phiếu sẽ giảm 1.129893 đơn vị.

Điều này phù hợp với lý thuyết và kỳ vọng của chúng ta. Mối quan hệ giữa biến

động giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả cổ tức là ngược chiều (-0.029796) nhưng lại không

có ý nghĩa thống kê với p-value = 0.6106. Nếu so sánh với kết quả hồi qui mô hình

(1) theo OLS (bảng 4.3) thì các biến D_YIELD và PAYOUT đều có mối quan hệ

ngược chiều với P_VOL, mặc dù giá trị p-value có giảm nhưng chỉ có D_YIELD có

ý nghĩa thống kê, PAYOUT thì không. Kết quả này hoàn toàn trái ngược với kết

quả nghiên cứu của Hussainey và cộng sự (2011) (biến động giá cổ phiếu và tỷ suất

cổ tức có mối quan hệ cùng chiều không có ý nghĩa, mối quan hệ giữa biến động giá

cổ phiếu và tỷ lệ chi trả cổ tức là ngược chiều và có ý nghĩa thống kê). Mặc khác kết

quả này lại phù hợp với kết quả nghiên cứu của Mohammad Hashemijoo và cộng sự

(2012).

4.4. Kết quả hồi qui mô hình 2:

Khi thực hiện hồi qui mô hình 2. Chúng ta cũng tiến hành các bước tương tự như

trên. Trước hết chúng ta hồi qui mô hình 2 theo phương pháp OLS. Bảng 4.8 cho

kết quả là tỷ suất cổ tức và qui mô công ty có mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa

với biến động giá cổ phiếu. Biến động thu nhập có mối quan hệ cùng chiều có ý

nghĩa với biến động giá cổ phiếu.

Bảng 4.8: Kết quả hồi qui mô hình 2 theo phương pháp OLS

Dependent Variable: P_VOL

Method: Least Squares

Date: 10/07/13 Time: 00:37

Sample: 1 114

Included observations: 114

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 2.067025 0.330745 6.249608 0

D_YIELD -1.357452 0.458428 -2.961106 0.0038

PAYOUT -0.00588 0.045531 -0.129152 0.8975

SIZE -0.095423 0.028522 -3.345639 0.0011

E_VOL 1.438646 0.383612 3.75026 0.0003

DEBT 0.20048 0.105589 1.898685 0.0603

GROWTH -0.014353 0.124589 -0.115203 0.9085

R-squared 0.231989 Mean dependent var 0.943128

Adjusted R-squared 0.188922 S.D. dependent var 0.171705

S.E. of regression 0.154637 Akaike info criterion -0.83604

Sum squared resid 2.558648 Schwarz criterion -0.66802

Log likelihood 54.65402 Hannan-Quinn criter. -0.76785

F-statistic 5.386806 Durbin-Watson stat 2.186179

0.000068

Prob(F-statistic) Nguồn: Tác giả tính toán

Bảng 4.9: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến của mô hình 2

Biến phụ thuộc R2 VIF

phụ

D_YIELD 0.237687 1.311797123

PAYOUT 0.204721 1.257420352

SIZE 0.274425 1.378217276

E_VOL 0.069578 1.074781121

DEBT 0.126707 1.145091052

GROWTH 0.2573

1.34643867 Nguồn: tác giả tính toán

Sau đó, chúng ta kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách hồi qui OLS từng

biến độc lập bất kỳ với các biến độc lập còn lại của mô hình 2. Bảng 4.9 cho kết quả

không có hiện tượng đa cộng tuyến vì các VIF đều nhỏ hơn 10.

Chúng ta tiếp tục tiến hành kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 2. Với

kiểm định Breusch - Pagan Test cho kết quả ở bảng 4.10 là phương sai sai số của

mô hình 2 thay đổi với Prob. Chi-Square(6) = 0.0044 < 0.05 (mức ý nghĩa).

Chúng ta sẽ sử dụng phương pháp bình phương bé nhất có trọng số (Weighted Least

Squares) để khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi này. Tương tự chúng

ta sẽ hồi qui mô hình 2 với trọng số W_2j.

Theo Breudch - pagan Test, để tính W_2j chúng ta thực hiện như sau:

Hồi qui mô hình (2) chúng ta có được phần dư resid_6bienj. Tạo biến Yj = (resid_6bienj)2.

Tiếp tục hồi qui phụ mô hình sau:

Yj = a1 + a2D_YIELDj + a3PAYOUTj + a4SIZEj + a5E_VOLj + a6DEBTj +

a7GROWTHj + εj (2'')

Từ kết quả hồi qui phụ mô hình (2''), ta có được biến Yfj là giá trị dự báo của Yj.

Tạo biến Y_1j = Yfj > 0, tức là Y_1j = 1 nếu Yfj > 0, ngược lại thì Y_1j = 0.

Tạo biến Y_2j = (Y_1j * Yfj) + ((1 – Y_1j) * Yj). Cuối cùng

Bảng 4.10: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 2 theo

Breusch - Pagan Test

Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey

F-statistic 3.536376 Prob. F(6,107) 0.0031

Obs*R-squared 18.86534 Prob. Chi-Square(6) 0.0044

Scaled explained SS 14.28193 Prob. Chi-Square(6) 0.0266

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 10/20/13 Time: 16:23

Sample: 1 114

Included observations: 114

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.064556 0.059342 1.087861 0.2791

D_YIELD -0.349782 0.08225 -4.252646 0

PAYOUT 0.023592 0.008169 2.887918 0.0047

SIZE -0.002659 0.005117 -0.519668 0.6044

E_VOL 0.05288 0.068827 0.768302 0.444

DEBT -0.02231 0.018945 -1.177666 0.2415

GROWTH 0.002055 0.022354 0.091925 0.9269

R-squared 0.165485 Mean dependent var 0.022444

Adjusted R-squared 0.11869 S.D. dependent var 0.029554

S.E. of regression 0.027745 Akaike info criterion -4.27211

Sum squared resid 0.082365 Schwarz criterion -4.10409

Log likelihood 250.51 Hannan-Quinn criter. -4.20392

F-statistic 3.536376 Durbin-Watson stat 2.142952

0.003117

Prob(F-statistic) Nguồn: Tác giả tính toán

Bảng 4.11: Kết quả hồi qui mô hình 2 theo phương pháp WLS

Dependent Variable: P_VOL

Method: Least Squares

Date: 10/20/13 Time: 16:35

Sample: 1 114

Included observations: 114

Weighting series: W_2

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 2.255029 0.325237 6.933506 0

