Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Cổ tức tiền mặt và chất lượng thu nhập

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

_______________________

VÕ TRẦN LỆ HẰNG

CỔ TỨC TIỀN MẶT VÀ CHẤT LƯỢNG THU NHẬP - MỐI

QUAN HỆ THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Tp. Hồ Chí Minh, năm 2018

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

_______________________

VÕ TRẦN LỆ HẰNG

CỔ TỨC TIỀN MẶT VÀ CHẤT LƯỢNG THU NHẬP - MỐI

QUAN HỆ THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã số: 8340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS. TS. TRẦN THỊ HẢI LÝ

Tp. Hồ Chí Minh, năm 2018

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu khoa học độc lập của riêng tôi.

Các số liệu sử dụng phân tích trong luận án có nguồn gốc rõ ràng, đã công bố

theo đúng quy định. Các kết quả nghiên cứu trong luận án do tôi tự tìm hiểu,

phân tích một cách trung thực, khách quan và phù hợp với thực tiễn của Việt

Nam. Các kết quả này chưa từng được công bố trong bất kỳ nghiên cứu nào

khác.

Tác giả luận văn

MỤC LỤC

Trang phụ bìa

Lời cam đoan

Mục lục

Danh mục từ viết tắt

Danh mục các bảng biểu

TÓM TẮT ....................................................................................................................... 1

CHƯ NG 1 GIỚI THIỆU TỔNG QUAN ................................................................. 2

1.1 L do chọn đ tài ................................................................................................ 2

1.2 Mục tiêu và phạm vi nghiên cứu ........................................................................ 3

1.3 Phư ng ph p nghiên cứu đ tài .......................................................................... 5

1.4 Ý nghĩa khoa học và thực tiễn của đ tài ............................................................ 5

1.5 Nội dung của bài nghiên cứu .............................................................................. 6

CHƯ NG 2 TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU .............................................................. 8

2 1 L thuyết t ng quan ................................................................................................ 8

2.2 Mối quan hệ giữa c tức và chất lượng thu nhập ................................................. 15

CHƯ NG 3 PHƯ NG PH P NGHI N CỨU ....................................................... 20

3.1 Mẫu và dữ liệu ...................................................................................................... 20

3 1 1 Đối với dữ liệu thô ......................................................................................... 20

3.1.2 Dữ liệu sau khi xử lý ...................................................................................... 21

3.2 Xây dựng thước đo và mô hình nghiên cứu ......................................................... 21

3.2.1 Thước đo và mô hình đo lường mối quan hệ giữa c tức ti n mặt và tính b n của thu nhập ............................................................................................................. 22

3.2.2 Thước đo và mô hình đo lường mối quan hệ giữa c tức ti n mặt và chất lượng khoản dồn tích: .............................................................................................. 26

3.2.3 Thước đo và mô hình đo lường mối quan hệ giữa c tức ti n mặt và hệ số phản ứng thu nhập của nhà đầu tư: .......................................................................... 31

3.3 Các biến nghiên cứu ............................................................................................. 32

3.3.1 Biến sự b n vững của thu nhập - Persistent ................................................... 33

3.3.2 Biến Chất lượng các khoản dồn tích AAQ và AQ ......................................... 33

3.3.3 Biến hệ số phản ứng thu nhập - ERC ............................................................. 34

Nguồn:Tổng hợp của tác giả ................................................................................... 38

3.4 Phư ng ph p ước lượng ................................................................................... 38

3 5 Kiểm định cho Mô hình hồi quy .......................................................................... 39

3.5.1 Kiểm định chọn lựa mô hình .......................................................................... 39

3.5.2 Kiểm định hiện tượng tự tư ng quan ............................................................. 39

3.5.3 Kiểm định đa cộng tuyến................................................................................ 40

3.5.4 Kiểm định phư ng sai thay đ i ...................................................................... 40

CHƯ NG 4 NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHI N CỨU ...................................... 42

4.1 Mô tả thống kê ...................................................................................................... 42

4.2.4 Ma trận tư ng quan tuyến tính ....................................................................... 47

4.3 Kết quả nghiên cứu thực nghiệm .......................................................................... 51

4.3.1 Kết quả ước lượng mô hình ............................................................................ 51

CHƯ NG 5 KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT .................................................................. 57

5.1. Kết Luận v vấn đ nghiên cứu ........................................................................ 57

5.2. Hạn chế của đ tài ................................................................................................ 58

5 3 Đ xuất nghiên cứu mở rộng ............................................................................... 59

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

STT Từ viết tắt

Diễn giải

FEM

Phư ng ph p đ nh gi t c động cố định

REM

Phư ng ph p đ nh gi t c động ngẫu nhiên

OLS

Phư ng ph p bình phư ng nhỏ nhất

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU

Bảng 3.1Tóm tắt các biến trong phương trình ......................................................... 34

Bảng 3.2 Kỳ vọng dấu các biến trong 6 mô hình chính đo ...................................... 37

Bảng 4. 1 Thống kê mô tả các biến đo lường chất lượng thu nhập v c c iến đ c

lập khác (2014-2016) ................................................................................................... 44

Bảng 4.2Ma trận hệ số tương quan theo mô hình 1 v 3 – Mối quan hệ của cổ tức

và sự bền vững của thu nhập ..................................................................................... 47

Bảng 4.3 Ma trận hệ số tương quan theo mô hình 5 với biến AAQ và AQ – mối

quan hệ giữa cổ tức tiền mặt và chất lượng các khoản dồn tích ............................. 48

Bảng 4.4 Ma trận hệ số tương quan theo mô hình 6 v 8 – Mối quan hệ giữa cổ tức

tiền mặt và hệ số phản ứng thu nhập ........................................................................ 50

Bảng 4.5 Kết quả ước lượng thực nghiệm ................................................................ 52

TÓM TẮT

Trong bài nghiên cứu này, t c giả tiến hành kiểm định mối liên hệ của việc chi trả

c tức và chất lượng thu nhập theo dữ liệu bảng của các doanh nghiệp niêm yết tại

iệt Nam Kết quả chỉ ra rằng việc chi trả c tức gắn li n với thu nhập b n vững

h n, chất lượng khoản dồn tích cao h n và khả năng cung cấp thông tin v thu nhập

tốt h n, củng cố thêm lý thuyết v hàm lượng thông tin c tức đối với các công ty

niêm yết tại Việt Nam. Tác giả sử dụng mô hình l thuyết gồm 3 phư ng trình tính

toán v chất lượng thu nhập (bao gồm: Mô hình của Dechow, Ge, và Schrand năm

2010; Mô hình của Skinner và Soltes năm 2011; Mô hình của Tong và Miao năm

2011), và sử dụng mô hình hồi quy c ng với dữ liệu bảng của c c công ty niêm yết

tại iệt Nam từ năm 2009 đến 2017 để so s nh và xem x t c tức t c động thế nào

đến chất lượng thu nhập của doanh nghiệp, đồng thời đưa ra c c kiến nghị việc ứng

dụng thông tin v chi trả c tức và hàm lượng thông tin c tức đem lại để đ nh gi

chất lượng thu nhập của các doanh nghiệp niêm yết tại iệt Nam và tìm kiếm c hội

đầu tư hiệu quả.

Từ khóa:

Các khoản dồn tích -

Chất lượng thu nhập -

Thông tin bất cân xứng -

Giả thuyết nội dung thông tin -

Hệ số phản ứng thu nhập -

CHƯ NG 1 GIỚI THIỆU TỔNG QUAN

Trong chương này, tác giả trình bày lý do chọn đề tài nghiên cứu và sự cần thiết

của việc nghiên cứu đề tài này. Từ đó, tác giả xác định mục tiêu nghiên cứu của đề

tài, đối tượng, phạm vi nghiên cứu và phương pháp thực hiện đề tài nghiên cứu.

Đồng thời, cũng trong chương này, tác giả nêu lên ý nghĩa của việc thực hiện đề tài

nghiên cứu. Phần cuối của chương này sẽ trình bày về cấu trúc của luận văn.

Chương này sẽ mang lại cái nhìn tổng quan cho người đọc, từ đó thấy được những

nội dung và ý tưởng chính của đề tài và sẽ dễ dàng hơn cho việc tiếp cận nội dung ở

những chương tiếp theo

1.1 o n

Thu nhập mà các công ty niêm yết tại Việt nam công bố trong báo cáo tài chính

được rất nhi u đối tượng quan tâm, sử dụng nhằm đ nh gi hiệu quả hoạt động của

doanh nghiệp, vì đây là một trong những thông tin chủ yếu để phân tích và đưa ra

các quyết định hợp t c, đầu tư, cấp tín dụng Đặc biệt là đối với c c nhà đầu tư,

việc phân tích thu nhập của doanh nghiệp sẽ giúp nhà đầu tư đ nh gi hiệu quả hoạt

động, khả năng tồn tại và phát triển của doanh nghiệp trong tư ng lai Nhưng với

tình trạng bong bóng giá c phiếu hiện nay, c c nhà đầu tư đang ngày càng thận

trọng h n trong việc sử dụng thu nhập của các công ty làm n n tảng để ra quyết

định khi mà các khoản thu nhập được hạch toán trên s sách mà không phải từ dòng

ti n lưu chuyển thật Do đó, vị thế chất lượng thu nhập của các doanh nghiệp ngày

càng được c c nhà đầu tư quan tâm nhi u h n khi đ nh gi hiệu quả hoạt động của

doanh nghiệp và đưa ra quyết định đầu tư

Gần đây, việc nghiên cứu và đo lường mức độ t c động của nhân tố đến chất lượng

thu nhập như c cấu nợ, giá trị dồn tích, vấn đ thông tin…rất được quan tâm Đặc

biệt là vấn đ thông tin t c động đến chất lượng thu nhập. Theo một số nghiên cứu

gần đây trên thế giới, c tức được xem là có khả năng cung cấp thông tin b sung v

chất lượng thu nhập nên c tức được xem là gắn li n với chất lượng thu nhập. Hiện

nay, việc đo lường, đ nh gi t c động của c tức đến chất lượng thu nhập chưa được

nghiên cứu nhi u tại Việt Nam hính vì vậy, dựa trên bài nghiên cứu gốc của Lu

Deng, Sifei Li, Mingqing Liao nghiên cứu c c công ty tại Trung Quốc, với đ tài

Dividends and earnings quality: vidence from hina , đăng trên tạp chí

International Review of Economics and Finance (2016). Tác giả chọn đ tài: Cổ

tức tiền mặt và chất lượng thu nhập - Thực nghiệm tại Việt Nam để tìm ra mối

quan hệ giữa c tức và chất lượng thu nhập.

1.2 Mục tiêu và phạm vi nghiên cứu

Bài nghiên cứu được thúc đẩy bởi hàng loạt nghiên cứu v các giả thuyết tập trung

vào nội dung thông tin của c tức (information content of dividends) của Miller

và Modigliani (1961). Từ giả thuyết nội dung thông tin của c tức cho rằng nhà đầu

tư xem sự thay đ i của c tức là tín hiệu v thành quả hoạt động hiện tại, dự báo thu

nhập tư ng lai của ban quản lý công ty. Dựa trên giả định có sự tồn tại thông tin bất

cân xứng giữa nhà quản l và c c nhà đầu tư bên ngoài, trong đó, c c nhà quản lý

nắm nhi u thông tin h n v tình hình hiện tại cũng như triển vọng tư ng lai của

công ty so với c c nhà đầu tư bên ngoài, do đó c c thông tin v c tức chứa đựng

những thông tin v khả năng tăng trưởng cũng như thu nhập tư ng lai của doanh

nghiệp.

Theo nghiên cứu của David Aboody, John Hughes và Jing Liu (2005), chất lượng

thu nhập được chọn làm một thước đo cho sự bất cân xứng thông tin vì: thứ nhất,

thu nhập bao gồm hai thành phần là dòng ti n thực và thành phần dồn tích, theo

nghiên cứu của Francis et al (2002) chất lượng thu nhập của doanh nghiệp được

định gi , tư ng ứng với thành phần dòng ti n thực của thu nhập, nhà quản trị

thường đi u chỉnh phần dồn tích từ hành động đi u chỉnh thu nhập và thao túng các

thông tin bí mật; thứ hai, chất lượng thu nhập là một thành phần thông thường đối

với c phiếu các công ty được tự do giao dịch; thứ ba, không giống với phư ng

ph p đo lường giao dịch có am hiểu (the probability of informed trading measure)

của asley, Hvidkjaer, and O’Hara (2002), phư ng ph p đo lường sự bất cân xứng

thông tin của công ty được cung cấp từ dữ liệu kế to n c bản trong các báo cáo tài

chính. Trong khi chúng ta tin rằng sử dụng khoản dồn tích bất thường không có dấu

hiệu làm đại diện cho sự bất cân xứng thông tin là hợp lý, tác giả nhận thấy rằng

khoản dồn tích bất thường có thể có tư ng quan cao với sự tăng trưởng (Zhang,

2005).

Vì c tức được hỗ trợ bởi dòng ti n n định h n và làm giảm dòng ti n tự do, và c

tức cung cấp bằng chứng để làm vững thêm cho c c nhà đầu tư rằng các công ty chi

trả c tức có chất lượng thu nhập cao h n c c công ty không chi trả c tức. Chất

lượng thu nhập cao h n được thể hiện bởi thu nhập b n vững h n, phần dồn tích

được đi u chỉnh từ hành động đi u chỉnh thu nhập của nhà quản trị (discretional

accrual) thấp h n và khả năng cung cấp thông tin của thu nhập tốt h n Một câu hỏi

đặt ra vậy trên khía cạnh nhà đầu tư, có xem x t thành phần c tức ti n mặt trong

qu trình phân tích công ty để giảm thiểu rủi ro thông tin bất cân xứng hay không?

Bài nghiên cứu này sẽ trả lời cho những câu hỏi đó, cụ thể, bài nghiên cứu này tập

trung giải quyết c c câu hỏi và c c mục tiêu sau:

Thông qua ba cách tiếp cận v ba phư ng diện khác nhau của chất lượng thu -

nhập nhằm tìm ra mối liên giữa c tức và chất lượng thu nhập

Từ mối liên hệ giữa c tức và chất lượng thu nhập được tìm thấy, tác giả đ -

xuất b sung thêm cho nhà đầu tư trong sử dụng thông tin từ chính sách chi trả c

tức để b sung thêm đ nh gi v thu nhập của doanh nghiệp.

Để đạt được mục tiêu của luận văn đặt ra ở trên, nội dung chính của luận văn cần

phải trả lời được câu hỏi sau:

- Liệu mối quan hệ thực nghiệm giữa c tức và chất lượng thu nhập ở Việt

Nam có phù hợp với lập luận rằng c tức được hỗ trợ bởi dòng ti n n định h n và

làm giảm dòng ti n tự do, và c tức cung cấp bằng chứng để làm vững thêm cho các

nhà đầu tư rằng các công ty chi trả c tức có chất lượng thu nhập cao h n c c công

ty không chi trả c tức không?

Bên cạnh mối liên hệ c bản giữa c tức và chất lượng thu nhập, thì mối liên -

hệ giữa c tức và chất lượng thu nhập có thể làm thay đ i các nhân tố ban đầu tác

động đến động lực thúc đẩy chi trả c tức của nhà quản lý không?

Do cách tính toán các biến trong bài nghiên cứu phức tạp và thời gian nghiên cứu

hạn chế, nên phạm vi nghiên cứu của bài nghiên cứu là nghiên cứu sự tư ng quan

giữa c tức và chất lượng thu nhập của c c doanh nghiệp iệt Nam niêm yết trên

sàn HOS từ năm 2009-2017 c công ty được thu thập dữ liệu phải từ báo cáo tài

chính thường niên đã được kiểm to n trong giai đoạn nghiên cứu.

1.3 n p p n n ứ

Bắt nguồn từ lý thuyết nội dung thông tin từ c tức và các nghiên cứu tiếp theo. Dựa

theo ba kênh truy n dẫn mà thông qua đó c tức có thể t c động đến chất lượng thu

nhập , bài nghiên cứu này được thực hiện dựa trên ba thước đo đại diện cho ba

thuộc tính của chất lượng thu nhập để đo lường t c động của c tức đến chất lượng

thu nhập.

Phân tích thực nghiệm được thực hiện với dữ liệu bảng, vì dữ liệu bảng có thể kiểm

so t tốt vấn đ không đồng nhất (heterogeneity) giữa c c công ty ài nghiên cứu sử

dụng mô hình t c động cố định FEM với các biến là kết quả hồi quy với kỳ ba năm

rolling liên tục (three-year rolling periods) ài nghiên cứu của t c giả phân tích

mối quan hệ giữa c tức và chất lượng thu nhập bằng mô hình hồi quy theo dữ liệu

bảng kết hợp với phân tích t c động cố định của từng công ty bằng phư ng ph p

fixed effect (FEM).

1.4 Ý n ĩa nghiên cứu

Các nghiên cứu trước đây trên thế giới chỉ tập trung vào nội dung thông tin của c

tức chỉ kiểm tra mối quan hệ giữa c tức và thu nhập hiện tại hoặc thu nhập tư ng

lai. Các nghiên cứu gần đây đã có nhi u nghiên cứu trên thế giới bắt đầu quan tâm

đến c c động lực kh c thúc đẩy chi trả c tức thay vì động lực truy n tải thông tin.

Tuy nhiên, hiện nay tại Việt Nam có rất ít nghiên cứu v mối quan hệ giữa c tức và

chất lượng thu nhập . Vì vậy, bài luận văn này đóng góp vào nghiên cứu hiện tại ở

Việt Nam v các khía cạnh sau:

- Trước tiên là nghiên cứu thực nghiệm v mối liên hệ giữa c tức và chất

lượng thu nhập của các công ty niêm yết trên sàn HOSE, từ đó tìm ra bằng chứng

thực nghiệm củng cố lại những học thuyết trên thế giới.

- Thứ hai, từ kết quả nghiên cứu thực nghiệm của các công ty trên sàn chứng

khoán HOSE, có thể cung cấp cho c c nhà đầu tư trên thị trường Việt Nam một

kênh thông tin được truy n tải bởi c tức để gia tặng độ tin cậy của thu nhập báo

cáo và c tức cung cấp thông tin b sung v thành quả công ty.

1.5 n a n n ứ

ài nghiên cứu này sẽ kiểm định xem ở iệt Nam có tồn tại mối quan hệ giữa c

tức và chất lượng thu nhập .

ài nghiên cứu gồm 5 phần:

Phần 1: Giới thiệu t ng quan v vấn đ nghiên cứu

Phần 2: T ng quan nghiên cứu

Phần 3: Phư ng ph p nghiên cứu:

Phần 4: Nội dung và kết quả nghiên cứu đạt được

Phần 5: Kết luận

TÓM TẮT CHƯ NG 1

Vấn đề nghiên cứu về tác động của cổ tức tiền mặt và chất lượng thu nhập

được nhiều nhà nghiên cứu quan tâm. Đặc biệt, mối quan tâm này càng trở nên

mạnh mẽ hơn trong bối cảnh bất cân xứng thông tin ở các nước đang phát triển.

Nhận thấy

tính cấp thiết của vấn đề nghiên cứu nêu trên, tác giả thực hiện luận văn hướng

đến đề tài “Cổ tức tiền mặt và chất lượng thu nhâp – mối quan hệ thực nghiệm tại

Việt Nam”.

Mục tiêu nghiên cứu tổng quát của đề tài là nhằm phân tích được tác động

của cổ tức tiền mặt chất lượng thu nhập thông qua ba thước đo đại diện cho ba khía

cạnh của chất lượng thu nhập. Để giải quyết mục tiêu nghiên cứu trên, tác giả xác

định phương pháp nghiên cứu định lượng thông qua ước lượng các mô hình hồi quy

nhằm t m ra những mối quan hệ giữa cổ tức tiền mặt và chất lượng thu nhập.. Phạm

vi nghiên cứu của đề tài là các doanh nghiệp niêm yết trên sàn HOSE, trong giai

đoạn nghiên cứu từ năm 2009-2017. Kết quả nghiên cứu của luận văn kỳ vọng sẽ

giúp cho những nhà đầu tư có được một cái nhìn rộng và sâu hơn trong việc đánh

giá tầm quan trọng của cổ tức tiền mặt và chất lượng thu nhập của doanh nghiệp để

đưa ra quyết định đầu tư phù hợp.

CHƯ NG 2 TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU

Trong chương này, tác giả trình bày những lý thuyết tổng quan của đề tài nghiên

cứu. Trong đó, tác giả tổng hợp các nghiên cứu liên quan trên Thế giới và tại Việt

Nam về mối quan hệ giữa cổ tức tiền mặt và chất lượng thu nhập của doanh nghiệp.

Từ đó rút ra những nhận xét quan trọng làm tiền đề cho nghiên cứu của chính tác

giả. Đồng thời, cũng trong chương này, tác giả dựa vào nội dung tổng quan lý

thuyết trước đó nhằm đề xuất các giả thuyết trong nghiên cứu này

2.1 n q an

Thu nhập là đối tượng mà c c nhà đầu tư quan tâm khi đ nh gi triển vọng công ty,

và đây cũng là đối tượng ưu tiên để các nhà quản l t c động khi muốn nâng cao kết

quả hoạt động của mình trong mắt các bên thứ ba như nhà đầu tư, đối tác và chủ nợ.

Bên cạnh đó, thông tin v c tức là một trong những thông tin mà nhà đầu tư ưu tiên

quan tâm khi xem x t đầu tư vào một c phiếu, vì khi đầu tư c phiếu, thu nhập các

c đông thu được là từ c tức và chênh lệch gi Trên c sở thông tin v c tức, thu

nhập, tốc độ tăng trưởng, nhà đầu tư đ nh gi triển vọng phát triển của một công ty,

định giá c phiếu và ra quyết định mua bán c phiếu này.

Do vấn đ thông tin bất cân xứng mà thu nhập hiện đang trở nên thiếu cậy, đặc biệt

là trong thị trường chứng khoán của Việt Nam, một trong những thị trường chứng

khoán ở giai đoạn đang ph t triển, vì vậy chất lượng thu nhập thấp h n so với các

thị trường phát triển (Allen, Qian và Qian, 2005). Việc chi trả c tức yêu cầu các

công ty phải có dòng ti n thực, vì vậy c tức được xem như bằng chứng cụ thể b

sung thông tin cho thu nhập. Các lý thuyết n n tảng của luận văn xoay quanh mối

quan hệ v nội dung thông tin mà c tức cung cấp và chất lượng thu nhập để giảm

thiểu rủi ro thông tin trong hoạt động đầu tư, được trình bày sau đây:

• Giả thuyết nội dung thông tin của c tức ( information content of dividends

hepothesis )

Giả thuyết nội dung thông tin của c tức là một giả thuyết cụ thể cho thấy các nhà

quản lý của một công ty sử dụng c tức để báo hiệu thông tin bất cân xứng v thu

nhập trong tư ng lai của công ty. Giả thuyết này cho rằng nhà đầu tư xem sự thay

đ i của c tức là tín hiệu v thành quả hoạt động hiện tại, dự báo thu nhập tư ng lai

của ban quản lý công ty. Khác với nội dung Lý thuyết trường phái trung dung của

Merton Miller và Franco Modigliani (MM) (sẽ được trình bày sau đây) cho rằng các

lý thuyết c tức độc lập với giá trị công ty, giả thuyết nội dung thông tin dựa trên

giả định có sự tồn tại thông tin bất cân xứng giữa nhà quản l và c c nhà đầu tư bên

ngoài Trong đó, c c nhà quản lý nắm nhi u thông tin h n v tình hình hiện tại cũng

như triển vọng tư ng lai của công ty so với c c nhà đầu tư bên ngoài, do vậy, các

thông báo v c tức – đến từ nhà quản lý – chứa đựng những thông tin v khả năng

tăng trưởng cũng như thu nhập tư ng lai của doanh nghiệp, vì thế, sẽ có sự thay đ i

v giá trị công ty thông qua giá c phiếu sau khi thông báo c tức được đưa ra

Giả thuyết nội dung thông tin được đ cập đầu tiên bởi Lintner (1956), ông cho rằng

c tức có xu hướng tăng khi nhà quản lý tin rằng thu nhập doanh nghiệp trong

tư ng lai sẽ tăng an lãnh đạo công ty sẽ giữ c tức không đ i và chỉ tăng c tức

khi thu nhập của doanh nghiệp chắc chắn sẽ tăng trong thời gian tới Sau đó, giả

thuyết này được phát triển và mô hình hóa bởi nhi u nhà nghiên cứu và điển hình là

Miller và Rock (1985). Các nghiên cứu này cũng dựa trên giả thuyết thông tin bất

cân xứng trên thị trường vốn và các nhà quản trị muốn truy n tải thông tin đến thị

trường. C tức chứa đựng nhi u thông tin v dòng ti n tư ng lai của doanh nghiệp.

Các thông báo c tức t c động tới thị trường c phiếu, khi c tức tăng cho thấy thu

nhập lư ng lai có khả năng tăng

Các nghiên cứu v giả thuyết nội dung thông tin của c tức được xem xét theo hai

hướng:

Trong mối quan hệ giữa c tức và thu nhập trong tư ng lai của doanh nghiệp, khi có

thông báo chia c tức, giá c phiếu biến động như thế nào. Một số nghiên cho kết

quả tr i ngược nhau, như của Pettit (1972) cho thấy có sự tư ng quan giữa sự thay

đ i trong c tức và thu nhập trong lư ng lai của doanh nghiệp; trong khi nghiên cứu

của DeAngeli et al (1992) cho kết quả ngược lại, sự thay đ i trong c tức không

tư ng quan với thu nhập lư ng lai của doanh nghiệp. Các nghiên cứu của pettit

(1972), Lie (2005) cho thấy sự biến động cùng chi u giữa giá c phiếu và sự thay

đ i c tức được thông báo. Tuy nhiên trong nghiên cứu của Bernartzi et al (1997)

lại không tìm ra được nhi u bằng chứng cho thấy sự tư ng quan giữa sự thay đ i

trong giá c phiếu và c tức thay đ i.

Lý thuyết trường phái trung dung của Merton Miller và Franco Modigliani (MM)

cho rằng chính sách c tức không liên quan đến giá c phiếu và giá trị công ty nên

c đông không quan tâm đến chính sách c tức. Lý thuyết này được hỗ trợ bởi nhi u

nghiên cứu sau đó ( ernstein, 1996; lack và Schole, 1974; Miller, 1986; Miller và

Schole,1978,1982). Tuy nhiên, có nhi u nghiên cứu thực nghiệm bác bỏ lý thuyết

này (Baker và cộng sự, 1985; Baker và Powell, 1999, Ball và cộng sự, 1979,

Partington, 1985).

• Lý thuyết thông tin bất cân xứng (The Asymmetric Information Theory)

Lý thuyết thông tin bất cân xứng lần đầu tiên xuất hiện vào những năm 1970, và đã

khẳng định vị trí của mình trong n n kinh tế hiện đại, với sự đóng góp của các nhà

khoa học George Akerlof, Michael Spense và Joseph Stiglitz. Lý thuyết này đã đ

ra và giải thích nhi u vấn đ xảy ra thường xuyên trong n n kinh tế một cách t ng

quát và mở rộng lý thuyết nhằm lập luận trên thực tế thông tin là không cân xứng,

tức là có một số người trên thị trường sẽ có thông tin tốt h n so với những người

khác. Trong hoạt động đầu tư, việc mua bán, nắm giữ c phiếu được diễn ra thường

xuyên giữa các c đông, c c nhà đầu tư Trong qu trình mua b n, nắm giữ c

phiếu, nếu một bên có nhi u thông tin h n có thể có những hành vi để hưởng lợi từ

bên có ít thông tin h n Trong nghiên cứu của Myer và Majluf (1984) chỉ ra rằng

khi tồn tại thông tin bất cân xứng, những nhà quản trị công ty có nhi u thông tin

h n và do đó họ sẽ tiến hành các quyết định đầu tư có lợi cho bản thân mà không

quan tâm đến lợi ích c đông Kết quả là hiệu quả đầu tư bị ảnh hưởng đ ng kể, dẫn

đến hiện tượng đầu tư qu mức hoặc dưới mức và mẫu thuẫn giữa các c đông và

chủ nợ công ty.

• Chất lượng thu nhập

Theo Dechow and Schrand (2004), xem xét chất lượng thu nhập từ góc độ nhà

phân tích. Mục tiêu của phân tích tài chính là để đ nh gi thành quả công ty, đ nh

gi độ lớn thành quả hiện tại là chỉ báo của thành quả tư ng lai, và dựa vào phân

tích này để x c định liệu giá c phiếu hiện tại có phản ánh bản chất giá trị công ty

không? Từ góc độ này, chất lượng thu nhập cao là sự phản nh đúng đắn thành quả

hoạt động hiện tại của công ty, là một chỉ báo tốt v thành quả hoạt động tư ng lai

và là phư ng ph p đo lường t ng quan hữu ích để đ nh gi gi trị công ty. Thu nhập

được định nghĩa là có chất lượng cao khi con số thu nhập hàng năm phản nh đúng

đắn giá trị thực của công ty. Thu nhập này được biết đến như là thu nhập lâu dài

trong các tài liệu nghiên cứu kế toán. Một cách nhìn khác v khái niệm chất lượng

thu nhập là thu nhập có chất lượng cao khi thu nhập trên vốn c phần là một thước

đo tốt v tỷ lệ hoàn vốn nội bộ theo danh mục hiện tại các dự án của công ty.

Thu nhập thể hiện dòng ti n tư ng lai kỳ vọng hàng năm có khả năng vừa b n vững

và dự b o được. Tuy nhiên tính b n và khả năng dự báo v riêng thu nhập không đủ

để chỉ báo rằng thu nhập có chất lượng cao. Các nhà quản l thường muốn thu nhập

cao b n vững và có thể dự b o được vì c c đặc tính này có thể cải thiện uy tín của

họ với nhà phân tích và nhà đầu tư Tuy nhiên, nếu thu nhập này không phản ánh

giá trị thực của công ty thì thu nhập có chất lượng thấp.

Theo định nghĩa chất lượng thu nhập này thì thu nhập cũng có gi trị thấp Định

nghĩa v tính b n thu nhập có nghĩa đối với chất lượng thu nhập - chỉ khi thu nhập

phản ánh trung thực thành quả trong kỳ và nếu thành quả của kỳ hiện tại vẫn kéo

dài trong tư ng lai Tuy nhiên, tính b n một mình nó không phải là chỉ báo của chất

lượng thu nhập cao, dòng thu nhập cũng phải phản ánh giá trị thực ti m tàng.

Theo định nghĩa này, c c công ty có khả năng ph t triển cũng có khả năng có chất

lượng thu nhập thấp Đó là khi gi trị của công ty phụ thuộc hoàn toàn vào sự thành

công của riêng một loại sản phẩm, dịch vụ. Thu nhập của các công ty này có chất

lượng thấp vì thu nhập hiện tại không có liên quan thực tế đến việc đ nh gi thành

quả hiện tại, đến việc dự báo thành quả tư ng lai, hoặc x c định giá trị công ty.

Đến năm 2010, Dechow, P M , Ge, W , & Schrand, định nghĩa chất lượng thu

nhập càng cao thì trình bày càng trung thực khía cạnh tiến trình thu nhập c bản của

công ty, đi u này có liên quan đến một quyết định cụ thể của người ra quyết định.

Định nghĩa mới này của tác giả hàm ý thuật ngữ chất lượng thu nhập là vô nghĩa

nếu không x c định ngữ cảnh nhất định, vì các khía cạnh liên quan của tiến trình thu

nhập c bản của công ty khác với các quyết định đồng loạt và những người ra quyết

định.

Theo Mệnh đ khái niệm kế toán tài chính Số 1 (Statement of Financial Accounting

Concepts No.1 – SFAC No. 1) công bố rằng b o c o tài chính nên cung cấp các

thông tin v thành quả hoạt động kinh doanh SFA No 1 định nghĩa chất lượng

thu nhập như sau:

Chất lượng thu nhập càng cao cung cấp thông tin v các khía cạnh thành quả tài

chính của công ty càng nhi u, các thành quả tài chính của công ty có mối liên hệ với

các quyết định cụ thể của người ra quyết định. Có ba khía cạnh cần lưu v định

nghĩa chất lượng thu nhập này. Thứ nhất, chất lượng thu nhập là phụ thuộc vào tính

hợp lý quyết định của thông tin. Vì vậy, theo định nghĩa này, thuật ngữ chất lượng

thu nhập đi riêng là không có nghĩa, chất lượng thu nhập được định nghĩa chỉ là

trong bối cảnh của mô hình của quyết định nhất định. Thứ hai, chất lượng của con

số thu nhập được báo cáo phụ thuộc vào việc thành quả tài chính có cung cấp nhi u

thông tin không, nhi u khía cạnh là không quan s t được. Thứ ba, chất lượng thu

nhập đã được x c định đồng thời bởi sự hợp lý của thành quả tài chính ti m ẩn đối

với quyết định và bởi khả năng hệ thống kế to n đo lường thành quả Định nghĩa

này của chất lượng thu nhập đ xuất rằng chất lượng có thể được đ nh gi đối với

bất kỳ quyết định nào phụ thuộc vào sự đại diện mang nhi u thông tin của thành quả

tài chính. Không phải là đi u kiện ràng buộc chất lượng để kéo theo quyết định

không có ích trong bối cảnh của các quyết định đ nh gi vốn c phần.

Tóm lại, trên thế giới có rất nhi u định nghĩa v chất lượng thu nhập, nhìn chung

c c định nghĩa đ u kết luận rằng tính b n vững của thu nhập, tiến trình thu nhập c

bản của công ty, và thành quả tài chính của công ty trong mối liên hệ với các quyết

định cụ thể của người ra quyết định là phư ng ph p đo lường chất lượng thu nhập

và chất lượng thu nhập cao là một chỉ báo tốt cho thành quả thu nhập tư ng lai, và

là thước đo t ng quát hữu dụng cho việc đ nh gi gi trị công ty.