D_YIELD -1.293749 0.380233 -3.402517 0.0009

PAYOUT -0.100528 0.053823 -1.867765 0.0645

SIZE -0.108117 0.027541 -3.925737 0.0002

E_VOL 1.267836 0.422139 3.003358 0.0033

DEBT 0.341953 0.085174 4.014739 0.0001

GROWTH -0.046403 0.106422 -0.436027 0.6637

Weighted Statistics

R-squared 0.390403 Mean dependent var 0.930852

Adjusted R-squared 0.35622 S.D. dependent var 0.491658

S.E. of regression 0.140901 Akaike info criterion -1.02208

Sum squared resid 2.124291 Schwarz criterion -0.85406

Log likelihood 65.25835 Hannan-Quinn criter. -0.95389

F-statistic 11.42097 Durbin-Watson stat 2.107391

Prob(F-statistic) 0

Unweighted Statistics

R-squared 0.181263 Mean dependent var 0.943128

Adjusted R-squared 0.135352 S.D. dependent var 0.171705

S.E. of regression 0.159662 Sum squared resid 2.727643

2.230352

Durbin-Watson stat Nguồn: Tác giả tính toán

Bảng 4.12: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 2 có

trọng số theo Harvey Godfrey Test

Heteroskedasticity Test: Harvey

F-statistic 1.005037 Prob. F(6,107) 0.426

Obs*R-squared 6.08196 Prob. Chi-Square(6) 0.4141

Scaled explained SS 4.441103 Prob. Chi-Square(6) 0.6172

Test Equation:

Dependent Variable: LWRESID2

Method: Least Squares

Date: 10/20/13 Time: 16:44

Sample: 1 114

Included observations: 114

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -6.443976 1.025615 -6.283033 0

D_YIELD*WGT -14.77466 11.90824 -1.240709 0.2174

PAYOUT*WGT 0.843178 1.151915 0.731979 0.4658

SIZE*WGT 0.168345 0.131971 1.275621 0.2049

E_VOL*WGT 7.626553 5.912044 1.290003 0.1998

DEBT*WGT 0.3728 1.377433 0.270648 0.7872

GROWTH*WGT -1.285037 1.426434 -0.900874 0.3697

R-squared 0.053351 Mean dependent var -5.08552

Adjusted R-squared 0.000267 S.D. dependent var 1.906653

S.E. of regression 1.906398 Akaike info criterion 4.187746

Sum squared resid 388.876 Schwarz criterion 4.355758

Log likelihood -231.7015 Hannan-Quinn criter. 4.255933

F-statistic 1.005037 Durbin-Watson stat 1.624493

0.426007

Prob(F-statistic) Nguồn: Tác giả tính toán

Chúng ta vẫn không bỏ qua việc kiểm định lại phương sai sai số thay đổi mô hình

(2) với trọng số W_2j. Kết quả này được trình bày trong bảng 4.12. Theo Harvey

Godfrey Test, kết quả cho thấy phương sai sai số không đổi ở mức ý nghĩa 5%

(Prob. Chi-Square(6) = 0.4141 > 0.05).

Với mức ý nghĩa 5% kết quả ở bảng 4.11 cho ta thấy R2 thay đổi đáng kể so với kết quả ở bảng 4.8 từ 0.231989 lên 0.390403, và ta có thể thấy rõ R2 tốt hơn khi đưa

thêm vào các biến kiểm soát (0.390403 > 0.11184).

Theo kết quả hồi qui bảng 4.11, mối quan hệ ngược chiều và có ý nghĩa giữa biến

động giá cổ phiếu và tỷ suất cổ tức (-1.293749) vẫn được duy trì. Mối quan hệ

ngược chiều giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả cổ tức (-0.100528) vẫn

được duy trì nhưng cũng không có ý nghĩa thống kê, nếu xét mức ý nghĩa 10% thì

mối quan hệ này là có ý nghĩa vì p-value = 0.0645. Ngoài ra bảng 4.11 còn cho thấy

mối quan hệ ngược chiều (-0.108117) có ý nghĩa giữa biến động giá cổ phiếu và qui

mô công ty cho thấy các công ty lớn thì giá cổ phiếu ít biến động hơn. Hơn nữa

cũng phù hợp với mong đợi của chúng ta biến động giá cổ phiếu và biến động thu

nhập có mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa (1.267836) ngụ ý là các công ty biến

động nhiều trong thu nhập thì giá cổ phiếu của công ty sẽ biến động nhiều hơn bởi

vì biến động thu nhập cao cho thấy rủi ro cao. Thêm nữa mối quan hệ cùng chiều có

ý nghĩa giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ nợ trên tổng tài sản cũng phù hợp với

mong đợi của chúng ta (0.341953) cho thấy công ty có nhiều nợ, rủi ro sẽ cao hơn,

giá cổ phiếu biến động nhiều hơn. Kết quả này phù hợp với Hussainey và cộng sự

(2011), Mohammad Hashemijoo và cộng sự (2012). Giữa biến động giá cổ phiếu và

tỷ lệ tăng trưởng có mối quan hệ ngược chiều nhưng không có ý nghĩa thống kê.

Mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả cổ tức liên tục không có ý

nghĩa thống kê, đồng thời mối tương quan giữa tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức

là cao. Vì vậy để khám phá kết quả mới hơn chúng ta hồi qui mô hình 2 chỉ dùng

một trong hai biến D_YIELD hoặc PAYOUT đại diện cho chính sách cổ tức.

4.5. Kết quả hồi qui mô hình 2 với biến PAYOUT đại diện cho chính sách cổ

tức:

Bảng 4.13: Kết quả hồi qui mô hình 4 theo phương pháp OLS

Dependent Variable: P_VOL Method: Least Squares

Date: 10/10/13 Time: 10:45 Sample: 1 114 Included observations: 114

Variable C PAYOUT SIZE E_VOL Coefficient 1.763355 -0.055451 -0.074934 1.414335 Std. Error 0.325556 0.043838 0.028647 0.397078 t-Statistic 5.416438 -1.264903 -2.615752 3.561859 Prob. 0 0.2086 0.0102 0.0005

2.237869 -0.245674

0.242432 DEBT -0.031655 GROWTH 0.169054 R-squared Adjusted R-squared 0.130584 0.108332 0.12885 Mean dependent var S.D. dependent var 0.0273 0.8064 0.943128 0.171705

0.160102 2.768317 50.16467 4.394457 0.001111 Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. Durbin-Watson stat -0.77482 -0.63081 -0.71637 2.073592

S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Nguồn: Tác giả tính toán

Bảng 4.14: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến của mô hình 4

Biến phụ thuộc PAYOUT SIZE E_VOL DEBT GROWTH

phụ 0.080407 0.229053 0.069152 0.110696 0.255663

VIF 1.087438 1.297106 1.074289 1.124475 1.343477 Nguồn: Tác giả tính toán

Bảng 4.15: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 4 theo

Breusch - Pagan Test

Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey

F-statistic 0.86308 Prob. F(5,108) 0.5085

Obs*R-squared 4.380125 Prob. Chi-Square(5) 0.4961

Scaled explained SS 3.324049 Prob. Chi-Square(5) 0.6502

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 10/20/13 Time: 16:57

Sample: 1 114

Included observations: 114

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -0.043243 0.064693 -0.668431 0.5053