Từ giả thuyết nội dung thông tin từ c tức , định nghĩa chất lượng thu nhập , và

các nghiên cứu khác v mối quan hệ giữa c tức và chất lượng thu nhập, tập trung

vào hướng khả năng cung cấp thông tin của c tức cho chất lượng thu nhập, một

hướng nghiên cứu mới được phát triển gần đây Theo đó, t c giả thừa hưởng kết quả

của nghiên cứu khác và chứng minh thực nghiệm củng cố luận điểm: c tức ti n

mặt càng cao thì chất lượng thu nhập càng cao. Theo kết quả Luận văn đi sâu vào

chi tiết các lý thuyết và nghiên cứu tại mục 2.2.

• Khái niệm các khoản dồn tích

Theo chuẩn mực kế to n iệt Nam hiện hành quy định nguyên tắc c sở dồn tích

được định nghĩa như sau: Mọi nghiệp vụ kinh tế, tài chính của doanh nghiệp liên

quan đến tài sản, nợ phải trả, nguồn vốn chủ sở hữu, doanh thu, chi phí phải được

ghi s kế to n vào thời điểm ph t sinh, không căn cứ vào thời điểm thực tế thu hoặc

thực tế chi ti n hoặc tư ng đư ng ti n c doanh nghiệp hiện nay đa số đ u sử

dụng nguyên tắc kế to n dồn tích, do đó sẽ có sự chênh lệch giữa thu nhập kế to n

và d ng ti n của doanh nghiệp, khoảng chênh lệch này gọi là các khoản dồn tích.

Cụ thể, thu nhập kế to n của doanh nghiệp sẽ có hai thành phần là thành phần d ng

ti n và thành phần dồn tích. Thành phần dồn tích trong kế to n là những phần doanh

thu chưa thực thu bằng ti n gọi là doanh thu dồn tích (revenue accruals) hoặc những

phần chi phí chưa thực chi bằng ti n gọi là chi phí dồn tích (expense accruals). Ví

dụ v các khoản dồn tích: khi doanh nghiệp b n chịu hàng hóa có gi trị 10 tỷ đồng

cho kh ch hàng của mình, khoản ti n này sẽ được khách hàng thanh toán vào kỳ kế

to n năm sau, như vậy theo c sở dồn tích thì khoản ti n 10 tỷ đồng này vẫn được

ghi nhận là doanh thu tư ng ứng với khoản phải thu, đây là một loại của doanh thu

dồn tích Tư ng tự như doanh thu dồn tích, chi phí dồn tích chính là chi phí đã ph t

sinh nhưng chưa có d ng ti n chi ra thực tế, doanh nghiệp thuê mặt bằng sản xuất

kinh doanh thanh toán bằng phư ng thức trả sau, khoản ti n thuê này sẽ được ghi

nhận là là chi phí đã ph t sinh ở kỳ kế to n t nhưng thực tế ti n mới phát sinh ở kỳ

kế to n t 1 Trong kế to n, c c khoản doanh thu dồn tích sẽ tư ng ứng với các

khoản tải sản và chi phí dồn tích sẽ tư ng ứng với với các khoản nguồn vốn Do đó,

khi xuất hiện một khoản dồn tích nó sẽ ảnh hưởng đến cả bảng cân đối kế to n lẫn

kết quả hoạt động kinh doanh à khi doanh nghiệp thanh toán các khoản phải trả

cho nhà cung cấp hoặc nhận được ti n khi kh ch hàng thanh to n c c khoản phải

thu các doanh nghiệp sẽ thực hiện đảo chi u bút to n dồn tích (accruals reversal),

nhằm chuyển các khoản dồn tích thành dòng ti n hoạt động.

• Hệ số phản ứng thu nhập (Earnings Response Coefficient - ERC)

Theo bài nghiên cứu Factors Affecting the Earnings Response Coefficient: An

Empirical study for Iran của Mahboobe Hasanzade1 , Roya Darabi , Gholamreza

Mahfoozi (2013) Hệ số phản ứng thu nhập đo lường lợi nhuận ngoài kỳ vọng của

thị trường khi phản ứng với phần ngoài kỳ vọng của thu nhập được báo cáo của

công ty đã ph t hành c phiếu.

Theo Scott (1997), Hệ số phản ứng thu nhập là một thước đo thể hiện mối quan hệ

giữa tỷ suất sinh lợi của c phiếu và thu nhập vào khoảng thời gian các khoản thu

nhập được công bố. Hệ số này đo lường lợi nhuận chứa đựng bao nhiêu thông tin

mới trong đó và thông tin mới này được đo bằng cách xem xét các ảnh hưởng của tỷ

suất sinh lợi c phiếu xung quanh thời điểm công bố thu nhập Tuy nhiên, thường

thì các nhà nghiên cứu xem xét mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi và thu nhập trong

một năm Ngoài ra, một số nghiên cứu cũng sử dụng hệ số phản ứng thu nhập để

xem xét mối liên hệ giữa các khoản thu nhập và tỷ suất sinh lợi bất thường. Tỷ số

này không phải là mối quan tâm đặc biệt của các c đông và nhà đầu tư, mà c c nhà

nghiên cứu sử dụng để hỗ trợ cho việc phân tích sâu h n v c phiếu nhằm xem xét

các ảnh hưởng giữa tỷ suất sinh lợi của c phiếu và các khoản thu nhập.

2.2 Mối quan hệ giữa c tức và chấ l ợng thu nhập

Có rất nhi u tài liệu nghiên cứu v mối quan hệ giữa c tức và chất lượng thu nhập .

Các nghiên cứu của Aharony và Swary (1980); Asquith và Mullins (1983); Healy

và Palepu (1988) cung cấp bằng chứng chứng minh rằng giá c phiếu tư ng t c với

thông tin được truy n tải bằng việc chi trả c tức; tuy nhiên, các nghiên cứu của

Benartzi, Michaely, và Thaler (1997); Grullon, Michaely, Benartzi, và Thaler,

(2005); Nissim và Ziv (2001) không đưa ra kết luận chắc chắn v việc liệu c tức có

cung cấp thông tin v thu nhập tư ng lai không c nghiên cứu gần đây của

Caskey và Hanlon (2005); Skinner và Soltes (2011); Tong và Miao (2011) bắt đầu

tìm hiểu nội dung thông tin của c tức bằng việc kiểm tra liệu việc chi trả c tức

thực chất có cung cấp thông tin v chất lượng thu nhập không?

Bài nghiên cứu này dựa vào nghiên cứu gốc, tác giả sử dụng mô hình l thuyết gồm

3 phư ng trình tính to n v chất lượng thu nhập (bao gồm: Mô hình của Dechow,

Ge, và Schrand năm 2010; Mô hình của Skinner và Soltes năm 2011; Mô hình của

Tong và Miao năm 2011) để nghiên cứu việc chi trả c tức thực chất có cung cấp

thông tin v chất lượng thu nhập tại Việt Nam hay không thông qua việc truy n tải

nội dung thông tin của c tức. Thông qua ba kênh truy n dẫn mà thông qua đó c

tức có thể t c động đến chất lượng thu nhập , tác giả lựa chọn ba đại diện để đo

lường cho ba đặc tính của chất lượng thu nhập đó là:

Theo nghiên cứu đầu tiên v tài chính công ty của Miller and Modigliani (1961),

các công ty theo chính sách c tức n định thì c c nhà đầu tư nhi u khả năng (và có

lý do hợp l ) để giải thích sự thay đ i tỷ suất c tức như là sự thay đ i trong quan

điểm của nhà quản trị v viễn cảnh thu nhập tư ng lai đối với các công ty, nên theo

giả thuyết nội dung thông tin, các quyết định c tức của các nhà quản trị truy n tải

thông tin v viễn cảnh thu nhập công ty trong tư ng lai Từ nghiên cứu ban đầu của

Lintner (1956), chúng ta biết rằng các nhà quản lý miễn cưỡng gia tăng c tức nếu

họ không tin rằng c tức có thể được duy trì tại mức mới Do đó, bằng cách tập

trung chi trả c tức, các nhà quản lý có thể thuyết phục c c nhà đầu tư v chất lượng

thu nhập mà họ báo cáo.

Lý thuyết đ xuất rằng các quyết định c tức của nhà quản trị phụ thuộc vào sự đ nh

giá của họ v thu nhập b n vững dài hạn của công ty và vì vậy c tức có khả năng

dự báo thông tin v chất lượng thu nhập. Skinner vad Soltes (2010) tìm thấy bằng

chứng rằng các công ty chi trả c tức có thu nhập b n vững h n c c công ty không

chi trả c tức. Trong khi các nghiên cứu trước đó tập trung vào sự thay đ i c tức,

một số nghiên cứu gần đây nghiên cứu liệu việc có chi trả c tức hay không thực

chất cung cấp thông tin v thu nhập nhi u h n là sự thay đ i c tức hay không.

Thay vì cố gắng giải thích sự thay đ i giá c phiếu và thu nhập tư ng lai có mối

quan hệ với c tức không và có mối quan hệ như thế nào, các nghiên cứu chỉ nghiên

cứu liệu c tức có cung cấp thông tin v thu nhập không. Ví dụ, Skinner vad Soltes

(2010) tìm thấy bằng chứng rằng các công ty chi trả c tức có thu nhập b n vững

h n c c công ty không chi trả c tức. Thu nhập b n vững được xem như đ ng ao

ước vì thu nhập b n vững là tuần hoàn (Francis et al, 2004). Dựa trên các lý thuyết

v tham số thường xuyên thu nhập theo Miller và Rock (1985) và c tức làm gia

tăng sự tin cậy của thu nhập được báo cáo vì chi trả c tức ti n mặt thường xuyên

đối với các nhà quản lý là rất tốn chi phí theo thu nhập bị quản l được hỗ trợ bởi

dòng ti n c sở. Dechow và Schrand (2004) chỉ ra rằng, riêng tính b n của thu nhập

không đủ để chỉ ra thu nhập có chất lượng cao.

Các nhà tạo lập chính s ch, c c nhà đầu tư và c c nhà nghiên cứu quan tâm đến chất

lượng thu nhập vì chất lượng thu nhập ảnh hưởng đến mức độ bất cân xứng thông

tin giữa nhà quản trị và nhà đầu tư, và kết quả là ảnh hưởng đến hoạt động và giá trị

công ty. Khả năng chi trả c tức phụ thuộc vào mức sẵn có ti n mặt và sự khác biệt

đ ng kể giữa mức thu nhập được báo cáo và sự sẵn có ti n mặt cho c tức cuối cùng

là báo hiệu nguy hiểm của các vấn đ ti m tàng. Nghiên cứu của Tong và Miao

(2011) mở rộng và b sung nghiên cứu của Skinner và Soltes (2010) bằng cách sử

dụng các thuộc tính khác của thu nhập để củng cố suy luận dẫn đến mối quan hệ

đồng biến giữa c tức và chất lượng thu nhập .

Tính b n vững là một trong những đặc tính của thu nhập, tất cả c c đại diện của

chất lượng thu nhập của tác giả nghiên cứu đ u liên quan đến thu nhập (cụ thể là

đặc tính tính b n cũng như hệ số phản ứng thu nhập – ERC). Một số đại diện của

chất lượng thu nhập , bao gồm tính b n, bị tiến trình thu nhập c bản và sự ứng

dụng đối với tiến trình thu nhập c bản ảnh hưởng. Các công ty có thu nhập càng

b n vững thì có sự định giá vốn c phần D F càng chính x c Đi u này phù hợp với

quan điểm của Graham và Dobb cho rằng thu nhập là thước đo t ng quát v dòng

ti n kỳ vọng để định giá vốn c phần. Việc kiểm soát tính b n của tiến trình thu

nhập c bản là rất khó, có khả năng trở thành thành phần có đóng góp lớn vào thu

nhập được báo cáo. Vì vậy, rất khó để trình bày t c động của thước đo tính b n.

Tính b n càng cao có thể đạt được thông qua việc quản lý thu nhập theo kiểu c hội.

Tóm lại, dựa trên các nghiên cứu trước đó, t c giả lập luận rằng việc chi trả c tức

có mối liên hệ đồng biến với chất lượng thu nhập vì một số l do Đầu tiên, việc chi

trả c tức ti n mặt yêu cầu dòng ti n n định và được xác nhận, là yếu tố quyết định

c bản của quyết định nhà quản l đưa ra v vấn đ c tức (Brav, Graham, Harvey,

và Michaely, 2005; Chay và Suh, 2009). Một dòng ti n n định có thể hỗ trợ cho

thu nhập b n vững h n, vì vậy các công ty chi trả c tức có xu hướng có thu nhập

b n vững h n, là một khía cạnh của chất lượng thu nhập cao. Thứ hai, khoản chi

dùng chi trả c tức làm giảm dòng ti n tự do được kiểm soát bởi nội bộ và vì vậy

ràng buộc nhi u h n c c hành vi c hội quản lý. Các công ty chi trả c tức cũng có

khả năng gia tăng vốn bên ngoài cao h n, có thể đóng vai tr kiểm soát và giảm nhẹ

vấn đ đại diện của bên trong. Các nhà quản lý ràng buộc những người chi trả c

tức ít có khả năng b o cáo thu nhập đi u khiển t y h n c c nhà quản lý không chi

trả c tức, đư c phả ánh bởi độ lớn của khoản dồn tích tùy ý (discretional accruals)

nhỏ h n, là đặc tính khác của chất lượng thu nhập cao h n Thứ ba, c c nhà đầu tư

thị trường sử dụng thông tin được truyên tải bởi c tức vì bảo hiểm đối với độ đ ng

tin của thu nhập báo cáo và tin rằng c tức cung cấp thông tin b sung v thành quả

công ty Trong trường hợp này, thu nhập c phiếu của những người chi trả c tức có

thể phản ứng nhi u h n đối với sự thay đ i thu nhập, cho thấy khả năng cung cấp

thông tin thu nhập nhi u h n của các công ty này.

ài nghiên cứu này được thực hiện dựa trên bài nghiên cứu của Lu Deng, Sifei Li,

Mingqing Liao, với đ tài Dividends and earnings quality: vidence from hina

khi nghiên cứu c c công ty tại Trung Quốc v mối quan hệ giữa c tức và chất

lượng thu nhập.

ài nghiên cứu p dụng phư ng ph p hồi quy và sử dụng dữ liệu bảng tại các doanh

nghiệp được niêm yết trên sàn HOSE Việt Nam với mẫu được lấy từ 2012 đến 2017

để kiểm tra ảnh hưởng của c tức đến chất lượng thu nhập doanh nghiệp. Trong quá

trình xử lý dữ liệu tác giả chỉ lấy các doanh nghiệp đủ số liệu v lợi nhuận sau thuế

liên tục từ 2012 đến 2017. Kết quả cho thấy mối quan hệ giữa đồng biến giữa c tức

và chất lượng thu nhập . Bằng việc giảm rủi ro thông tin và cung cấp thông tin b

sung v chất lượng thu nhập mà c tức có nghĩa kinh tế đối với doanh nghiệp và

cả nhà đầu tư ên cạnh đó, kết hợp với kết quả nghiên cứu trước đây v mối quan

hệ nghịch biến giữa chất lượng thông tin kế toán và thông tin bất cân xứng, quan hệ

đồng biến giữa c tức và chất lượng thu nhập, tác giả đ xuất rằng: có thể sử dụng

c tức để làm giảm rủi ro thông tin bất cân xứng giữa ban quản trị công ty và nhà

đầu tư và tạo đi u kiện thuận lợi cho c c nhà đầu tư tiếp cận thông tin khi đ nh gi

công ty và ra quyết định đầu tư c phiếu.

TÓM TẮT CHƯ NG 2

Các nghiên cứu trước đó trên Thế giới đã chỉ ra rằng, có rất nhiều yếu tố tác

động đến chất lượng thu nhập. Trong đó, yếu tố được nhiều nhà nghiên cứu gần

đây đặc biệt quan tâm, là cổ tức. Vì thông qua quyết định chi trả cổ tức cũng có thể

cho thấy kỳ vọng của nhà quản lý về triển vọng phát triển của công ty thông qua

mối quan hệ của cổ tức và tính bền của thu nhập. Đồng thời, quyết định chi trả cổ

tức của nhà quản trị sẽ cung cấp thông tin để nhà đầu tư đánh giá chất lượng thu

nhập, phân tách được thu nhập hiện thời và thu nhập từ các khoản dồn tích. Ngoài

ra, các nhà quản trị có thể tác động đến phản ứng của nhà đầu tư đối với thông tin

thu nhập thông qua quyết định chi trả cổ tức.

CHƯ NG 3 PHƯ NG PH P NGHI N CỨU

Trong chương này, tác giả trình bày các nội dung liên quan đến phương pháp

nghiên cứu của đề tài, bao gồm dữ liệu nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu và mô

hình nghiên cứu và các biến chính của mô hình. Nội dung dữ liệu nghiên cứu sẽ cho

biết nguồn thu thập dữ liệu phục vụ nghiên cứu, quy mô, tần suất và cách thức tính

toán, thu thập dữ liệu nghiên cứu. Nội dung phương pháp nghiên cứu sẽ bao gồm

quy trình nghiên cứu và các phương pháp thực hiện để giải quyết mục tiêu nghiên

cứu đã đặt ra. Cuối cùng, phần mô hình nghiên cứu sẽ trình bày về biến nghiên cứu,

xây dựng mô hình nghiên cứu và tóm tắt các giả thuyết nghiên cứu.