PAYOUT 0.011812 0.008711 1.355987 0.1779

SIZE 0.00569 0.005693 0.999518 0.3198

E_VOL 0.027044 0.078906 0.342736 0.7325

DEBT -0.016526 0.021527 -0.767681 0.4444

GROWTH -0.022522 0.025605 -0.879609 0.381

R-squared 0.038422 Mean dependent var 0.024283

Adjusted R-squared -0.006095 S.D. dependent var 0.031718

S.E. of regression 0.031815 Akaike info criterion -4.00657

Sum squared resid 0.109316 Schwarz criterion -3.86256

Log likelihood 234.3745 Hannan-Quinn criter. -3.94812

F-statistic 0.86308 Durbin-Watson stat 2.041018

0.508507

Prob(F-statistic) Nguồn: Tác giả tính toán

P_VOLj = a1 + a2PAYOUTj + a3SIZEj + a4E_VOLj + a5DEBTj + a6GROWTHj + ej (4)

Chúng ta thực hiện hồi qui OLS mô hình sau:

Theo bảng 4.13, qui mô công ty có mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa với biến

động giá cổ phiếu, biến động thu nhập và tỷ lệ nợ trên tổng tài sản có mối quan hệ

cùng chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu.

Bảng 4.14 với kết quả các giá trị VIF đều nhỏ hơn 10 cho thấy mô hình 4 không có

hiện tượng đa cộng tuyến.

Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 4 được trình bày ở bảng

4.15. Bảng này cho thấy phương sai sai số là không đổi vì Prob. Chi-Square(5) =

0.4961 > 0.05.

Như chúng ta đã thấy trong các bảng kết quả trước đây mối quan hệ giữa tỷ lệ chi

trả cổ tức và biến động giá cổ phiếu luôn ngược chiều và không có ý nghĩa và khi

kiểm định mô hình 4 (bảng 4.13) cũng cho thấy kết quả tương tự.

4.6. Kết quả hồi qui mô hình 2 với biến D_YIELD đại diện cho chính sách cổ

tức:

P_VOLj = a1 + a2D_YIELDj + a3SIZEj + a4E_VOLj + a5DEBTj + a6GROWTHj + ej (5)

Bảng 4.16 thể hiện kết quả hồi qui OLS của mô hình sau:

Theo kết quả hồi qui OLS ban đầu (bảng 4.16) cho thấy tỷ suất cổ tức và qui mô

công ty có mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu. Ngược

lại biến động thu nhập có mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ

phiếu.

Vì tất cả các giá trị VIF trong bảng 4.17 đều nhỏ hơn 10 cho thấy mô hình 5 không

có hiện tượng đa cộng tuyến.

Thực hiện kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 5. Kết quả tại bảng

4.18 cho thấy phương sai sai số của mô hình có thay đổi vì Prob. Chi-Square(5) =

0.0413 < 0.05.

Xử lý phương sai thay đổi bằng cách hồi qui mô hình 5 với trọng số W_5j. Tương tự

theo Breusch - Pagan Test để tính W_5j chúng ta thực hiện như sau:

Hồi qui mô hình 5 chúng ta có được phần dư resid_5bienj Tạo biến Zj = (resid_5bienj)2. Tiếp tục hồi qui phụ mô hình sau:

Zj = a1 + a2D_YIELDj + a3SIZEj + a4E_VOLj + a5DEBTj + a6GROWTHj + εj (5'')

Từ kết quả hồi qui phụ này, ta có được biến Zfj là giá trị dự báo của Zj.

Tạo biến Z_1j = Zfj > 0, tức là Z_1j = 1 nếu Zfj > 0, ngược lại thì Z_1j = 0.

Tạo biến Z_2j = (Z_1j * Zfj) + ((1 – Z_1j) * Zj). Cuối cùng

Bảng 4.16: Kết quả hồi qui mô hình 5 theo phương pháp OLS

Dependent Variable: P_VOL

Method: Least Squares

Date: 10/10/13 Time: 10:51

Sample: 1 114

Included observations: 114

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 2.066463 0.329207 6.277091 0

D_YIELD -1.379221 0.424372 -3.250031 0.0015

SIZE -0.095564 0.02837 -3.368432 0.001

E_VOL 1.443917 0.379694 3.802839 0.0002

DEBT 0.200115 0.105069 1.904597 0.0595

GROWTH -0.011255 0.1217 -0.092481 0.9265

R-squared 0.231869 Mean dependent var 0.943128

Adjusted R-squared 0.196307 S.D. dependent var 0.171705

S.E. of regression 0.153931 Akaike info criterion -0.85342

Sum squared resid 2.559047 Schwarz criterion -0.70941

Log likelihood 54.64514 Hannan-Quinn criter. -0.79498

F-statistic 6.520197 Durbin-Watson stat 2.184132

0.000025

Prob(F-statistic) Nguồn: Tác giả tính toán

Bảng 4.17: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến của mô hình 5

Biến phụ thuộc R2 VIF

phụ

D_YIELD 0.118526 1.134463

SIZE 0.273355 1.376188

E_VOL 0.058925 1.062615

DEBT 0.12608 1.144269

GROWTH 0.228707

1.296524 Nguồn: Tác giả tính toán

Kết quả hồi qui mô hình 5 với trọng số W_5j được thể hiện trong bảng 4.19.

Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 5 với trọng số W_5j được

trình bày ở bảng 4.20, bảng này cho thấy phương sai sai số đã không đổi vì Prob.

Chi-Square(5) = 0.5869 > 0.05.

Theo bảng 4.19, chúng ta lại thấy tỷ suất cổ tức, qui mô công ty có mối quan hệ

ngược chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu. Ngược lại biến động thu nhập

có mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu. Tỷ lệ nợ trên tổng

tài sản và tỷ lệ tăng trưởng có mối quan hệ cùng chiều không có ý nghĩa với biến

động giá cổ phiếu.

Mặc dù chỉ dùng một trong hai biến tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức để đại diện

cho chính sách cổ tức khi hồi qui mô hình 4 và 5, ta vẫn thấy rằng chỉ có tỷ suất cổ

tức có mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu, tỷ lệ chi trả

cổ tức thì không. Từ đó ta có thể kết luận là kết quả này không phụ thuộc vào mối

tương quan cao giữa biến tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức.

Bảng 4.18: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 5 theo

Breusch - Pagan Test

Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey

F-statistic 2.437386 Prob. F(5,108) 0.0391

Obs*R-squared 11.55958 Prob. Chi-Square(5) 0.0413

Scaled explained SS 8.851283 Prob. Chi-Square(5) 0.1151

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 10/20/13 Time: 17:07

Sample: 1 114

Included observations: 114

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.067009 0.061076 1.097143 0.275

D_YIELD -0.263201 0.078731 -3.343049 0.0011

SIZE -0.002109 0.005263 -0.400778 0.6894

E_VOL 0.032211 0.070442 0.457271 0.6484

DEBT -0.020291 0.019493 -1.040971 0.3002

GROWTH -0.010534 0.022578 -0.466562 0.6418

R-squared 0.1014 Mean dependent var 0.022448

Adjusted R-squared 0.059798 S.D. dependent var 0.029452

S.E. of regression 0.028558 Akaike info criterion -4.22257

Sum squared resid 0.088079 Schwarz criterion -4.07856

Log likelihood 246.6867 Hannan-Quinn criter. -4.16413

F-statistic 2.437386 Durbin-Watson stat 2.191936

0.039059

Prob(F-statistic) Nguồn: Tác giả tính toán

Bảng 4.19: Kết quả hồi qui mô hình 5 theo phương pháp WLS

Dependent Variable: P_VOL

Method: Least Squares

Date: 10/20/13 Time: 17:18

Sample: 1 114

Included observations: 114

Weighting series: W_5

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 2.39936 0.315836 7.596851 0

D_YIELD -1.611719 0.340147 -4.738309 0

SIZE -0.124242 0.026983 -4.60446 0

E_VOL 1.492035 0.412808 3.614352 0.0005

DEBT 0.138428 0.083164 1.664522 0.0989

GROWTH 0.110707 0.105852 1.045867 0.298

Weighted Statistics

R-squared 0.285159 Mean dependent var 0.930684

Adjusted R-squared 0.252064 S.D. dependent var 0.34229

S.E. of regression 0.140302 Akaike info criterion -1.03885

Sum squared resid 2.125929 Schwarz criterion -0.89484

Log likelihood 65.21441 Hannan-Quinn criter. -0.9804

F-statistic 8.616499 Durbin-Watson stat 2.053104

Prob(F-statistic) 0.000001

Unweighted Statistics

R-squared 0.217928 Mean dependent var 0.943128

Adjusted R-squared 0.181721 S.D. dependent var 0.171705

S.E. of regression 0.155322 Sum squared resid 2.605491

2.153253

Durbin-Watson stat Nguồn: Tác giả tính toán

Bảng 4.20: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 5 có

trọng số theo Breusch - Pagan Test

Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey

F-statistic 0.733409 Prob. F(5,108) 0.5999

Obs*R-squared 3.743655 Prob. Chi-Square(5) 0.5869

Scaled explained SS 3.58549 Prob. Chi-Square(5) 0.6105

Test Equation:

Dependent Variable: WGT_RESID^2

Method: Least Squares

Date: 10/20/13 Time: 17:24

Sample: 1 114

Included observations: 114

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.023889 0.021601 1.105903 0.2712

D_YIELD*WGT 0.096861 0.165832 0.584093 0.5604

SIZE*WGT -0.001152 0.00323 -0.356541 0.7221

E_VOL*WGT -0.091243 0.080773 -1.12962 0.2611

DEBT*WGT 0.011081 0.02349 0.47175 0.6381

GROWTH*WGT 0.017532 0.023128 0.758075 0.4501

R-squared 0.032839 Mean dependent var 0.018648

Adjusted R-squared -0.011937 S.D. dependent var 0.027364

S.E. of regression 0.027527 Akaike info criterion -4.29612

Sum squared resid 0.081834 Schwarz criterion -4.1521

Log likelihood 250.8785 Hannan-Quinn criter. -4.23767

F-statistic 0.733409 Durbin-Watson stat 2.226623

0.599949

Prob(F-statistic) Nguồn: Tác giả tính toán

4.7. Kết quả hồi qui mô hình 3:

Mô hình 3 cải tiến hơn mô hình 2 bằng cách đưa thêm biến giả ngành công nghiệp

để quan sát thêm biến động giá cổ phiếu có khác nhau giữa hai nhóm ngành công

nghiệp và dịch vụ. Hồi qui mô hình 3 theo phương pháp OLS cho ta kết quả ở bảng

4.21. Kết quả ban đầu cho thấy không có sự khác biệt về biến động giá cổ phiếu

giữa các công ty thuộc nhóm ngành công nghiệp và dịch vụ vì p-value của biến

DUM = 0.0567 > 0.05.

Bảng 4.21: Kết quả hồi qui mô hình 3 theo phương pháp OLS

Dependent Variable: P_VOL

Method: Least Squares

Date: 10/20/13 Time: 15:46

Sample: 1 114

Included observations: 114

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 2.163071 0.330412 6.546579 0

D_YIELD -1.464564 0.456125 -3.210881 0.0018

PAYOUT -0.006287 0.044965 -0.13981 0.8891

SIZE -0.102086 0.028378 -3.597347 0.0005

E_VOL 1.368898 0.380566 3.597007 0.0005

DEBT 0.215372 0.104562 2.05976 0.0419

GROWTH 0.010297 0.123702 0.083239 0.9338

DUM -0.070521 0.0366 -1.926779 0.0567

R-squared 0.257977 0.943128 Mean dependent var

0.171705 Adjusted R-squared 0.208975 S.D. dependent var

-0.85292 S.E. of regression 0.152713 Akaike info criterion

-0.6609 Sum squared resid 2.472068 Schwarz criterion

-0.77499 Log likelihood 56.61619 Hannan-Quinn criter.

2.220332 F-statistic 5.264666 Durbin-Watson stat

0.000035

Prob(F-statistic) Nguồn: Tác giả tính toán

Tương tự các mô hình trên ta thực hiện kiểm định đa cộng tuyến bằng cách hồi qui

phụ từng biến độc lập với tất cả các biến độc lập còn lại. Theo bảng 4.22 tất cả các

giá trị VIF đều nhỏ hơn 10 nên ta có thể kết luận là mô hình 3 không có hiện tượng

đa cộng tuyến.

Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 3 được trình bày trong

bảng 4.23. Với Prob. Chi-Square(7) = 0.0029 < 0.05 cho thấy phương sai sai số có

thay đổi.

Bảng 4.22: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến của mô hình 3

Biến phụ thuộc R2 VIF

phụ

D_YIELD 0.249011 1.331577

PAYOUT 0.204739 1.257449

SIZE 0.285202 1.398997

E_VOL 0.077996 1.084594

DEBT 0.131478 1.151381

GROWTH 0.265244 1.360996

DUM 0.051758

1.054583 Nguồn: Tác giả tính toán

Tiếp tục xử lý phương sai sai số thay đổi bằng cách hồi qui mô hình 3 với trọng số

W_3j. Theo Breusch – Pagan Test ta hồi qui mô hình 3 có được phần dư resid_7bienj, tạo biến Tj = (resid_7bienj)2. Thực hiện hồi qui phụ mô hình:

Tj = a1 + a2D_YIELDj + a3PAYOUTj + a4SIZEj + a5E_VOLj + a6DEBTj +

a7GROWTHj + a8DUMj + εj (3'')

Từ kết quả hồi qui phụ này, ta có được biến Tfj là giá trị dự báo của Tj.

Tạo biến T_1j = Tfj > 0, tức là T_1j = 1 nếu Tfj > 0, ngược lại thì T_1j = 0.