3.1 Mẫu và dữ liệu

3.1.1 Đối với dữ liệu thô

ài nghiên cứu này sử dụng dữ liệu của 325 doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng

kho n HOS trong giai đoạn 2009 đến 2017 Đối với dữ liệu thu nhập sau thuế,

hàng tồn kho, dòng ti n hoạt động, doanh thu, tài sản cố định, t ng tài sản, t ng nợ,

chi trả c tức ti n mặt, giá c phiếu, số lượng c phiếu đang lưu hành, thuế phải nộp

được Thomson Reuter cung cấp; đối với dữ liệu thời gian hoạt động của doanh

nghiệp, số lượng c phiếu được nắm giữ bởi c đông lớn nhất (>5%), t ng số lượng

c phần của c đông lớn nhà nước, số lượng thành viên hội đồng quản trị, chủ tịch

hội đồng quản trị và O có c ng 1 người hay không, số lượng thành viên hội đồng

quản trị không nằm trong ban gi m đốc được cung cấp bởi Vietstock. Từ đó, các dữ

liệu thô được t ng hợp và tính to n để làm c sở dữ liệu cho việc thực hiện hồi quy

mô hình đã được trình bày ở phần trên. Dữ liệu trong mẫu thỏa mãn các yêu cầu:

Trước tiên, c c công ty hoạt động trong lĩnh vực tài chính (tức là, ngân hàng, bảo

hiểm, công ty bảo hiểm nhân thọ và ủy th c đầu tư) và trong c c lĩnh vực tiện ích

(ví dụ: điện, nước ) được loại trừ ì c c công ty trong lĩnh vực nay có c ch thức kế

toán khác với các doanh nghiệp sản xuất, thư ng mại, dịch vụ Ngoài ra, đối với c c

công ty không đủ dữ liệu trong v ng 5 năm liên tục có độ tin cậy k m vì nhi u l do

kh c nhau như như dữ liệu bị gi n đoạn và không ph hợp với nghiên cứu ì vậy

dữ liệu ban đầu gồm 325 công ty, sau khi loại mẫu còn lại 290 công ty.

Thứ hai, Mô hình nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng kết hợp với phân tích t c động

cố định của từng công ty bằng phư ng ph p fixed effect (F M) c khoản mục

được thu thập và tính to n c c biến dựa trên phần m m excel và Stata

3.1.2 Dữ liệu sau khi xử lý

Sau khi thực hiện thu thập dữ liệu thô theo c c bước đã được mô tả như trên, t c giả

thực hiện xử l dữ liệu để tính to n c c biến hi tiết v c c biến và mô hình nghiên

cứu đã được nêu rõ ở các phần trên. Mặc dù dữ liệu thô được thu thập từ năm 2009

đến 2017 nhưng việc tính toán các mô hình yêu cầu các dữ liệu có độ trễ 1 năm như

t ng tài sản, doanh thu, dòng ti n hoạt động, mức thay đ i so với năm trước của lợi

nhuận, doanh thu hay các dự liệu mang tính dự b o 1 năm như thu nhập, dòng ti n

hoạt động, bên cạnh đó số liệu AQ c n được tính bằng cách lấy độ lệch chuẩn theo

dữ liệu 5 năm liên tiếp, do đó c c quan s t năm 2009-2011 và 2017 sẽ không xuất

hiện trong bộ dữ liệu đã xử l ộ dữ liệu cuối c ng cho nghiên cứu này có 741

quan s t được lọc từ 290 quan sát bao gồm doanh nghiệp niêm yết từ 2009 đến

2016.

3.2 Xây dựn ớ o v mô ìn n n ứu

Dựa theo bài nghiên cứu gốc, để đo lường mối liên hệ của c tức với chất lượng thu

nhập, tác giả sử dụng ba thước đo đại diện cho chất lượng thu nhập mà thông qua ba

kênh truy n dẫn c tức có thể t c động đến chất lượng thu nhập. Tác giả sử dụng ba

biến đại diện kh c nhau để ước lượng nhằm đo lường ba thuộc tính của chất lượng

thu nhập đã được sử dụng nhi u trong các nghiên cứu của Dechow, Ge, và Schrand

(2010); Skinner và Soltes (2011); Tong và Miao (2011) để đo lường mức độ c tức

truy n đạt thông tin v thu nhập hiện tại và kỳ vọng thu nhập tư ng lai cho c c bên

liên quan, đặc biệt là c c nhà đầu tư T c giả sử dụng nhi u biến đại diện cho chất

lượng thu nhập trong bài nghiên cứu do, thứ nhất chất lượng thu nhập là đa diện vì

vậy một biến đại diện duy nhất sẽ không bao quát tất cả các khía cạnh của chất

lượng thu nhập . Thứ hai, việc sử dụng nhi u biến đại diện kh c nhau làm tăng khả

năng kh i qu t kết quả. Thứ ba, sử dụng c c thước đo thay thế làm giảm khả năng

kết quả thu được là do một số yếu tố kh c h n là chất lượng thu nhập.

3.2.1 Thước đo và mô h nh đo lường mối quan hệ giữa cổ tức tiền mặt và tính bền

của thu nhập:

Thước đo đầu tiên của chất lượng thu nhập được phát triển bởi Dechow, Ge, và

Schrand (2010) đại diện cho chất lượng thu nhập liên quan đến tính b n của thu

nhập (earnings persistence). Trong bài nghiên cứu trình bày hai mô hình để đo

lường mối quan hệ giữa c tức ti n mặt và tính b n của thu nhập.

Theo bài nghiên cứu Understanding earnings quality: A review of the proxies, their

determinants and their consequences (Dechow, P. M., Ge, W., & Schrand, C.

(2010)), tính b n của thu nhập là một trong c c đặc tính của thu nhập được tác giả

kiểm định Định nghĩa của tác giả v chất lợng thu nhập nhìn chung là lý thuyết v

quyết định, các nghiên cứu v tính b n tập trung vào lợi ích của thu nhập đối với

việc định giá vốn c phần của c c nhà đầu tư Giả định rằng thu nhập b n vững sẽ

thu được dữ liệu đầu vào tốt h n đối với mô hình định giá vốn c phần, và vì vậy

các công ty có số thu nhập càng b n vững thì chất lượng thu nhập cao h n c c công

ty có số thu nhập ít b n vững h n Mục đích của các nghiên cứu là để x c định các

đặc tính tài chính tư ng ứng với thu nhập b n vững. Các nghiên cứu này được giới

hạn trong sự phân b để đ nh gi tính b n như một đại diện của chất lượng thu nhập

bởi vì các giả thuyết c n được duy trì nói rằng thu nhập càng b n vững thì các thông

tin càng hữu ích đối với việc định giá vốn c phần. Tính b n vững của thu nhập

càng cao thì chất lượng thu nhập cao h n khi ph hợp với giá trị.

Trong bài nghiên cứu Financial flexibility and the choice between dividends and

stock repurchases (Jagannathan, M., Stephens, C. P., & Weisbach, M. S. (2000)).

Tính b n của thu nhập cũng được chọn là thước đo đại diện cho chất lượng thu

nhập.

Các giả thuyết ban đầu cho rằng c tức cho thấy thỏa thuận hiện tại và được sử

dụng như là c ch để phân phối dòng ti n n định, trong khi việc mua lại c phiếu

được sử dụng để chi trả dòng ti n mang tính tạm thời. Vì vậy việc mua lại c phiếu

đảm bảo tính linh hoạt tài chính liên quan đến c tức vì doanh nghiệp hoàn toàn

không còn thỏa thuận chi trả trong tư ng lai ì theo c c t c giả c tức được chi trả

bởi các công ty có dòng ti n hoạt động n định, trong khi mua lại c phiếu được sử

dụng bởi các công ty có dòng ti n ngoài hoạt động nhất thời, dòng ti n biến động

h n

Trong bài nghiên cứu What do dividends tell us about earning (Skinner, D.J, và

Soltes (2011)) nghiên cứu v mối quan hệ giữa c tức và chất lượng thu nhập, các

tác giả đã chứng minh việc chi trả c tức có t c động đến chất lượng thu nhập, các

công ty chi trả c tức có chất lượng thu nhập cao h n c c công ty không chi trả c

tức nhưng mối quan hệ này không phụ thuộc vào số ti n c tức được chi trả.

Sử dụng mô hình (1) sau đây để ước lượng t c động của c tức lên chất lượng thu

nhập Nguyên nhân đằng sau việc sử dụng tính b n của thu nhập là việc chi trả c

tức phù hợp với dòng ti n hoạt động không đ i (Jagannathan, Stephens, &

Weisbach, 2000). Trong bài nghiên cứu gốc Financial flexibility and the choice

between dividends and stock repurchases của Jagannathan, M., Stephens, C. P., &

Weisbach, M. S. (2000), các tác giả nghiên cứu quyết định của c c công ty đóng

góp vào dòng ti n và lựa chọn giữa việc chi ti n dưới hình thức chi trả c tức và

mua lại c phiếu. Nghiên cứu của các tác giả nhằm đ nh gi tầm quan trọng của

việc mua lại trong các quyết định chi thu nhập và để tách các nhân tố ảnh hưởng

đến sự lựa chọn giữa mua lại và c tức. C tức thể hiện cam kết hiện tại và được

d ng để phân b dòng ti n b n vững, trong khi việc mua lại c phiếu được sử dụng

để chi dòng ti n tạm thời ti m ẩn. Mua lại c phiếu vì vậy duy trì được tính linh

động tài chính h n c tức vì mua lại c phiếu không cam kết hoàn toàn việc chi trả

trong tư ng lai của công ty. Vì vậy các công ty chi trả c tức có thu nhập b n vững.

(1)

Trong mô hình này, là thu nhập công ty i trên mỗi c phần năm t chia

cho giá c phiếu tư ng ứng năm t và là thu nhập công ty i trên mỗi

c phần năm t 1, chia cho gi c phiếu tư ng ứng năm t 1 Trên thực tế, lợi nhuận

trên mỗi c phiếu EPS là một trong những chỉ tiêu mà đa số c c nhà đầu tư quan

tâm khi đ nh gi một c phiếu trên thị trường, chỉ số này phản ánh khả năng tạo ra

lợi nhuận ròng trên mỗi c phần mà c đông đóng góp iến số Earnings trong bài

được tính bằng cách lấy lợi nhuận trên mỗi c phiếu PS năm 1 chia cho gi c

phiếu năm t, nghĩa là trong năm t tỷ lệ đóng góp của lợi nhuận trên một c phiếu

EPS trong giá c phiếu được c c nhà đầu tư định giá thông qua thị trường.

Đối với Dividend, bài nghiên cứu sử dụng cả biến liên tục và biến giả. Biến liên tục

là tỷ lệ c tức trên giá c phiếu được tính bằng c tức ti n mặt trên mỗi c phần chia

cho giá c phiếu theo Naranjo, Nimalendran, & Ryngaert (1998) and Graham &

Kumar (2006). Biến giả là biến chỉ báo, bằng 1 nếu công ty trả c tức ti n mặt trong

năm t và ngược lại bằng 0. Tuy nhiên, do hạn chế v thu thập thông tin trên thị

trư ng chứng khoán Việt Nam, nên tác giả đ xuất chỉ sử dụng biên liên tục đối với

biến Dividend. C tức trên một c phiếu (DPS), là một phần nhỏ trong lợi nhuận

trên mỗi c phiếu ( PS) được công ty chi trả c đông bằng ti n mặt, phần còn lại

được gọi là lợi nhuận giữ lại để tiếp tục tài trợ hoạt động kinh doanh mở rộng của

công ty, vì vậy chính sách c tức cũng là một chính sách tài trợ. Tuy nhiên, c tức

chỉ được trích trả từ lợi nhuận, không được vay mượn hoặc bất kỳ nguồn tài trợ nào

khác và việc chi trả c tức của công ty cũng không nhất thiết phải thực hiện trong

c ng năm tư ng ứng với phần thu nhập trong năm đó, có những trường hợp c tức

chi trả vượt mức lợi nhuận trong năm, tình trạng này có hai trường hợp có thể xảy

ra. Thứ nhất là do công ty không muốn phải giảm c tức hay không muốn làm cho

c tức không n định, vì đi u đó có thể ảnh hưởng đến quyết định của c c nhà đầu

tư trong tư ng lai, dẫn đến giá của công ty trên thị trường cũng bị t c động xấu,

công ty trong năm khó khăn thường quyết định trả c tức vượt quá mức lợi nhuận

h n là không trả c tức, chính sách này chỉ áp dụng trong ngắn hạn và trong trường

hợp có căn cứ để khẳng định rằng lợi nhuận sẽ nhanh chóng hồi phục và đạt mức

cao h n so với c tức. Thứ hai do dòng ti n của công ty đã qu dồi dào.Bên cạnh

đó, c c công ty p dụng các chính sách c tức nhằm đ p ứng các yêu cầu kinh

doanh của mình Đi u đó phản nh lĩnh vực kinh doanh mà họ đang hoạt động và

chiến lược đang được áp dụng c công ty đang có tốc độ tăng trưởng cao cần một

lượng ti n mặt lớn do đó hạn chế chi trả c tức Ngược lại, công ty đã đi vào hoạt

động n định lại chi trả một tỷ lệ lợi nhuận lớn h n iến số Dividends thường được

các nhà đầu tư d ng để so sánh giữa thu nhập từ c phiếu và các hình thức đầu tư tài

sản kh c, do đó chỉ số này biểu thị chính sách chi trả c tức ti n mặt của công ty

đóng vai tr gì trong việc thu hút nhà đầu tư, hay nói c ch kh c chính s ch c tức

này đóng góp bao nhiêu phần trăm vào việc định giá c phiếu của công ty.

Nếu c tức có liên quan đến thu nhập b n vững, được kỳ vọng dư ng và phản

nh t c động gia tăng của việc chi trả c tức, cũng được kỳ vọng dư ng, cho thấy

rằng việc chi trả c tức làm tăng tính b n của thu nhập.

Bên cạnh mô hình (1) đo lường mối quan hệ giữa c tức và tính b n của thu nhập,

để thuận lợi cho các phân tích sau với các số hạng tư ng t c trong mô hình (1), mô

hình (2a) sau đây được sử dụng để ước lượng thước đo tính b n của thu nhập đối

với mỗi công ty kỳ hạn chu kỳ 3 năm, được đo bằng hệ số , như sau:

(2a)

Biến số arnings được lựa chọn sử dụng để tính toán tính b n của lợi nhuận

Persistents mỗi công ty c c năm thông qua hồi quy 3 năm mỗi công ty để thu được

biến số theo phư ng trình (2a). Cách tính này nhằm cung cấp cái nhìn toàn diện

h n, không bị lệch bởi dữ liệu gần đây nhất v tỷ lệ đóng góp của lợi nhuận trên

mỗi c phiếu EPS trong giá c phiếu được c c nhà đầu tư định giá thông qua thị

trường năm t ảnh hưởng như thế nào đến tỷ lệ đóng góp của lợi nhuận trên mỗi c

phiếu EPS trong giá c phiếu được các nhà đầu tư định giá thông qua thị trường

năm t 1 Sau khi có được từ việc ước lượng mô hình (2a), tác giả tiếp tục sử

dụng - thước đo tính b n của thu nhập để hồi quy theo biến c tức trong mô hình

(2b), đây là hệ số đo lường xu hướng biến động của thu nhập công ty trong thời gian

3 năm, để thu được :

(2b)

Phư ng trình (2a) là mô hình đ n giản để ước lượng tính b n của thu nhập, trong đó

tính b n của thu nhập được đo bằng bệ số . Thu nhập tỷ lệ với tài sản là điển hình

của Earnings, tuy nhiên nhi u nghiên cứu kiểm tra biên ( tỷ lệ với doanh số ), hoặc

tỷ lệ với số c phần, cao nghĩa là d ng thu nhập càng b n vững. Tính b n vững

của thu nhập càng cao của chất lượng cao h n khi thu nhập phù hợp giá trị.

Trong mô hình (2a) và (2b) là giống với trong mô hình (1). Nếu c tức phù hợp với

thu nhập b n vững, được kỳ vọng dư ng Persistent là thước đo tính b n của thu

nhập, là hệ số trong mô hình (2a) với kỳ hạn chu kỳ 3 năm

3.2.2 Thước đo và mô h nh đo lường mối quan hệ giữa cổ tức tiền mặt và chất

lượng khoản dồn tích:

Từ nghiên cứu của Dechow (1994) và Sloan (1996) đã mở đầu cho hàng loạt các

nghiên cứu tiếp theo v các khoản dồn tích và mối quan hệ với chất lượng thu nhập

. Nguyên tắc kế toán dồn tích thừa nhận rằng, thu nhập kế toán bao gồm hai thành

phần: thành phần dồn tích (accrual) và thành phần ti n (cash). Thành phần ti n là

dòng ti n công ty thực tế thu hoặc chi trong quá trình sản xuất kinh doanh, còn

thành phần dồn tích là con số bắt nguồn từ quá trình hoạch toán các nghiệp vụ kinh

tế phát sinh không cần biết nghiệp vụ đã thực thu hoặc thực chi ti n hay chưa Theo

nghiên cứu trước đây của Subramanyam và John J.Wild (2008); Dechow (1994 và

1998) cho rằng: ả hai thành phần này đ u đóng góp vào chất lượng thu nhập

nhưng vì thành phần ti n thường có xu hướng b n vững h n thành phần dồn tích

nên nếu thu nhập được hình thành chủ yếu từ thành phần dồn tích thì thu nhập sẽ có

chất lượng thấp h n so với thu nhập được hình thành chủ yếu từ thành phần ti n.

Nghiên cứu của Sloan (1996) chỉ ra rằng mặc dù kế toán dồn tích ưu việt h n so với

kế toán bằng ti n nhưng thành phần dồn tích lại ít quan trọng h n thành phần ti n

trong việc đ nh gi hiệu quả hoạt động của công ty. Các nghiên cứu sau này sử

dụng các khoản dồn tích để đo lường cho chất lượng báo cáo tài chính trong các

nghiên cứu của Dechow và Dichev (2002), Kasznik (1999); McNichols và Stubben

(2008).

Với các nguyên tắc kế toán dồn tích, bài nghiên cứu của Dechow và Dichev (2002)

tìm thấy một thước đo mới của chất lượng thu nhập là thước đo c c khoản dồn tích.

Một vai trò của phư ng ph p dồn tích là để thay đ i hoặc đi u chỉnh việc ghi nhận

các dòng ti n theo thời gian trong tư ng lai sao cho các con số đi u chỉnh (thu

nhập) phù hợp với hiệu suất doanh nghiệp. Các tác giả cho rằng các khoản dồn tích

và thu nhập đang giảm đối với mức độ sai số trong dự đo n Họ sử dụng biện pháp

thực nghiệm v chất lượng khoản dồn tích đối với phần dư từ hồi quy mức độ thay

đ i vốn lưu động quá khứ, hiện tại và các dòng ti n hoạt động trong tư ng lai của

doanh nghiệp cụ thể.

Việc chi trả c tức có thể làm giảm dòng ti n tự do và ki m chế hành vi quản l c

hội, vì vậy việc quản lý bị ràng buộc có ít sự tùy ý đối với thu nhập được báo cáo.

Tác giả chọn chất lượng khoản dồn tích để quan s t được sự tùy ý này. Phù hợp với

sự phỏng đo n d ng ti n tự do, sử dụng mô hình dòng ti n được ước lượng bởi

khoản dồn tích (cash flow estimated accrual model) của Dechow and Dichev

(2002), được McNichols (2002) đi u chỉnh Mô hình (4) được trình bày như sau,

(3a)

Trong đó là t ng khoản dồn tích hiện hành (total current accruals) được

ước lượng theo Dechow and Dichev (2002), tỷ lệ với t ng tài sản. là dòng

ti n hoạt động năm t-1, là dòng ti n hoạt động năm t, là dòng ti n

hoạt động năm t 1, là thay đ i trong doanh thu và là bất động sản,

nhà xưởng và máy móc thiết bị. Theo chuẩn mực kế toán quốc tế IAS-16 thì PPE

chính là tài sản cố định hữu hình. Tất cả các biến tỷ lệ với t ng tài sản năm t-1. Mô

hình khoản dồn tích ở trên được ước lượng với dữ liệu hàng năm

Trong bài nghiên cứu gốc The quality of accruals and earnings: The role of accrual

estimation errors của Dechow and Dichev (2002), cho rằng chất lượng các khoản

dồn tích được đo lường bằng sai số chuẩn trong ước lượng các khoản dồn tích – giá

trị này càng thấp thì tính b n vững của thu nhập càng thấp, do cả năng lực của kế

toán cùng ban quản trị và hiện tượng thao túng các số liệu kế to n Khoản dồn tích

hiện hành được tính bằng dòng ti n thực tế năm t 1 cộng phần sai số phản

ánh sự sai khác giữa giữa dồn tích kỳ vọng và dồn tích thực tế:

(b)

(a)

ε là sai số thu được từ hồi quy phư ng trình sau:

(c)

(d)

Biểu thức v dồn tích tại năm t thu được bằng cách sắp xếp lại các phần dồn tích

(e)

(

)

là dòng ti n

của thu nhập trong phư ng trình sau:

là các khoản thu trước – các khoản chi trước;

là khoản phải trả- kkhoản phải thu.

Trong đó,

thuần;

Phư ng trình này truy n tải một c ch súc tích vai tr và đặc tính của dồn tích trong

phư ng ph p kế to n Trước tiên, dồn tích là sự đi u chỉnh tạm thời cần thiết để trì

hoãn hoặc d ng trước dòng ti n thực tế cộng với phần sai số ước lượng. Thứ hai,

dồn tích có mối liên hệ nghịch biến với dòng ti n hiện tại và có mối quan hệ đồng

biến với dòng ti n quá khứ và tư ng lai Thứ ba, độ lớn của phần sai số trong

phư ng trình (e) nắm bắt độ lớn mà dồn tích phản ánh thực tế dòng ti n, và có thể

sử dụng để đo lường dồn tích và chất lượng thu nhập .

Tuy nhiên, trên thực tế không có một phư ng ph p nào đ ng tin cậy để tách dòng

ti n t ng thành các dòng ti n thành phần như trong phư ng trình (e) Phiên bản thực

nghiệm của phư ng trình này suy ra thước đo thực hành của chất lượng dồn tích. Sử

dụng hồi quy sử dụng dòng ti n t ng thể của chuỗi thời gian – công ty theo phư ng

trình (c).

Trong đó, thước đo dồn tích được đ i thành vốn lưu động, và đại diện cho dòng ti n

liên quan đến dồn tích là dòng ti n thực từ hoạt động. Phần dư từ hồi quy phản ánh

độ lớn của dồn tích không liên quan đến thực tế dòng ti n, và độ lệch chuẩn của

phần dư là thước đo chất lượng dồn tích, trong đó độ lệch chuẩn cao nghĩa là chất

lượng dồn tích thấp.

là t ng khoản dồn tích hiện hành hay vốn lưu động dồn tích của công ty i

trong năm t, được tính toán bằng sự thay đ i trong tài sản ngắn hạn ( ) trừ đi sự

thay đ i của ti n và tư ng đư ng ti n (Δ ash), trừ sự thay đ i nợ ngắn hạn (Δ L)

và cộng sự thay đ i trong nợ vay ngắn hạn ngân hàng (ΔDebt).

Từ mô hình trên, thu được hai đại diện cho chất lượng dồn tích. Một là giá trị tuyệt

đối của phần dư hồi quy (AAQ) thu được từ việc sử dụng mô hình (3a) hồi quy các

công ty thuộc cùng 1 ngành theo từng năm, trong đó mỗi ngành tối thiểu 10 công ty,

giá trị AAQ càng cao là chỉ báo chất lượng thu nhập càng thấp. Một đại diện khác là

AQ được tính bằng độ lệch chuẩn 5 năm của phần dư hồi quy phư ng trình (3a), với

giá trị AQ càng cao cho thấy chất lượng thu nhập càng thấp. Việc phân ngành căn

cứ theo chuẩn phân ngành GICS (Global Industry Classification Standards - chuẩn

phân ngành toàn cầu) được phát triển bởi t chức MSCI và S&P Dow Jones

Indexes. Chuẩn phân ngành GI S được chia làm 4 cấp độ, từ t ng qu t đến chi tiết

cụ thể bao gồm: 10 lĩnh vực, 24 nhóm ngành, 68 ngành và 154 tiểu ngành. Tác giả

sử dụng phân ngành ở cấp độ lĩnh vực làm cở sở thực hiện dữ liệu, do mẫu không

bao gồm các công ty tài chính, ngân hàng, bảo hiểm nên nhóm ngành tài chính bị

loại bỏ, còn lại c c công ty được phân thành 9 ngành theo đúng chuẩn phân ngành

của Gics Ngành nào có dưới 10 công ty trong 1 năm sẽ bị loại bỏ. Các công ty

thuộc 1 nhóm ngành trong c ng 1 năm t được t ng hợp dữ liệu sử dụng phư ng

trình (3a) thực hiện hồi quy cho ra 1 tập giá trị , , , , , thay tập giá trị

này vào từng công ty cụ thể tư ng ứng từng năm để tính ra ε năm t từng công ty, giá

trị tuyệt đối của ε là AAQ năm t công ty i, thực hiện cho các ngành còn lại trong các

năm 2010-2016. Tiếp theo, từ AAQ tìm được, tác giả tiến hành tính độ lệch chuẩn 5

năm liên tiếp từ năm t-4 đến năm t của AAQ công ty i để tạo ra số liệu AQ công ty

i, năm t, thực hiện cho c c nhóm 5 năm liên tiếp trong từng công ty trong các

ngành để tìm được AQ năm 2014-2016 của các công ty thuộc 9 ngành theo chuẩn

phân ngành Gics.

Sử dụng mô hình hồi quy (3b) sau đây để nghiên cứu mối liên hệ giữa chi trả c tức

và chất lượng dồn tích:

⁄ (3b)

Trong đó và là hai đại diện cho chất lượng dồn tích và là

biến liên tục cho việc chi trả c tức. Việc chi trả c tức có thể làm giảm dòng ti n tự

do đối với các nhà quản lý và vì vậy giới hạn sự sử dụng theo ý nhà quản lý của dồn

tích, vì vậy tác giả kỳ vọng mối liên hệ nghịch biến giữa khoản dồn tích bất thường

và c tức, và âm.

Đối với hồi quy dồn tích, tính logarit tự nhiên của t ng tài sản (Size), đ n bẫy

(Lev), tỷ số giá trị s sách trên giá thị trường (BM), thu nhập trên tài sản (ROA),

tu i công ty (Age) để kiểm so t c c đặc điểm c bản của công ty. Tác giả cũng tính

các biến quản trị có thể t c động chất lư ng thu nhập, như là c phần được c đông

lớn nhất nắm giữ(Largest), tính hai mặt của Chủ tịch và gi m đốc đi u hành

(Duality) và phần trăm gi m đốc độc lập (Indep).

Trong bài nghiên cứu Are dividends associated with the quality of earnings? (Tong,

Y.H và Miao,B. (2011)). Các nghiên cứu trước đó dựa trên c c phư ng ph p đo

lường chất lượng thu nhập thực nghiệm khác nhau. Tác giả sử dụng c c đại diện

thực nghiệm để chứng thực và kết luận rằng có thể rút ra mối liên kết giữa c tức và

chất lượng thu nhập c đại diện này thu được các thuộc tính khác nhau của báo

cáo tài chính và là cấu tạo riêng liên quan đến chất lượng thu nhập.

AQ và AAQ là đại diện chất lượng khoan dồnt tích accruals dựa trên sự khái quát

khoản dồn tích thành các dòng ti n sử dụng mô hình của Dechow và Dichev (2002)

v chất lượng thu nhập.

AQ đo lường tính biến động của các sai số ước lượng trong việc chia các khoản dồn

tích accruals thành các dòng ti n, và độ lệch chuẩn càng cao nghĩa là chất lượng thu

nhập càng thấp. Vì vậy, giá trị AQ càng lớn nghĩa là độ chính xác của thông tin thu

nhập càng thấp và chất lượng báo cáo tài chính càng thấp.

Theo Cohen (2008), các tác giả cũng lấy giá trị tuyệt đối phần dư theo mỗi công ty

hàng năm làm đại diện cho chất lượng thu nhập là AAQ. Phần dư trình bày độ lớn

của các khoản dồn tích hiện thời là không tư ng quan với dòng ti n trễ, dòng ti n

hiện tại, và dòng ti n trước một kỳ. Giá trị AAQ càng lớn, cho thấy các khoản dồn

tích hiện thời phân chia ít thành dòng ti n thực tế, nghĩa là chất lượng thu nhập thấp

h n

3.2.3 Thước đo và mô h nh đo lường mối quan hệ giữa cổ tức tiền mặt và hệ số

phản ứng thu nhập của nhà đầu tư:

Thước đo cuối cùng của chất lượng thu nhập trong bài nghiên cứu này liên quan đến

phản ứng của nhà đầu tư đối với thu nhập, được đo lường bằng hệ số phản ứng thu

nhập (Earnings Response Coefficient - ERC), bao gồm các nghiên cứu sử dụng hệ

số phản ứng thu nhập (ER ) làm đại diện trực tiếp cho chất lượng thu nhập và các

nghiên cứu liên kết ERC với cấu trúc kh c như chất lượng kiểm toán viên. Đối với

thước đo hệ số phản ứng thu nhập có hai mô hình để đo lường mối quan hệ giữa c

tức ti n mặt và hệ số phản ứng thu nhập của nhà đầu tư

Nếu c tức càng cao gắn li n với chất lượng thu nhập càng cao, c c nhà đầu tư có

thể xem việc chi trả c tức là để cung cấp thông tin b sung cho thu nhập được báo

cáo, vì vậy thu nhập c phiếu có thể phản ứng nhi u h n với sự thay đ i thu nhập

của các công ty chi trả c tức. Tác giả sử dụng mô hình (4) sau để kiểm tra lập luận

trên:

(4)

Trong đó là thu nhập c phiếu mua và nắm giữ 12 tháng từ th ng 1 năm t đến

th ng 12 năm t, được đi u chỉnh bằng hiệu quả của thị trường, nghĩa là lợi nhuận từ

chênh lệch giá khi nắm giữ c phiếu trong 12 tháng - từ th ng 1 năm t đến tháng 12

năm t; là thu nhập trên mỗi c phần, tỷ lệ với giá c phiếu vào cuối

năm t-1. thay đ i thu nhập trên mỗi c phần, tỷ lệ với giá c phiếu

vào cuối năm t-1. là biến liên tục và biến giả của chi trả c tức. Nếu c

tức cung cấp thông tin b sung cho c c nhà đầu tư để xác nhận thông tin thu nhập.

được kỳ vọng dư ng

Tư ng tự, để tạo đi u kiện thuận lợi cho c c phân tích sau đây với số hạng tư ng

tác, tác giả cũng ước lượng mô hình (5a) để ước lượng ERC cho mỗi công ty với kỳ

hạn 3 năm, được đo bằng từ phư ng trình hồi quy (5a). Hệ số phản ứng thu nhập

R trong bài được xây dựng phù hợp nghiên cứu của Scott, 1997 Đây là một

thước đo thể hiện mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi của c phiếu và thu nhập từ nắm

giữ c phiếu. Cụ thể, hệ số này đo lường thu nhập trên một c phiếu chứa đựng bao

nhiêu thông tin mới t c động đến sự thay đ i lợi nhuận nắm giữ c phiếu trong một

năm và thông tin mới được đo bằng cách xem xét các ảnh hưởng của tỷ suất sinh lợi

một c phiếu xung quanh thời điểm công bố thu nhập là một năm

Sau đó, t c giả hồi quy R được ước lượng theo biến c tức trong mô hình (5b) và

nếu c tức có thể cung cấp thông tin thêm cho c c nhà đầu tư, được kỳ vọng

dư ng

(5a)

(5b)

3.3 Các bi n nghiên cứu

3.3.1 Biến sự bền vững của thu nhập - Persistent

(2a)

Persistents đo lường tính b n của thu nhập, cung cấp thông tin v suất sinh lời tư ng

đối khi đầu tư vào công ty i năm t đóng góp bao nhiêu phần trăm vào suất sinh lời

tư ng đối khi đầu tư vào công ty i năm t 1, c c công ty có thu nhập càng b n vững

thì có dòng ti n hoạt động n định h n và có chính s ch chi trả c tức phù hợp. Hệ

số này được tính bằng c ch ước lượng mô hình (2) đối với bộ dữ liệu là một công ty

i liên tiếp từ năm t-2 đến năm t để thu được hệ số β_1 trong mô hình chính là là hệ

số persistent công ty i năm t

3.3.2 Biến Chất lượng các khoản dồn tích AAQ và AQ

(3a)

AQ và AAQ là hai biến đại diện cho chất lượng khoản dồn tích, trong đó:

AAQ là độ lớn của các khoản dồn tích hiện thời không tư ng quan với dòng ti n

trễ, dòng ti n hiện tại, và dòng ti n trước một kỳ, nghĩa là phần trăm gi trị trong

khoản dồn tích năm t không trở lại dòng ti n công ty. Giá trị AAQ càng lớn, cho

thấy các khoản dồn tích hiện thời chuyển thành dòng ti n thực tế, nghĩa là chất

lượng thu nhập thấp h n AAQ là gi trị tuyệt đối phần dư hồi quy thu được từ mô

hình (3a) đối với mỗi công ty..