. Tạo biến T_2j = (T_1j * Tfj) + ((1 – T_1j) * Tj). Cuối cùng

Bảng 4.23: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 3 theo

Breusch - Pagan Test

Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey

F-statistic 3.550964 Prob. F(7,106) 0.0018

Obs*R-squared 21.65474 Prob. Chi-Square(7) 0.0029

explained 15.03693 Prob. Chi-Square(7) 0.0355 Scaled SS

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 10/20/13 Time: 17:51

Sample: 1 114

Included observations: 114

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.046514 0.055502 0.838069 0.4039

D_YIELD -0.334455 0.076619 -4.365191 0

PAYOUT 0.024251 0.007553 3.210778 0.0018

SIZE -0.001076 0.004767 -0.225706 0.8219

E_VOL 0.050639 0.063926 0.792141 0.43

DEBT -0.023917 0.017564 -1.361737 0.1762

GROWTH -0.010939 0.020779 -0.526426 0.5997

DUM 0.000161 0.006148 0.026231 0.9791

R-squared 0.189954 Mean dependent var 0.021685

Adjusted R-squared 0.13646 S.D. dependent var 0.027605

S.E. of regression 0.025652 Akaike info criterion -4.42077

Sum squared resid 0.069752 Schwarz criterion -4.22876

Log likelihood 259.9841 Hannan-Quinn criter. -4.34285

F-statistic 3.550964 Durbin-Watson stat 2.133174

0.001814

Prob(F-statistic) Nguồn: Tác giả tính toán

Bảng 4.24: Kết quả hồi qui mô hình 3 theo phương pháp WLS

Dependent Variable: P_VOL

Method: Least Squares

Date: 10/20/13 Time: 18:02

Sample: 1 114

Included observations: 114

Weighting series: W_3

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 2.345729 0.322806 7.266682 0

D_YIELD -1.26067 0.362115 -3.481412 0.0007

PAYOUT -0.08958 0.053227 -1.682965 0.0953

SIZE -0.11562 0.027174 -4.254882 0

E_VOL 1.182766 0.402195 2.940775 0.004

DEBT 0.338912 0.082392 4.113399 0.0001

GROWTH 0.013068 0.089769 0.14557 0.8845

0.0108 DUM -0.083888 0.032331 -2.594658

Weighted Statistics

R-squared 0.380224 Mean dependent var 0.934228

Adjusted R-squared 0.339295 S.D. dependent var 0.580145

S.E. of regression 0.134809 Akaike info criterion -1.10232

Sum squared resid 1.926389 Schwarz criterion -0.91031

Log likelihood 70.83243 Hannan-Quinn criter. -1.0244

F-statistic 9.289934 Durbin-Watson stat 2.111834

Prob(F-statistic) 0

Unweighted Statistics

R-squared 0.220044 Mean dependent var 0.943128

Adjusted R-squared 0.168538 S.D. dependent var 0.171705

S.E. of regression 0.156568 Sum squared resid 2.598441

2.250469

Durbin-Watson stat Nguồn: Tác giả tính toán

Bảng 4.25: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 3 có

trọng số theo Breusch - Pagan Test

Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey

F-statistic 1.380116 Prob. F(7,106) 0.2213

Obs*R-squared 9.522091 Prob. Chi-Square(7) 0.2173

Scaled explained SS 8.870296 Prob. Chi-Square(7) 0.2621

Test Equation:

Dependent Variable: WGT_RESID^2

Method: Least Squares

Date: 10/20/13 Time: 18:11

Sample: 1 114

Included observations: 114

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.011356 0.012759 0.890011 0.3755

D_YIELD*WGT 0.013472 0.15782 0.085362 0.9321

PAYOUT*WGT -0.0075 0.015064 -0.497868 0.6196

SIZE*WGT 0.001293 0.001865 0.693161 0.4897

E_VOL*WGT -0.095946 0.074076 -1.295247 0.198

DEBT*WGT 0.006571 0.018668 0.351987 0.7255

GROWTH*WGT -0.014559 0.01816 -0.801683 0.4245

DUM*WGT -0.006383 0.005966 -1.069808 0.2871

R-squared 0.083527 Mean dependent var 0.016898

Adjusted R-squared 0.023005 S.D. dependent var 0.024915

S.E. of regression 0.024627 Akaike info criterion -4.50234

Sum squared resid 0.064289 Schwarz criterion -4.31032

Log likelihood 264.6332 Hannan-Quinn criter. -4.42441

F-statistic 1.380116 Durbin-Watson stat 2.154651

0.221257

Prob(F-statistic) Nguồn: Tác giả tính toán

Chúng ta tiến hành kiểm định mô hình 3 với trọng số W_3j, mức ý nghĩa 5% cho ta

kết quả ở bảng 4.24. Bảng 4.24 cho thấy tỷ suất cổ tức và qui mô công ty tiếp tục có

mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu. Ngược lại, biến

động thu nhập và tỷ lệ nợ trên tổng tài sản có mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa

với biến động giá cổ phiếu. Với mức ý nghĩa 10% thì tỷ lệ chi trả cổ tức mới có mối

quan hệ ngược chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu. Tác động của tỷ lệ tăng

trưởng hoàn toàn không có ý nghĩa đến biến động giá cổ phiếu. Có sự khác biệt về

biến động giá cổ phiếu giữa các công ty thuộc lĩnh vực sản xuất và dịch vụ.

Tiếp tục kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình 3 khi hồi qui với trọng

số W_3j. Bảng 4.25 cho ta kết quả phương sai sai số không đổi ở mức ý nghĩa 5% vì

Prob. Chi-Square(7) = 0.2173 > 0.05.

Từ các kết quả hồi qui theo phương pháp WLS của mô hình 1, 2 và 3 ta tiến hành

lựa chọn mô hình có khả năng giải thích tốt nhất mối quan hệ giữa biến động giá cổ

phiếu và chính sách cổ tức. Kết quả này được thể hiện ở bảng 4.26:

Bảng 4.26: Bảng so sánh các tiêu chí lựa chọn mô hình

Schwarz criterion Kết quả hồi qui theo phương pháp WLS Akaike info criterion Adjusted R-squared

Mô hình 1 0.095837 -0.90162 -0.82961

Mô hình 2 0.35622 -1.02208 -0.85406

0.339295 -1.10232 -0.91031

Mô hình 3 Nguồn: Tác giả tính toán

Dựa vào bảng 4.26, ta thấy mặc dù Adjusted R-squared của mô hình 2 là cao nhất,

nhưng mô hình 3 có Akaike info criterion và Schwarz criterion là thấp nhất. Hơn

nữa ta cũng tìm thấy kết quả là có sự khác biệt về biến động giá cổ phiếu của các

công ty thuộc lĩnh vực sản xuất và dịch vụ, vì vậy có thể kết luận khả năng giải

thích của mô hình 3 là cao nhất.