Ở một khía cạnh khác của chất lượng khoản dồn tích đồng thời cũng là chất lượng

thu nhập, AQ đo lường tính biến động của các sai số ước lượng trong việc chia các

khoản dồn tích thành các dòng ti n, và độ lớn của AQ càng cao nghĩa là chất lượng

thu nhập càng thấp, độ chính xác của thông tin thu nhập càng thấp và chất lượng

báo cáo tài chính càng thấp AQ là độ lệc chuẩn 5 năm liên tiếp của AAQ thu được

từ tính toán sử dụng mô hình (3a).Bộ dữ liệu bao gồm 730 quan sát AQ trong giai

đoạn 2014-2016, do AQ được tính bằng cách lấy độ lệch chuẩn 5 năm của AAQ,

nên loại bỏ dữ liệu c c năm công ty không có đủ số liệu AAQ 5 năm liên tục vì

công ty không hoạt động liên tục hoặc công ty mới thành lập chưa đủ số liệu để tính

toán.

3.3.3 Biến hệ số phản ứng thu nhập - ERC

(5a)

ERC là hệ số đo lường hàm lượng thông tin mới từ thu nhập t c động như thế nào

đến lợi nhuận nắm giữ c phiếu, nghĩa là với thông tin v sự thay đ i lợi nhuận trên

mỗi c phiếu năm t so với năm t-1 ảnh hưởng như thế nào đến lợi nhuận nắm giữ c

phiếu trong năm t Hệ số này được tính bằng cách hồi quy 3 năm liên tiếp từ năm t

đến năm t-2 công ty i theo phư ng trình (5a) thu được hệ số β2 năm t chính là hệ số

ERC của công ty i năm t

Bảng 3.1Tóm tắt các biến trong phương trình

STT Mã Biến Mô tả Nguồn

Biến phụ thu c

là thước đo tính b n thu nhập của công ty, hệ số Tính toán

β1 thu được bằng c ch hồi quy phư ng trình (2a), của t c

hệ số này càng cao thì c tức càng có mối liên hệ giả

1 Persistence chặt chẽ với thu nhập b n vững

là một thước đo đại diện cho chất lượng dồn tích, Tính toán

được tính bằng gi trị tuyệt đối của phần dư hồi của t c

2 AAQ quy sử dụng mô hình (3a), giả

là một thước đo đại diện cho chất lượng dồn tích, Tính toán

là độ lệch chuẩn của hồi quy phần dư (AAQ), gi của t c

3 AQ trị này cao là chất lượng thu nhập thấp giả

hệ số phản ứng thu nhập , hệ số β2 thu được bằng Tính toán

c ch hồi quy phư ng trình (5a), nếu c tức ph của t c

hợp với chất lượng thu nhập , c c nhà đầu tư có giả

thể xem việc chi trả c tức la để cung cấp thông

4 ERC tin v thu nhập được b o c o

Biến đ c lập

Thomson là tỷ số c tức, được tính bằng c tức ti n mặt mỗi

Reuter c phần/gi c phiếu 5 DivRatio

Biến điều tiết

Biến kiểm so t v iến kh c

Thomson Thu nhập trên mỗi c phiếu năm t 1 công ty i, Reuter trên gi mỗi c phần năm t 1, 6 Earningst+1

Thu nhập trên mỗi c phiếu năm t công ty i, trên Thomson

gi mỗi c phần năm t Reuter 7 Earningst

thu nhập c phiếu mua và nắm giữ 12 th ng từ Thomson

th ng 1 năm t đến th ng 12 năm t 1, được đi u Reuter

8 Ret chỉnh bằng hiệu quả của thị trường

Thomson với thay đ i thu nhập năm t so với năm t-1 trên

Reuter mỗi c phần/gi c phiếu năm t-1 9

Thomson

10 Size logarit tự nhiên t ng tài sản - ln(t ng tài sản ) Reuter

Thomson

11 Lev đ n bẫy (t ng nợ/t ng tài sản) Reuter

tỷ số gi thị trường của vốn c phần/gi trị s Thomson

12 MB sách của vốn c phần Reuter

thu nhập trên tài sản, được tính bằng thu nhập Thomson

13 ROA thuần/t ng tài sản Reuter

14 Age tu i công ty, số năm công ty được niêm yết Vietstock

% c phần được c đông lớn nhất nắm giữ trong Vietstock

15 Largest t ng c phần lưu hành

biến giả, biến kiêm nhiệm, quy ước bằng 1 nếu Vietstock

hủ tịch và gi m đốc đi u hành là c ng 1 người,

16 Duality ngược lại bằng 0

phần trăm gi m đốc độc lập trong hội đồng quản Vietstock

17 Indep trị

t ng khoản dồn tích hiện hành hay vốn lưu động Thomson

dồn tích của công ty i trong năm t, được tính toán Reuter

bằng sự thay đ i trong tài sản ngắn hạn ( ) trừ

đi sự thay đ i của ti n và tư ng đư ng ti n

(Δ ash), trừ sự thay đ i nợ ngắn hạn (Δ L), và

cộng sự thay đ i trong nợ vay ngắn hạn ngân

hàng ( ) 18 TACC

thay đ i trong tài sản ngắn hạn năm t so với năm Thomson

19 (Δ A), t-1 Reuter

thay đ i của ti n và tư ng đư ng ti n năm t so Thomson

20 (Δ ash), với năm t-1 Reuter

Thomson

𝐿 21 thay đ i nợ ngắn hạn năm t so với năm t-1 Reuter

Thomson

22 nợ vay ngắn hạn ngân hàng năm t so với năm t-1 Reuter

Thomson

23 CFO D ng ti n hoạt động của công ty Reuter

Thomson

Thay đ i doanh thu công ty năm t so với năm t-1 Reuter 24

Thomson

25 PPE Tài sản cố định Reuter

26 TA T ng tài sản Thomson

Reuter

Nguồn:Tổng hợp của tác giả

Bảng 3.2 Kỳ vọng dấu các biến trong 6 mô hình chính đo

Phương

STT trình Mã Biến Cách tính Dấu

Thu nhập trên mỗi c phiếu năm t 1 công ty

i, trên gi mỗi c phần năm t 1 1 Earningsi,t+1

Thu nhập trên mỗi c phiếu năm t công ty i,

trên gi mỗi c phần năm t 2 Earningsi,t

1 (Thu nhập trên mỗi c phiếu năm t công ty i,

trên gi mỗi c phần năm t) nhân với (tỷ số c

tức - được tính bằng c tức ti n mặt mỗi c

phần/gi c phiếu), hệ số này phản nh t c Earningsi,t x

động gia tăng của chính s ch chi trả c tức 3 Dividendsi,t

là hệ số β1 thu được bằng c ch hồi quy

phư ng trình (2a), hệ số này càng cao thì c

tức càng có mối liên hệ chặt chẽ với thu nhập 3 b n vững 4 Persistencei,t

là tỷ số c tức, được tính bằng c tức ti n mặt

mỗi c phần/gi c phiếu 5 Dividendi,t

là một thước đo đại diện cho chất lượng dồn

tích, được tính bằng gi trị tuyệt đối của phần

dư hồi quy sử dụng mô hình 4 6 AAQi,t

tính bằng độ lệch chuẩn của hồi quy phần dư 5 (AAQ) / gi trị tuyệt đối của phần dư hồi quy

sử dụng mô hình (3a) 7 AQi,t

tỷ số c tức, được tính bằng c tức ti n mặt

mỗi c phần/gi c phiếu 8 Dividendi,t

thu nhập c phiếu mua và nắm giữ 12 th ng

từ th ng 1 năm t đến th ng 12 năm t 1, được

đi u chỉnh bằng hiệu quả của thị trường 9 Reti,t

6 (tỷ số c tức- c tức ti n mặt mỗi c phần/gi

c phiếu) nhân với thay đ i thu nhập năm t so

Dividendsi,t X với năm t-1 trên mỗi c phần/gi c phiếu

năm t-1) 10

là hệ số β2 thu được bằng c ch hồi quy

phư ng trình (5a) 11 ERCi,t 8 tỷ số c tức là c tức ti n mặt mỗi c phần/gi

Nguồn:Tổng hợp của tác giả

12 c phiếu Dividendi,t

3.4 n p p ớ l ợng

Bộ dữ liệu mà tác giả nghiên cứu sử dụng để kiểm định mối quan hệ giữa c tức và

chất lượng thu nhập ở dạng bảng (pannel data) sẽ có rất nhi u cách tiếp cận; tuy

nhiên trong nghiên cứu này sử dụng phư ng ph p hồi quy cho dữ liệu bảng ở cả 3

mô hình ước tính thước đo đại diện cho chất lượng thu nhập gồm (i) persistent là

thước đo tính b n của thu nhập được ước lượng từ mô hình (2a) đối với mỗi công ty

với kỳ hạn 3 năm, được đo bằng hệ số , (ii) AQ, AAQ là thước đo khoản dồn tích

bất thường, trong đó AQ và AAQ là hai đại diện của chất lượng dồn tích. AAQ là

giá trị tuyệt đối của phần dư hồi quy từ mô hình (3a), AQ là độ lệch chuẩn kỳ hạn 3

năm của phần dư hồi quy AAQ, (iii) ERC là hệ số phản ứng thu nhập, thước đo

phản ứng của nhà đầu tư đối với thu nhập, được đo bằng , được ước lượng từ mô

hình (5a) cho mỗi công ty với kỳ hạn 3 năm Để ước lượng hệ số hồi quy cho 3 mô

hình mối quan hệ giữa c tức và chất lượng thu nhập, và tạo thuận lợi cho các biến

tư ng t c trong c c mô hình này, t c giả đã sử dụng c c phư ng trình (2a), (5a)

năm để ước lượng các hệ số hồi quy cho các biến tư ng t c trong mô hình (2b) và

(5b).

Dựa trên nghiên cứu của Lu Deng, Sifei Li, Mingqing Liao (2016) Dividends and

earnings quality: vidence from hina sử dụng phư ng ph p hồi quy thông thường

để kiểm tra mối tư ng quan giữa c tức và chất lượng thu nhập.

3.5 m n o ô ìn q

3.5.1 Kiểm định chọn lựa mô hình

Trong nghiên cứu này để chọn lựa được mô hình phù hợp gồm Pooled OLS, FEM

và REM tác giả sử dụng c c kiểm định sau:

Kiểm định Likelihood Ratio Test: so s nh sự hiệu quả giữ mô hình Pooled OLS và

Mô hình t c động cố định (F M) với giả thiết:

H0: Mô hình Pooled OLS hiệu quả h n mô hình F M

H1: Mô hình F M hiệu quả h n Pooled OLS

Nếu p_value của gi trị F-test nhỏ h n mức nghĩa, ta b c bỏ H0. Mô hình FEM

hiệu quả h n mô hình Pooled OLS

Kiểm định reuch and Pagan Test: so s nh sự hiệu quả giữa mô hình Pooled OLS

và Mô hình t c động ngẫu nhiên (REM) với giả thiết:

H0: Pooled OLS hiệu quả h n R M

H1: Rem hiệu quả h n Pooled OLS

Nếu gi trị p_value nhỏ h n mức nghĩa, ta bác bỏ H0 Kết luận mô hình REM

hiệu quả h n mô hình Pooled OLS

Kiểm định Hausman Test: so s nh sự hiệu quả giữa mô hình FEM và REM với giả

thiết:

H0: Mô hình REM tốt hon mô hình FEM

H1: Mô hình FEM tốt hon mô hình REM

Nếu p_value nhỏ h n mức nghĩa, ta b c bỏ H0 Kết luận mô hình FEM hiệu quả

h n mô hình R M

3.5.2 Kiểm định hiện tượng tự tương quan

Để kiểm định hiện tượng tự tư ng quan trong mô hình nghiên cứu, t c giả đã sử

dụng kiểm định Woolridge test với gi thiết như sau:

H0: Không có hiện tiện tự tư ng quan

H1: Có hiện tượng tự tư ng quan

Nếu p_value nhỏ h n mức nghĩa, ta b c bỏ H0 Kết luận mô hình có hiện tượng tư

tư ng quan

3.5.3 Kiểm định đa cộng tuyến

Để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu, t c giả đã sử

dụng kiểm định IF Test với giả thiết như sau:

H0: Không có hiện tượng đa cộng tuyến

H1: Có hiện tượng tượng đa cộng tuyến

Nếu p_value nhỏ h n mức nghĩa, ta b c bỏ H0 Kết luận mô hình có hiện tượng

tượng đa cộng tuyến.

3.5.4 Kiểm định phương sai thay đổi

Để kiểm định hiện tượng phư ng sai thay đ i trong mô hình nghiên cứu, t c giả đã

sử dụng kiểm định Heteroskedasticity Test với giả thiết như sau:

H0: Phư ng sai của sai số ngẫu nhiên của mô hình không đ i

H1: Phư ng sai của sai số ngẫu nhiên của mô hình thay đ i

Nếu p_value nhỏ h n mức nghĩa, ta b c bỏ H0 Kết luận mô hình có hiện tượng

phư ng sai thay đ i.

TÓM TẮT CHƯ NG 3

Nhằm đánh giá tác động của cổ tức tiền mặt và chất lượng thu nhập, tác giả

thu thập dữ liệu nghiên cứu từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệp niêm yết

trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2009-2017. Dữ liệu được thu

thập theo tần suất năm, bao gồm 325 doanh nghiệp, tương ứng với 4.553 quan sát,

được bố trí thành dạng dữ liệu bảng không cân.

Với dữ liệu thu thập được, để giải quyết mục tiêu nghiên cứu đã đề ra ban

đầu, tác giả tiến hành tính toán dữ liệu gốc để tọa ra bộ dữ liệu phù hợp với mô

hình nghiên cứu, dữ liệu sau khi tính toán và loại bỏ các biến không phù hợp còn

lại 290 doanh nghiệp, hồm 741 quan sát trong giai đoạn 2014-2016. Tác giả sử

dụng phương pháp ước lượng mô hình hồi quy với dữ liệu bảng không cân, bao

gồm các phương pháp OLS, FEM và REM. Trước khi ước lượng, tác giả tiến hành

các kiểm định liên quan nhằm kiểm tra các giả định ban đầu của mô hình, gồm

kiểm định đa cộng tuyến, kiểm định phương sai thay đổi và kiểm định tự tương

quan. Đồng thời, để đảm bảo thu được kết quả ước lượng mô hình hồi quy đáng tin

cậy, tác giả sử dụng các kiểm định nhằm lựa chọn mô hình phù hợp và từ đó xác

định kết quả nghiên cứu.

Dựa trên nghiên cứu gốc của Lu Deng, Sifei Li, Mingqing Liao, 2016), tác

giả xác định các biến nghiên cứu bao gồm ba biến phụ thuộc đại diện cho ba thuộc

tính của chất lượng thu nhập như sự bền vững của thu nhập - Persistent, chất lượng

các khoản dồn tích – AAQ và AQ; phản ứng đối với thông tin thu nhập - ERC; biến

độc lập cổ tức tiền mặt và một số biến kiểm soát khác. Học viên cũng dựa vào

nghiên cứu gốc của ( Lu Deng, Sifei Li, Mingqing Liao, 2014) để xây dựng mô hình

đánh giá tác động của cổ tức tiên mặt lên chất lượng thu nhập của các doanh

nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam sàn HOSE.

CHƯ NG 4 NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHI N CỨU

Các chương trên đã tr nh bày lý thuyết về mối quan hệ giữa cổ tức và chất lượng

thu nhập, cũng như đã cho chúng ta biết về phương pháp thực hiện nghiên cứu mối

quan hệ này. Trong chương 4 này tác giả tiến hành thống kê mô tả các biến để có

cái nhìn tổng quan về dữ liệu nghiên cứu và phân tích ma trận hệ số tương quan

giữa các cặp biến để có thể đưa ra nhận định ban đầu về mối quan hệ giữa các biến

độc lập và biến phụ thuộc trong mô hình nghiên cứu. Tiếp theo đó, tác giả tiến hành

kiểm tra các giả định ban đầu của mô hình hồi quy, bao gồm kiểm định đa cộng

tuyến, phương sai sai số thay đổi và tự tương quan. Sau đó, tác giả tiến hành ước

lượng các mô hình hồi quy lần lượt theo phương pháp OLS, FEM, REM và lựa chọn

mô h nh ước lượng phù hợp. Cuối cùng, dựa trên kết quả ước lượng mô hình hồi

quy vừa thu được, tác giả tiến hành phân tích kết quả nghiên cứu của đề tài.

4.1 Mô tả thống kê

Bảng 4.1 cho ta thấy t ng quát dữ liệu x t v mặt thống kê Trước tiên bài nghiên

cứu này sẽ thực hiện thống kê gi trị trung bình của c c biến nghiên cứu chính được

thu thập Tập trung phân tích t c động của c tức đến chất lượng thu nhập qua các

năm vì đây là vấn đ chính cần nghiên cứu của luận văn, trong đó chất lượng thu

nhập được đo bằng ba thước đo, mỗi thước đo đại diện cho một đặc tính của chất

lượng thu nhập.