Từ kết quả hồi qui cho thấy tỷ suất cổ tức và qui mô công ty có ảnh hưởng ngược

chiều ý nghĩa đến biến động giá cổ phiếu, biến động thu nhập và tỷ lệ nợ trên tổng

tài sản có mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu. Phù hợp

với Baskin (1989), mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa giữa tỷ suất cổ tức và biến

động giá cổ phiếu là mạnh nhất. Và điều này cũng ngược lại với kết quả của Allen

và Rachim (1996). Mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả cổ tức

luôn ngược chiều và không có ý nghĩa thống kê, điều này trái ngược với kết quả của

Baskin (1989) và Allen và Rachim (1996). Nhưng với mức ý nghĩa 10% thì tỷ lệ chi

trả cổ tức có mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu. Mối

quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ tăng trưởng luôn không có ý nghĩa

thống kê trong tất cả các kết quả.

5. Kết luận:

Với mục tiêu nghiên cứu là kiểm định mối quan hệ giữa chính sách cổ tức (đo

lường bằng tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức) với biến động giá cổ phiếu. Điều

này được thực hiện trong giai đoạn 5 năm (2008 đến 2012). Dựa trên mẫu gồm 114

công ty niêm yết trên Hose. Bài nghiên cứu cũng kiểm định mối quan hệ giữa biến

động giá cổ phiếu và các biến khác như là qui mô công ty, biến động thu nhập, tỷ lệ

nợ trên tổng tài sản và tỷ lệ tăng trưởng.

Kết quả thực nghiệm của nghiên cứu này cho thấy có mối quan hệ ngược chiều có ý

nghĩa giữa biến động giá cổ phiếu và chính sách cổ tức với đại diện là tỷ suất cổ tức

vì tỷ lệ chi trả cổ tức tác động không có ý nghĩa thống kê đến biến động giá cổ

phiếu. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Baskin (1989) và ngược lại với

nghiên cứu của Allen và Rachim (1996) cho là giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ

suất cổ tức có mối quan hệ cùng chiều. Kết quả còn cho thấy qui mô công ty luôn

có mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa đến biến động giá cổ phiếu. Biến động thu

nhập và tỷ lệ nợ trên tổng tài sản có mối quan hệ cùng chiều với biến động giá cổ

phiếu. Về tác động ngược chiều, tỷ suất cổ tức có tác động nhiều nhất đến biến động

giá cổ phiếu. Ngược lại biến động thu nhập tác động cùng chiều nhiều nhất đến biến

động giá cổ phiếu. Tỷ lệ chi trả cổ tức và tỷ lệ tăng trưởng đều không có tác động ý

nghĩa đến biến động giá cổ phiếu. Tỷ lệ chi trả cổ tức chỉ có mối quan hệ ngược

chiều có ý nghĩa với biến động giá cổ phiếu khi mức ý nghĩa 10%. Có sự khác biệt

về biến động giá cổ phiếu giữa các công ty thuộc lĩnh vực sản xuất và dịch vụ.

Vì cả ban quản lý và nhà đầu tư đều quan tâm đến biến động giá cổ phiếu, nên

nghiên cứu này cung cấp một hướng đi để khám phá điều gì đã làm di chuyển giá cổ

phiếu, cũng như những yếu tố quan trọng được xem xét bởi các nhà đầu tư trước khi

thực hiện quyết định đầu tư. Và điều này cũng ảnh hưởng đến ban quản lý trong

việc thực hiện chính sách cổ tức cho công ty của họ. Dựa trên kết quả của nghiên

cứu này, ta có thể kết luận: thứ nhất là nhà đầu tư có thể dự báo được rủi ro trước

khi quyết định đầu tư, thứ hai là ban quản lý của công ty có thể thay đổi biến động

giá cổ phiếu của họ, họ có thể sử dụng chính sách cổ tức như là một công cụ để

kiểm soát biến động giá cổ phiếu. Họ có thể làm giảm biến động giá cổ phiếu bằng

cách tăng chi trả cổ tức.

Hạn chế của nghiên cứu này là cách tính biến tỷ lệ chi trả cổ tức chỉ là tương đối vì

tại các thời điểm thông báo chi trả cổ tức khác nhau số lượng cổ phiếu phổ thông

đang lưu hành sẽ khác nhau, để dễ tính toán tác giả đã sử dụng số lượng cổ phiếu

lưu hành cuối năm để tính toán tổng số tiền cổ tức đã chi trả. Đồng thời tác giả sử

dụng lợi nhuận sau thuế thay vì lãi cơ bản trên mỗi cổ phiếu để tính tỷ lệ chi trả cổ

tức nhằm tránh tình trạng tăng giảm vốn trong năm ảnh hưởng đến thu nhập trên

mỗi cổ phiếu. Ngoài ra nghiên cứu chỉ thực hiện đối với những công ty niêm yết

trên sàn chứng khoán TP. Hồ Chí Minh. Cỡ mẫu cũng chỉ vừa đủ thỏa mãn điều

kiện thực hiện hồi qui. Nếu thu thập thêm số liệu của các công ty niêm yết trên sàn

chứng khoán Hà Nội từ 2008 đến 2012, cỡ mẫu lớn hơn hy vọng là chúng ta có thể

thấy được tác động có ý nghĩa của tỷ lệ chi trả cổ tức và tỷ lệ tăng trưởng tài sản

đến biến động giá cổ phiếu.

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

1. Afzalur Rashid & A. Z. M. Anisur Rahman, 2008. Dividend Policy and Stock

Price Volatility: Evidence from Bangladesh. Journal of Applied Business and

Economics.

2. Allen, D. E., & Rachim, V. S., 1996. Dividend policy and stock price volatility:

Australian evidence. Applied Financial Economics, 6(2), 175-188.

3. Al-Malkawi, H.N., 2007. Determinants of corporate dividend policy in Jordan:

an application ofthe Tobit model. Journal of Applied Accounting Research,

Vol. 23, pp. 44-70.

4. Al-Najjar, B. and Hussainey, K., 2009. The association between dividend

payout and outsidedirectorships. Journal of Applied Accounting Research, Vol.

10, pp. 4-19.

5. Baker, H. K., Farrelly, G. E., & Edelman, R. B., 1985. A survey of management

views on dividend policy. Financial management, 78-84

6. Baker, H. K., & Powell, G. E., 1999. How corporate managers view dividend

policy. Quarterly Journal of Business and Economics, 17-35.

7. Ball, R., Brown, P., Finn, F. J., & Officer, R., 1979. Dividends and the value of

the firm: evidence from the Australian equity market. Australian Journal of

Management, 4(1), 13-26.

8. Baskin, J., 1989. Dividend policy and the volatility of common stocks. The

Journal of Portfolio Management, 15(3), 19-25

9. Ben-Zion, U., & Shalit, S. S., 1975. Size, leverage, and dividend record as

determinants of equity risk. The Journal of Finance, 30(4), 1015-1026.

10. Battacharya, S., 1979. Imperfect information & dividend policy and the ‘bird in

hand’ fallacy. The Bell Journal of Economics, Vol. 10, pp. 259-70.

11. Black, F. and Scholes, M., 1974. The Effects of Dividend Yield and Dividend

Policy on Common Stock Prices and Returns. Journal of Financial Economics,

1, pp.1-22.