Các số liệu thống kê mô tả trong bảng cho thấy:

Biến Earnings: Thực nghiệm tại việt Nam trong giai đoạn tác giả nghiên cứu

cho thấy biến Earning có giá trị lớn nhất 1.038 và giá trị nhỏ nhất -0.2667, với độ

lệch chuẩn 0 2208, nhưng gi trị trung vị hay phân vị thứ 50 (perc 50) là 0.1059 cao

h n gi trị trung bình 0 0892 là 19% Đa số các công ty có hệ số này dưới giá trị

trung bình lại mang giá trị khá nhỏ hoặc âm, nghĩa là c phiếu có suất sinh lời tư ng

đối thấp hoặc lỗ khi đầu tư vào c c công ty này c công ty kinh doanh thua lỗ

chiếm số lượng ít điển hình như ông ty c phần Coma 18 thuộc ngành bất động

sản, Công ty c phần thiết bị Y tế Việt Nhật lỗ 2 năm liên tiếp 2015, 2016 nhưng

mức lỗ tư ng đối giảm dần do giá c phiếu năm 2016 giảm 32% với năm 2015, và

thu nhập trên một c phiếu tăng 98%, ông ty phần Xây lắp Đường ống Bể

chứa Dầu khí có mức lỗ tư ng đối khá lớn h n 200% trong năm 2014, sang 2015,

2016 được đi u chỉnh sang mức lãi tư ng đối h n 30%, ông ty phần Vận tải

biển Việt Nam lỗ ba năm liên tiếp với mức lỗ tư ng đối tăng dần trong 3 năm 2014-

2016 do giá c phiếu giảm qua c c năm trong khi mức lỗ trên c phiếu tăng lên, cần

được xem x t và đi u chỉnh… c công ty lỗ thuộc các ngành khác nhau, không

tập trung vào một ngành nhất định Đi u này cho thấy tỷ suất sinh lời tư ng đối của

các công ty bị lỗ không phụ thuộc vào xu thế của ngành Trong đó đ ng chú một

số công ty có tỷ suất sinh lời 3 năm liên tiếp 2014, 2015, 2016 biến động mạnh cụ

thể là Công ty C phần Tập đoàn Hoàng Long năm 2014 lỗ 200%, năm 2015 lãi

h n 60 %, năm 2016 lãi h n 30%, và ông ty phần đầu tư thư ng mại SMC

năm 2014 lỗ 100%, năm 2015 lãi h n 60%, năm 2016 lãi h n 10% cho thấy công

ty có tốc độ phát triển không n định và b n vững. Các công ty có chỉ số này cao

tập trung vào hai ngành bất động sản và hàng tiêu dùng thiết yếu, cao nhất là Công

ty c phần tập đoàn Kido thuộc ngành tiêu dùng thiết yếu.

Biến Ret: Có giá trị tung bình khá khiêm tốn là 0.0319 hay 3.19% rất nhỏ so

với giá trị trung vị hay tứ phân vị thứ hai (perc 50%) là 6.2 lần, , và tứ phân vị thứ

nhất (perc 25%) giá trị này vẫn là con số âm (0 04), nghĩa là h n 25% số lượng

công ty trong 3 năm có lợi nhuận nắm giữ c phiếu lỗ từ 4% đến 91% điển hình là

công ty Công ty C phần Tài nguyên, Công ty C phần Vật tư kỹ thuật Nông

nghiệp Cần Th , ông ty phần Tập đoàn Kỹ nghệ Gỗ Trường Thành với mức lỗ

trên 80%, và đặc biệt đ u xảy ra trong năm 2016, ngoài ra c n một số các công ty

khác có mức lỗ từ 50% trở lên tập trung chủ yếu vào năm 2016, và một số ít các

công ty trong năm 2015, không có công ty nào lỗ trên 50% trong năm 2014 Đến tứ

phân vị thứ 3 (perc 75%) thì giá trị này vẫn khá nhỏ là 0.52 so với giá trị lớn nhất là

9 13 Trong 3 năm có khoảng 25% số lượng công ty có lợi nhuận nắm giữ c phiếu

trong 1 năm ở mức n định là 20% đến 52%. Chỉ có khoảng 25% số lượng công ty

trong 3 năm có lợi nhuận nắm giữ c phiếu trên 52% đến 913%, và với giá trị trung

bình là 0.0319 chúng ta có thể thấy chỉ một số rất ít công ty có lợi nhuận này cao, cụ

thể như ông ty phần Tài nguyên với suất sinh lợi 913% trong năm 2015 và

cũng là công ty có mức lỗ cao nhất 91% vào năm 2016, ông ty phần Kỹ thuật

và Ô tô Trường Long, Công ty C phần Đầu tư ầu đường CII, Công ty C phần

MHC, Công ty C phần Ô tô TMT, Công ty C phần Vật tư kỹ thuật Nông nghiệp

Cần Th là c c công ty có lợi nhuận nắm giữ c phiếu trong 1 năm trên 300%, và

đặc biệt là không xảy ra trong năm 2016, nhìn chung có thể thấy năm 2014 n n kinh

tế Việt Nam có phong độ tốt nhất trong 3 năm khi lợi nhuận nắm giữ c phiếu cao

của các công ty tập trung chủ yếu vào năm này đồng thời không có công ty nào có

lợi nhuận âm trên 50%, và năm 2016 n n kinh tế có sự sụt giảm tư ng đối rõ so với

năm 2014, 2015, khi lợi nhuận nắm giữ c phiếu lỗ cao tập trung phần lớn trong

năm này đồng thời không có công ty nào có lợi nhuận vượt trội.

ảng 4 1 Obs

Mean

Std.Dev

Min

Max Perc.25 Perc.50 Perc.75

.1059 .1055 .0504

.0891 .0623 27.9331 .4941 1.1113 .0651 17.8988 35.1428 .2915 .1869 .3644 .0710 .0596 .0368 .0319

(2.6671) (2.6671) 0 25.5754 .0069 (9.85) (.79) 6 5.02 0 0 0 (20.1077) .0059 9.89e-10 (.91)

.0892 .2208 .2209 .0735 1.2468 .2163 .9489 .0832 7.6621 19.3473 .4548 .1993 .4816 1.8748 .0384 .0602 .6906 34.7389 1082.87 .2749 (0.0044)

.1590 1.0381 .0583 .1588 1.0381 .0582 .0958 0.9654 0 32.8431 27.0075 27.8416 28.6688 .6613 .9706 1.48 8.51 .1 .72 22 43 51 95.76 1 1 .3333 .8333 1 1 .4396 22.4548 .0762 .3095 .0477 .546 .52 9.13 2.05 29335.19 .0276 2.4358

.3279 .56 .02 12 18.92 0 0 0 (.4619) .0333 .0026 (.04) (7.409) (.051)

.5099 .89 .05 16 33.01 0 .1667 0 .0020 .05095 .01222 .2 (1.115) (.0119)

(1727.86) (2.3845)

Earningt 741 Earningt+1 741 Dividends 741 SIZE 741 LEV 741 BM 741 ROA 741 AGE 741 LARG 741 DUA 741 INDEP 741 BIG4 741 Persistent 741 AQ 730 AAQ 741 RET 741 ERC 741 Earnings 741

Bảng 4. 1 Thống kê mô tả các biến đo lường chất lượng thu nhập v c c iến đ c lập khác (2014-2016)

Nguồn: Tính toán của tác giả. Trong đó persistent được tính là hệ số β_1 trong mô

h nh (2) thu được bằng cách ước lượng mô h nh (2) đối với bộ dữ liệu là mỗi công

ty 3 năm liên tiếp, AAQ là giá trị tuyệt đối phần dư hồi quy thu được từ mô hình (4)

đối với mỗi công ty, và AQ là độ lệc chuẩn 5 năm liên tiếp của AAQ, ERC hệ số β_2

mô h nh (7) thu được bằng cách ước lượng mô h nh (7) đối với bộ dữ liệu là mỗi

công ty 3 năm liên tiếp.

Chính sách c tức ti n mặt t c động đến chất lượng thu nhập thông qua ba khía cạnh

khác nhau mà mỗi khía cạnh thể hiện một đặc tính riêng và có phư ng ph p đo

lường riêng, cụ thể như sau:

Biến Persistents: Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam giai đoạn 2009-2017,

sau khi sàng lọc loại bỏ một số quan sát không phù hợp với tiêu chí của đ tài,

Persistents bao gồm 741 quan s t trong giai đoạn 2014–2016, với giá trị trung bình

0 071, trong đó gi trị trung bình lớn h n gi trị trung vị là 0.002 rất nhi u, và tứ

phân vị thứ ba cũng kh lớn so với giá trị trung bình, mức độ phân t n tư ng kh

rộng thể hiện qua độ lệch chuẩn là 1 8748 và gi trị biến giao động từ (20 108) đến

22.4548. Gần 50% các công ty trong 3 năm có chỉ số này âm, nghĩa là suất sinh lời

tư ng đối khi đầu tư vào công ty năm sau thấp h n năm trước, điển hình là Công ty

c phần F ON năm 2016, ông ty c phần Thiết bị Y tế Việt Nhật năm 2014,

Công ty C phần Tập đoàn Kido năm 2014, ông ty phần Nhựa Rạng Đông

năm 2016, có chỉ số này năm sau rất thấp so với năm hiện tại, (7 301) đến (20.108),

Persistent mang giá trị âm nghĩa là suất sinh lời tư ng đối của các công ty này giảm

do lợi nhuận tính trên mỗi c phần của công ty giảm hoặc giá c phiếu tăng hoặc do

cả hai đi u này Trong các quan sát thực nghiệm này, có 372 trong t ng số 741 quan

sát có giá trị Persistent dư ng, chiếm 50.2% số lượng quan s t, nghĩa là 50 2% công

ty có suất sinh lời tư ng đối khi đầu tư vào công ty năm sau cao h n năm hiện tại,

điển hình như ông ty phần Hoàng Anh Gia Lai năm 2015, ông ty phần

Đầu tư Thư ng mại Thủy Sản năm 2015, ông ty phần ăn hóa Phư ng Nam

năm 2016, ông ty phần Đầu tư ao Su Quảng Nam năm 2016 là những công ty

có chỉ số này cao đột biến ( từ 10 đến 22.45).

Biến AAQ: Sau khi xử lý số liệu, biến AAQ bao gồm 741 trong giai đoạn

2014-2016, quan sát có giá trị trung bình 0.036817, trong khi ở Trung Quốc trung

bình là 0.09, mức độ phân t n tư ng đối hẹp thể hiện qua độ lệch chuẩn 0.06021 và

giá trị biến giao động trong khoảng 9.89e-10 (rất nhỏ, gần bằng 0) đến 0.54598,

trong đó 75% c c công ty trong c c năm đó có gi trị AAQ từ 9.89e-10 đến 0.0477,

các công ty có khoản dồn tích không tư ng quan với dòng ti n thấp, chất lượng các

khoản dồn tích cao, nhìn chung các công ty có khả năng kiệt quệ tài chính thấp, khả

năng thu hồi khoản dồn tích cao, và dòng ti n hoạt động không quá khác biệt so với

lợi nhuận được báo cáo của công ty.

Biến AQ: Bộ dữ liệu bao gồm 730 quan s t AQ trong giai đoạn 2014-2016, do

AQ được tính bằng cách lấy độ lệch chuẩn 5 năm của AAQ, nên loại bỏ dữ liệu các

năm công ty không có đủ số liệu AAQ 5 năm liên tục vì công ty không hoạt động

liên tục hoặc công ty mới thành lập chưa đủ số liệu để tính to n AQ trong giai đoạn

này có giá trị trung bình là 0.0596, ở Trung Quốc trung bình là 0 13 và độ phân tán

tư ng đối hẹp với độ lệch chuẩn là 0 0384 và 75% quan s t giao động trong khoảng

từ 0 0059 đến 0 0762, trong đó gi trị lớn nhất của quan sát là 0.3095.. Số liệu thực

tế tại Việt Nam cho thấy nhìn chung chất lượng b o c c tài chính và độ chính xác

của thông tin khá cao, tuy nhiên vẫn tồn tại một số công ty có chất lượng báo cáo tài

chính thấp như ông ty c phần khử trùng Việt Nam, Công ty c phần Tập đoàn

Container Việt Nam, Công ty C phần Đầu tư và Xây dựng Cấp tho t nước...các cty

này cần xem xét thêm v vấn đ quản trị những phần doanh thu chưa thực thu bằng

ti n hoặc chi phí chưa thực chi bằng ti n

Biến ERC: Với 741 quan sát tại Việt Nam trong giai đoạn 2014-2016, hệ số

phản ứng thu nhập có giá trị trung bình 34.74, mức độ phân tán của dữ liệu khá rộng

thể hiện qua độ lệch chuẩn 1082.87 và giá trị biến giao động với biên độ rộng từ -

1727 đến 29335 19, t y theo đặc tính từng ngành và từng công ty khác nhau mà

cách phản ứng của nhà đầu tư đối với thông tin mới v thu nhập cũng kh c nhau

đ ng kể.

4.2.4 Ma trận tương quan tuyến tính

Mục đích của việc thực hiện phân tích tư ng quan nhằm kiểm tra có sự đa cộng

tuyến giữa c c biến giải thích trong mô hình hay không đồng thời xác định mối liên

hệ tuyến tính giữa Biến phụ thuộc là chất lượng thu nhập và các nhân tố t c động -

Biến độc lập nêu trên Trong đó chất lượng thu nhập được thể hiện bằng ba thước

đo đại diện cho ba thuộc tính của chất lượng thu nhập là tính b n của thu nhập, chất

lượng khoản dồn tích và hệ số phản ứng thu nhập. Kết quả của phần phân tích này

là c sở cho phân tích hồi quy.

EPS2

PER

EPS

EPSD

DivR

SIZE

LEV

ROA

AGE

LARG

DUA

INDEP

BIG4

1.00

0.05 0.17

1.00

-0.02 0.59

0.14 0.00

1.00

0.01 0.85

0.14 0.00

0.36 0.00

1.00

-0.01 0.85

0.21 0.00

0.67 0.00

0.13 0.00

1.00

-0.02 0.57

0.02 0.55

-0.05 0.21

-0.06 0.13

0.03 0.39

1.00

-0.02 0.52

-0.10 0.01

-0.05 0.20

-0.07 0.06

-0.08 0.03

0.35 0.00

1.00

0.01 0.88

0.08 0.02

-0.01 0.84

-0.01 0.88

0.01 0.69

0.14 0.00

-0.12 0.00

1.00

-0.01 0.70

0.54 0.00

0.20 0.00

0.31 0.00

0.11 0.00

-0.05 0.16

-0.39 0.00

0.52 0.00

1.00

-0.02 0.65

-0.03 0.45

0.12 0.00

0.07 0.05

EPS2 PER EPS EPSD DivR SIZE LEV BM ROA AGE

0.00 0.90

-0.09 0.02

0.06 0.10

0.03 0.47

0.00 0.95

0.02

0.00

0.11

0.12

LARG

0.00

0.04

0.07

1.00

-0.02

0.63

0.90

0.00

0.94

0.53

0.99

0.26

0.07

0.63

1.00

0.04 0.31

-0.10 0.01

-0.04 0.32

-0.06 0.11

DUA

0.02 0.53

-0.03 0.46

0.00 0.90

-0.05 0.15

-0.09 0.01

0.01 0.76

-0.24 0.00

0.04

INDEP

0.00

0.03

-0.06

1.00

-0.01

-0.02

-0.07

-0.02

-0.10

-0.01

0.23

0.75

0.77

0.67

0.98

0.68

0.35

0.07

0.59

0.01

0.09

0.75

1.00

-0.03 0.40

-0.01 0.79

0.04 0.27

0.02 0.56

BIG4

-0.03 0.45

0.42 0.00

-0.02 0.64

0.16 0.00

0.05 0.20

-0.11 0.00

0.08 0.03

-0.04 0.26

-0.02 0.56

0.00

0.05

0.07

0.02

0.09

0.12

0.21

0.05

0.10

-0.09

1.00

-0.01

-0.16

-0.08

0.89

0.92

0.17

0.05

0.57

0.00

0.02

0.01

0.00

0.14

0.01

0.02

0.04

1.00

0.02 0.52

0.00 0.94

0.03 0.38

0.04 0.30

0.05 0.16

0.11 0.00

0.04 0.27

0.13 0.00

0.05 0.16

0.01 0.73

0.10 0.01

0.06 0.13

-0.01 0.77

0.15 0.00

-0.13 0.00

0.02

-0.08

0.01

0.05

0.00

0.14

0.01

0.13

1.00

-0.04

-0.02

-0.05

-0.01

-0.16

-0.03

-0.07

0.28

0.50

0.17

0.55

0.03

0.78

0.18

0.91

0.73

0.00

0.49

0.83

0.00

0.06

0.01

0.10

1.00

-0.04

0.07

-0.03

-0.09

0.14

-0.12

-0.06

-0.02

-0.08

-0.06

-0.07

-0.01

-0.07

-0.04

Bảng 4.2Ma trận hệ số tương quan theo mô hình 1 v 3 – Mối quan hệ của cổ tức và sự bền vững của thu nhập

0.23

0.64

0.04

0.11

0.08

0.89

0.00

0.01

0.69

0.06

0.42

0.10

0.02

0.00

0.05

0.31

1.00

0.06 0.11

0.01 0.83

0.04 0.26

0.04 0.32

-0.04 0.28

-0.02 0.53

0.11 0.00

-0.09 0.02

0.00 0.90

0.17 0.00

-0.10 0.01

-0.04 0.24

0.05 0.20

-0.11 0.00

-0.24 0.00

-0.12 0.00

-0.13 0.00

1.00

0.02 0.63

0.03 0.49

0.01 0.78

-0.03 0.39

-0.04 0.24

0.02 0.68

0.03 0.40

-0.01 0.77

-0.03 0.47

0.03 0.37

-0.10 0.01

0.00 0.90

0.02 0.54

-0.01 0.78

-0.06 0.12

-0.06 0.11

-0.03 0.41

-0.03 0.40

-0.10 0.00

1.00

-0.02 0.62

0.02 0.53

0.01 0.74

-0.02 0.61

0.04 0.30

-0.12 0.00

-0.11 0.00

-0.06 0.09

-0.02 0.67

-0.10 0.01

-0.01 0.74

-0.01 0.76

0.00 0.93

-0.15 0.00

-0.17 0.00

-0.09 0.02

-0.09 0.01

-0.30 0.00

-0.07 0.05

1.00

IN IT MA RE

-0.11 0.00

-0.03 0.38

-0.05 0.18

-0.10 0.01

-0.13 0.00

0.17 0.00

0.09 0.02

-0.10 0.01

-0.16 0.00

-0.13 0.00

-0.15 0.00

0.07 0.07

0.05 0.14

0.08 0.03

-0.14 0.00

-0.07 0.05

-0.07 0.04

-0.25 0.00

-0.06 0.10

-0.18 0.00

Nguồn: Kết quả phân tích từ phần m m Stata13.