12. Blume, M.E., 1980. Stock Returns and Dividend Yields: Some more Evidence.

Review of Economics and Statistics, 62, pp.567-577.

13. Brennan, M., 1970. Taxes, Market Valuation and Financial Policy. National

Tax Journal, 23, pp.417-429.

14. DeAngelo, H., DeAngelo, L. and Skinner, D.J., 1996. Reversal of fortune:

dividend policy and the disappearance of sustained earnings growth. Journal of

Financial Economics, Vol. 40 No. 3, pp. 341-71.

15. Eades, K. M., 1982. Empirical evidence on dividends as a signal of firm value.

Journal of Financial and Quantitative Analysis, 17(4), 471-500.

16. Easterbrook, F.H., 1984. Two Agency-cost Explanations on Dividends.

American Economic Review, 74, September, pppp220-230.

17. Fama, E. and French, K., 2001. Disappearing dividends: changing firm

characteristics or lowerpropensity to pay? Journal of Financial Economics,

Vol. 60, pp. 3-43.

18. Gordon, J.M., 1963. Optimal Investment and Financing Policy. Journal of

Finance, May 1963, 264-272.

19. Griffin, 1976 Griffin, P.A., 1976. Competitive Information in the Stock Market:

An Empirical Study of Earnings, Dividends, and Analysts’ Forecasts. Journal of

Finance, 31(2), pp.631-650.

20. Hussainey, K., Mgbame, C. O., & Chijoke-Mgbame, A. M., 2011. Dividend

policy and share price volatility: UK evidence. Journal of Risk Finance, The,

12(1), 57-68.

21. Lintner, J., 1956. Distribution of incomes of corporations among dividends,

retained earnings, and taxes. The American Economic Review, 46(2), 97-113.

22. Litzenberger, R. H. and Ramaswamy, K., 1979. The Effects of Personal Taxes

and Dividends on Capital Assets Prices: Theory and Empirical Evidence.

Journal of Financial Economics, 7, pp.163-195.

23. Malcolm Baker & Jeffrey Wurgler, 2003. A Catering Theory of Dividends.

Working paper 9542.

24. Miller, M. H., & Modigliani, F., 1961. Dividend policy, growth, and the

valuation of shares. The Journal of Business, 34(4), 411-433.

25. Miller, M. H. and Rock, K., 1985. Dividend Policy under Asymmetric

Information. Journal of Finance, 40(4), pp.1031-1051.

26. Mohammad Hashemijoo, Aref Mahdavi Ardekani, and Nejat Younesi, 2012.

The Impact of Dividend Policy on Share Price Volatility in the Malaysian Stock

Market. Journal of Business Studies Quarterly 2012, Vol. 4, No. 1, pp. 111-129

27. Nazir, M. S., Nawaz, M. M., Anwar, W., & Ahmed, F., 2010. Determinants of

stock price volatility in karachi stock exchange: The mediating role of

corporate dividend policy. International Research Journal of Finance and

Economics (55).

28. Nkobe D. Kenyoru & Simiyu A. Kundu & Limo P. Kibiwott, 2013. Dividend

Policy and Share Price Volatility in Kenya. Research Journal of Finance and

Accounting ISSN 2222-1697 (Paper) ISSN 2222-2847 (Online) Vol.4, No.6,

2013.

29. Pettit, R.R., 1977. Taxes, Transaction Costs and the Clientele Effect of

Dividends. Journal of Financial Economics, 5, pp. 419-436.

30. Rozeff, M., 1982. Growth, beta and agency costs as determinants of dividend

payout ratios. Journal of Financial Research, Vol. 5, No. 3, pp. 249-259, Fall

1982.

31. Uddin, M. H., & Chowdhury, G. M., 2005. Effect of Dividend Announcement

on Shareholders’ Value: Evidence from Dhaka Stock Exchange. Journal of

Business Research, 1.

PHỤ LỤC

Danh sách 114 công ty niêm yết trên Hose

STT Mã CK Tên công ty

ABT CTCP Xuất nhập khẩu Thủy sản Bến Tre 1

ACL 2 Công ty Cổ phần Xuất Nhập Khẩu Thủy Sản Cửu Long An Giang

3 AGF CTCP Xuất nhập khẩu Thủy sản An Giang

4 ALP Công ty Cổ phần Đầu tư Alphanam

5 ANV Công ty Cổ phần Nam Việt

6 ASP Công ty Cổ phần Tập đoàn Dầu khí An Pha

7 BBC Công ty Cổ phần Bibica

8 BHS CTCP Đường Biên Hòa

9 BMC Công ty Cổ phần Khoáng sản Bình Định

10 BMP Công ty Cổ phần Nhựa Bình Minh

11 BT6 Công ty Cổ phần Beton 6

12 CII CTCP Đầu tư Hạ tầng Kỹ thuật TP.HCM

13 CLC Công ty Cổ phần Cát Lợi

14 CNT CTCP Xây dựng và Kinh doanh Vật tư

15 COM Công ty Cổ phần Vật tư Xăng Dầu

16 DCL Công ty Cổ phần Dược phẩm Cửu Long

17 DCT CTCP Tấm lợp Vật liệu Xây dựng Đồng Nai

18 DHA Công ty Cổ phần Hóa An

19 DHG CTCP Dược Hậu Giang

20 DIC Công ty Cổ phần Đầu tư và Thương mại DIC

21 DMC CTCP Xuất nhập khẩu y tế DOMESCO

22 DPM Tổng Công ty Phân bón và Hóa chất Dầu khí - CTCP

23 DPR CTCP Cao su Đồng Phú

24 DQC Công ty Cổ phần Bóng đèn Điện Quang

25 DRC Công ty Cổ phần Cao su Đà Nẵng

26 DTT Công ty Cổ phần Kỹ nghệ Đô Thành

27 DXV CTCP Vicem Vật liệu Xây dựng Đà Nẵng

28 FMC Công ty Cổ phần Thực phẩm Sao Ta

29 FPT Công ty Cổ phần FPT

30 GIL CTCP Sản xuất Kinh doanh Xuất nhập khẩu Bình Thạnh

31 GMC CTCP Sản xuất Thương mại May Sài Gòn

32 GMD CTCP Đại lý Liên hiệp Vận chuyển

33 GTA Công ty cổ phần Chế biến gỗ Thuận An

34 HAG Công Ty Cổ Phần Hoàng Anh Gia Lai

35 HAS CTCP HACISCO.

36 HAX Công ty Cổ phần Dịch vụ Ô tô Hàng Xanh

37 HBC CTCP Xây dựng và Kinh doanh Địa ốc Hòa Bình

38 HDC Công ty cổ phần Phát triển nhà Bà Rịa – Vũng Tàu

39 HLA Công ty Cổ phần Hữu Liên Á Châu

40 HPG Công ty Cổ phần Tập đoàn Hòa Phát

41 HRC Công ty Cổ phần Cao su Hòa Bình

42 HSI CTCP Vật tư Tổng hợp và Phân bón Hóa sinh

43 HT1 Công ty Cổ phần Xi măng Hà Tiên 1

44 HTV CTCP Vận tải Hà Tiên

45 ICF CTCP Đầu tư Thương mại Thủy sản

46 IMP CTCP Dược phẩm Imexpharm

47 KDC CTCP Kinh Đô

48 KHA CTCP Xuất Nhập Khẩu Khánh Hội

49 KHP Công ty Cổ phần Điện lực Khánh Hòa

50 KSH Công ty Cổ phần Tập đoàn Khoáng sản Hamico

51 L10 Công ty Cổ phần Lilama 10

52 LAF CTCP Chế biến Hàng xuất khẩu Long An

53 LBM CTCP Khoáng sản và Vật liệu Xây dựng Lâm Đồng

54 LCG Công ty Cổ phần LICOGI 16

55 LGC Công ty Cổ phần Cơ khí - Điện Lữ Gia

56 MCP CTCP In và Bao bì Mỹ Châu

57 MHC CTCP Hàng hải Hà Nội

58 MPC CTCP Tập đoàn Thủy sản Minh Phú

NAV Công ty Cổ phần Nam Việt 59

60 NSC Công ty Cổ phần Giống cây trồng Trung Ương

61 NTL Công ty Cổ phần Phát triển Đô thị Từ Liêm

62 OPC Công ty Cổ phần Dược phẩm OPC

63 PAC CTCP Pin Ắc quy Miền Nam

64 PGC Tổng Công ty Gas Petrolimex - CTCP

65 PIT Công ty Cổ phần Xuất nhập khẩu PETROLIMEX

66 PJT Công ty Cổ phần Vận tải Xăng dầu Đường thủy Petrolimex

67 PNC Công ty Cổ phần Văn Hóa Phương Nam

68 PPC CTCP Nhiệt điện Phả Lại

69 PTC CTCP Đầu tư và Xây dựng Bưu Điện

70 PVD Tổng CTCP Khoan và Dịch vụ Khoan Dầu khí

71 RAL Công ty Cổ phần Bóng đèn Phích nước Rạng Đông

72 REE Công ty Cổ phần Cơ điện lạnh

73 SAM Công ty Cổ phần Đầu tư và Phát triển Sacom

74 SAV CTCP Hợp tác Kinh tế và Xuất nhập khẩu Savimex

75 SBT Công ty Cổ phần Bourbon Tây Ninh

76 SC5 Công ty Cổ phần Xây dựng số 5

77 SCD Công ty Cổ phần Nước giải khát Chương Dương

78 SFC CTCP Nhiên liệu Sài Gòn

79 SFI Công ty Cổ phần Đại lý Vận tải Safi

80 SJD Công ty Cổ phần Thủy điện Cần Đơn

81 SJS CTCP Đầu tư Phát triển Đô thị và Khu công nghiệp Sông Đà

82 SMC CTCP Đầu tư Thương mại SMC

83 SSC Công ty Cổ phần Giống Cây trồng Miền Nam

ST8 Công ty Cổ phần Siêu Thanh 84

SZL Công ty Cổ phần Sonadezi Long Thành 85

TAC Công ty Cổ phần Dầu thực vật Tường An 86

TCM CTCP Dệt may - Đầu tư - Thương mại Thành Công 87

TCR CTCP Công nghiệp Gốm sứ TAICERA 88

TDH CTCP Phát triển Nhà Thủ Đức 89

TMS CTCP Transimex-Saigon 90

TNA CTCP Thương mại Xuất nhập khẩu Thiên Nam 91

TNC CTCP Cao su Thống nhất 92

TPC CTCP Nhựa Tân Đại Hưng 93

TRA Công ty Cổ phần TRAPHACO 94

TRC CTCP Cao su Tây Ninh 95

TS4 Công ty Cổ phần Thủy sản số 4 96

TSC CTCP Vật tư Kỹ thuật Nông nghiệp Cần Thơ 97

TTF CTCP Tập đoàn Kỹ nghệ Gỗ Trường Thành 98

TTP CTCP Bao bì Nhựa Tân Tiến 99

100 UIC CTCP Đầu tư Phát triển Nhà và Đô thị Idico

101 VHC Công ty Cổ Phần Vĩnh Hoàn

102 VHG CTCP Đầu tư và Sản xuất Việt Hàn

VIC Tập đoàn VINGROUP - CTCP 103

VID CTCP Đầu tư Phát triển Thương mại Viễn Đông 104

VIP CTCP Vận tải Xăng dầu Vipco 105

VIS Công ty Cổ phần Thép Việt Ý 106

107 VNA CTCP Vận tải Biển Vinaship

108 VNE Tổng CTCP Xây dựng Điện Việt Nam

109 VNM Công ty Cổ phần Sữa Việt Nam

VNS CTCP Ánh Dương Việt Nam 110

VPK Công ty Cổ phần Bao Bì Dầu Thực vật 111

VSH CTCP Thủy Điện Vĩnh Sơn Sông Hinh 112

113 VTB CTCP Viettronics Tân Bình

114 VTO CTCP Vận tải Xăng dầu Vitaco

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Chính sách cổ tức và sự biến động giá cổ phiếu của các công ty niêm yết trên HOSE

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

--------o0o--------

NGUYỄN THỊ THANH VÂN

CHÍNH SÁCH CỔ TỨC VÀ SỰ BIẾN ĐỘNG GIÁ CỔ PHIẾU CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN HOSE

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

--------o0o--------

NGUYỄN THỊ THANH VÂN

CHÍNH SÁCH CỔ TỨC VÀ SỰ BIẾN ĐỘNG GIÁ CỔ PHIẾU CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN HOSE

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TS. TRẦN THỊ HẢI LÝ

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC BẢNG

P_VOL D_YIELD PAYOUT SIZE

E_VOL DEBT

GROWTH

Mean

Median

Maximum

Minimum

Std. Dev.

Skewness

Kurtosis

Jarque-Bera 1.712055 5.320382

Probability

Sum

Sum Sq. Dev. 3.331523 0.149263

Observations 114

Covariance Analysis: Ordinary

Correlation

Probability P_VOL D_YIELD PAYOUT SIZE

E_VOL DEBT

GROWTH

P_VOL

D_YIELD

PAYOUT

SIZE

E_VOL

DEBT

GROWTH -0.02434

phụ

phụ

phụ 0.080407 0.229053 0.069152 0.110696 0.255663

phụ

phụ

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

Có thể bạn quan tâm

Tài liêu mới

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm

Quảng cáo

Liên hệ

Chính sách

Thoả thuận sử dụng

Chính sách bảo mật

Chính sách hoàn tiền

DMCA

Hỗ trợ

Hướng dẫn sử dụng

Đăng ký tài khoản VIP

093 303 0098

support@tailieu.vn

Phương thức thanh toán

Theo dõi chúng tôi

Facebook

Youtube

TikTok