Bảng 4.2 là ma trận hệ số tư ng quan giữa các biến độc lập trong mô hình (1), (3).

Theo ma trận này, các hệ số tư ng quan là không qu lớn (hệ số tư ng quan < 0 5)

ngoại trừ tư ng quan giữa PSD và DivR, ROA và M nhưng theo quy tắc ngón

tay c i - v đa cộng tuyến của Klein - Klein's rule of thumb- Multicollinearity, có đ

cập rằng nếu hệ số tư ng quan nằm ngoài khoảng giá trị -0 8 – 0 8 mà có nghĩa

thống kê thì có c sở để nghi ngờ trong mô hình có đa cộng tuyến nghiêm trọng

Nên có thể nói c c biến độc lập trong phư ng trình (1) và (3) không có đa cộng

tuyến Nhìn vào ma trận hệ số tư ng quan trên, ta thấy rằng Lợi nhuận tư ng đối

khi đầu tư vào c phiếu công ty và các biến độc lập trong mô hình (1) là lợi nhuận

tư ng đối khi đầu tư vào c phiếu công ty năm trước đó, biến tư ng t c lợi nhuận

tư ng đối khi đầu tư vào c phiếu công ty năm trước đó và c tức ti n mặt đ u có

tư ng quan dư ng, ph hợp với c c nghiên cứu thực nghiên trước đó Nghĩa là c

tức ti n mặt liên quan đến thu nhập b n vững h n và t c động gia tăng của việc chi

trả c tức khi chi trả c tức làm tăng tính b n của thu nhập Tư ng quan của

arnings và c c biến kiểm soát phù hợp với l thuyết đã nêu ở chư ng trước đó

Trong khi đó, tính b n của thu nhập và c tức ti n mặt có tư ng quan âm và không

có nghĩa thống kê ở mức 10%, không phù hợp với c c nghiên cứu thực nghiên

trước đó

AAQ

DivR

SIZE

LEV

ROA

AGE

LARG

DUA

INDEP

BIG4

1.00

AAQ

0.51

1.00

0.00

Bảng 4.3 Ma trận hệ số tương quan theo mô hình 5 với biến AAQ và AQ – mối quan hệ giữa cổ tức tiền mặt và chất lượng các khoản dồn tích

1.00

-0.11 0.00

0.27 0.00

1.00

-0.18 0.00

-0.11 0.00

-0.06 0.13

1.00

-0.09 0.01

-0.04 0.23

-0.07 0.06

0.35 0.00

1.00

-0.02 0.56

0.01 0.74

-0.01 0.88

0.14 0.00

-0.12 0.00

1.00

-0.03 0.39

0.16 0.00

0.31 0.00

-0.05 0.16

-0.39 0.00

0.52 0.00

1.00

0.11 0.00

0.16 0.00

0.07 0.05

-0.09 0.02

0.06 0.10

0.03 0.47

0.00 0.95

1.00

-0.04 0.25

0.00 0.96

0.12 0.00

-0.02 0.53

0.00 0.99

0.04 0.26

0.07 0.07

-0.02 0.63

1.00

-0.24 0.00

0.00 0.90

-0.07 0.06

-0.06 0.11

-0.03 0.46

0.00 0.90

-0.05 0.15

-0.09 0.01

0.01 0.76

1.00

-0.06 0.09

-0.01 0.75

0.04 0.27

0.04 0.24

-0.02 0.67

-0.02 0.68

0.03 0.35

-0.07 0.07

-0.02 0.59

-0.10 0.01

1.00

0.08 0.03

-0.04 0.26

-0.02 0.56

-0.12 0.00

-0.06 0.13

0.02 0.56

0.42 0.00

-0.02 0.64

0.16 0.00

0.05 0.20

-0.11 0.00

0.05

0.10

-0.09

1.00

0.06

0.00

0.07

0.09

0.12

0.21

DivR SIZE LEV BM ROA AGE LARG DUA INDEP BIG4 CD

-0.08

-0.16

-0.08

0.14

0.01

0.02

0.04

0.09

0.97

0.05

0.00

0.02

0.01

0.00

1.00

0.10 0.01

0.06 0.13

-0.01 0.77

0.15 0.00

-0.13 0.00

0.02 0.59

0.07 0.06

0.04 0.30

0.11 0.00

0.04 0.27

0.13 0.00

0.05 0.16

0.01 0.73

0.14

0.01

0.13

1.00

-0.08

0.02

0.01

0.05

0.00

-0.03

-0.07

-0.12

-0.01

-0.16

0.00

0.49

0.83

0.00

0.06

0.03

0.00

0.55

0.78

0.18

0.91

0.73

0.00

1.00

-0.03 0.42

-0.06 0.10

-0.09 0.02

0.14 0.00

-0.07 0.05

-0.04 0.31

-0.06 0.09

-0.08 0.03

-0.07 0.08

0.01 0.89

-0.12 0.00

0.10 0.01

-0.01 0.69

0.07 0.06

-0.10

0.05

1.00

0.04

0.08

0.11

0.00

0.17

-0.04

-0.11

-0.24

-0.12

-0.13

-0.04

-0.02

-0.09

0.01

0.24

0.20

0.00

0.23

0.02

0.28

0.53

0.00

0.02

0.90

0.00

1.00

-0.10 0.01

0.00 0.90

0.02 0.54

-0.01 0.78

-0.06 0.12

-0.06 0.11

-0.03 0.41

-0.03 0.40

-0.10 0.00

-0.07 0.05

-0.08 0.04

-0.04 0.24

0.02 0.68

0.03 0.40

-0.01 0.77

-0.03 0.47

0.03 0.37

-0.01

0.00

1.00

0.06

0.08

0.04

-0.01

-0.15

-0.17

-0.09

-0.30

-0.07

-0.12

-0.11

-0.06

-0.02

-0.10

0.74

0.76

0.93

0.00

0.02

0.01

0.00

0.05

0.13

0.03

0.30

0.00

0.09

0.67

0.01

1.00

-0.15 0.00

0.07 0.07

0.05 0.14

0.08 0.03

-0.14 0.00

-0.07 0.05

-0.07 0.04

-0.25 0.00

-0.06 0.10

-0.18 0.00

-0.06 0.09

-0.15 0.00

-0.13 0.00

0.17 0.00

0.09 0.02

-0.10 0.01

-0.16 0.00

-0.13 0.00

Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata13. Trong đó AAQ là giá trị tuyệt đối phần dư hồi quy thu được từ mô h nh (4) đối với mỗi công ty.

Bảng 4.3 là ma trận hệ số tư ng quan giữa c c biến độc lập trong phư ng trình chất

lượng các khoản dồn tích AAQ và AQ, các hệ số tư ng quan là không qu lớn (hệ

số tư ng quan < 0 5) ngoài trừ tư ng quan giữa ROA và BM, AAQ và AQ nhưng

vẫn thuộc khoảng giá trị [-0.8 – 0.8] nên theo quy tắc ngón tay c i - v đa cộng

tuyến của Klein, có thể nói c c biến độc lập trong phư ng trình chất lượng các

khoản dồn tích AAQ không có đa cộng tuyến nghiêm trọng. Nhìn vào ma trận hệ số

tư ng quan trên, ta thấy rằng chất lượng các khoản dồn tích AAQ và c tức ti n mặt

của công ty có tư ng quan âm và có nghĩa thống kê ở mức 10%, phù hợp với c c

nghiên cứu thực nghiên trước đó Trong khi đó AQ có tư ng quan âm với c tức

ti n mặt của công ty và có nghĩa thống kê ở mức 10%, không giống kỳ vọng của

mô hình và kết quả của nghiên cứu gốc.

RET

EPS

EARN

EARDiv

ERC

DivR

SIZE

LEV

ROA

AGE

LARG

DUA

INDEP

BIG4

1.00

RET

1.00

0.15 0.00

1.00

0.07 0.04

0.61 0.00

EPS EARN

1.00

- 0.03 0.49

0.20 0.00

0.25 0.00

EARDiv

1.00

0.01 0.81

- 0.01 0.89

ERC

-0.01 0.89

0.00 0.97

0.01

DivR

-0.05

0.24

1.00

0.70

0.21 0.00

0.21

0.00

0.00 0.96

- 0.10

SIZE

0.00

0.06

1.00

0.01

0.02 0.55

0.95

0.10

0.01 0.78

-0.06 0.13

1.00

0.04 0.27

- 0.10 0.01

0.03 0.43

-0.02 0.60

- 0.05 0.15

-0.07 0.06

0.35 0.00

LEV

1.00

0.41 0.00

0.08 0.02

0.06 0.09

0.00 0.95

- 0.02 0.61

-0.01 0.88

0.14 0.00

- 0.12 0.00

1.00

0.27 0.00

0.54 0.00

0.27 0.00

0.28 0.00

- 0.01 0.81

0.31 0.00

-0.05 0.16

- 0.39 0.00

0.52 0.00

ROA

1.00

0.03 0.36

- 0.03 0.45

-0.03 0.49

-0.01 0.80

0.03 0.43

0.07 0.05

-0.09 0.02

0.06 0.10

0.03 0.47

0.00 0.95

AGE

- 0.05

LARG

-0.03

-0.04

1.00

0.17

0.00 0.90

0.47

0.31

0.05 0.16

0.12 0.00

-0.02 0.53

0.00 0.99

0.04 0.26

0.07 0.07

- 0.02 0.63

1.00

0.04 0.31

- 0.10 0.01

-0.07 0.05

-0.01 0.87

- 0.03 0.43

-0.06 0.11

-0.03 0.46

0.00 0.90

- 0.05 0.15

-0.09 0.01

0.01 0.76

-0.24 0.00

DUA

1.00

- 0.07 0.06

- 0.01 0.75

INDEP

0.01 0.72

0.04 0.23

- 0.01 0.86

-0.02 0.67

-0.02 0.68

0.03 0.35

- 0.07 0.07

-0.02 0.59

- 0.10 0.01

-0.06 0.09

-0.01 0.75

1.00

- 0.01 0.88

- 0.01 0.79

BIG4

0.01 0.86

0.04 0.33

- 0.02 0.51

0.02 0.56

0.42 0.00

- 0.02 0.64

0.16 0.00

0.05 0.20

- 0.11 0.00

0.08 0.03

-0.04 0.26

-0.02 0.56

1.00

0.09 0.02

0.00 0.92

-0.02 0.66

0.00 0.97

- 0.01 0.71

0.07 0.05

-0.16 0.00

- 0.08 0.02

0.09 0.01

0.12 0.00

0.21 0.00

0.05 0.14

0.10 0.01

-0.09 0.02

-0.08 0.04

- 0.05

0.00

0.09

0.10

-0.01

1.00

0.20

0.00 0.94

0.90

0.02

- 0.01 0.83

0.04 0.30

0.11 0.00

0.04 0.27

0.13 0.00

0.05 0.16

0.01 0.73

0.01

0.06 0.13

0.77

0.15 0.00

- 0.13 0.00

- 0.05

0.02

0.00

0.14

0.01

1.00

0.20

- 0.02 0.50

0.55

0.94

- 0.01 0.83

0.02 0.55

0.01 0.78

0.05 0.18

0.00 0.91

-0.01 0.73

- 0.16 0.00

0.00

-0.03 0.49

0.83

0.13 0.00

- 0.07 0.06

0.00

-0.02

0.00

-0.03

-0.09

1.00

0.95

- 0.08 0.04

0.68

0.99

- 0.01 0.81

-0.07 0.08

0.01 0.89

- 0.12 0.00

0.10 0.01

-0.01 0.69

0.07 0.06

0.42

-0.06 0.10

0.02

0.14 0.00

- 0.07 0.05

- 0.04 0.31

1.00

0.02 0.56

0.04 0.26

-0.01 0.89

0.00 0.90

- 0.02 0.59

-0.04 0.28

-0.02 0.53

0.11 0.00

- 0.09 0.02

0.00 0.90

0.17 0.00

-0.10 0.01

-0.04 0.24

0.05 0.20

-0.11 0.00

- 0.24 0.00

- 0.12 0.00

- 0.13 0.00

-0.10

0.02

-0.01

0.00

0.01

0.00

-0.04

0.02

0.03

-0.03

0.03

-0.01

1.00

Bảng 4.4 Ma trận hệ số tương quan theo mô hình 6 v 8 – Mối quan hệ giữa cổ tức tiền mặt và hệ số phản ứng thu nhập

0.01

0.06

0.03

0.10

0.01

0.78

0.81

0.97

0.24

0.68

0.40

0.47

0.37

0.01

0.90

0.54

0.78

0.77

0.87

0.12

0.11

0.41

0.40

0.00

0.84

1.00

0.01 0.74

0.01 0.81

-0.04 0.29

0.04 0.30

-0.12 0.00

- 0.11 0.00

-0.02 0.67

- 0.10 0.01

-0.01 0.74

-0.01 0.76

0.00 0.93

-0.15 0.00

- 0.06 0.09

0.07 0.05

- 0.17 0.00

- 0.09 0.02

- 0.09 0.01

- 0.30 0.00

- 0.07 0.05

0.04 0.26

1.00

- 0.05 0.18

0.03 0.41

-0.02 0.58

-0.13 0.00

0.17 0.00

0.09 0.02

-0.16 0.00

- 0.13 0.00

-0.15 0.00

0.07 0.07

0.05 0.14

0.08 0.03

- 0.10 0.01

- 0.02 0.56

- 0.14 0.00

- 0.07 0.05

- 0.07 0.04

- 0.25 0.00

- 0.06 0.10

- 0.18 0.00

- 0.09 0.02

Nguồn: Kết quả phân tích từ phần m m Stata13

Bảng 4.4 là ma trận hệ số tư ng quan giữa c c biến độc lập trong phư ng trình lợi

nhuận nắm giữ c phiếu – phư ng trình 5, c c hệ số tư ng quan là không quá lớn

(hệ số tư ng quan < 0 5) ngoài trừ tư ng quan giữa ARN và PS, nhưng cũng

không lớn h n mức 0 8 nên theo quy tắc ngón tay c i - v đa cộng tuyến của Klein,

có thể nói c c biến độc lập trong phư ng trình lợi nhuận nắm giữ c phiếu không có

đa cộng tuyến Trong ma trận hệ số tư ng quan trên, ta thấy rằng lợi nhuận nắm giữ

c phiếu và biến tư ng t c của c tức ti n mặt và thay đ i trong lợi nhuận kỳ vọng

tư ng đối công ty lại có tư ng quan âm và không có nghĩa thống kê ở mức 10%,

đi u này trái với kỳ vọng của mô hình và kết quả của nghiên cứu gốc Trong khi đó,

phư ng trình hệ số phản ứng thu nhập và c tức ti n mặt của công ty có tư ng quan

dư ng nhưng không có nghĩa thống kê ở mức 10%.

4.3 K t quả nghiên cứu thực nghiệm

4.3.1 Kết quả ước lượng mô hình

Sau khi có cái nhìn t ng quát v mối quan hệ giữa các biến độc lập và phụ thuộc

trong 06 mô hình nghiên cứu đã được giải thích ở chư ng 3, và kết luận trong các

mô hình khó có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng. Tác giả

tiến hành kiểm định phư ng ph p ước lượng phù hợp với từng mô hình, xin xem

phụ lục 1, 2, 3, 4, 5 tư ng ứng với kiểm định phư ng ph p ước lượng mô hình (1),

(3), (5), (6), (8). Sau khi sử dụng kiểm định Breuch and Pagan Test, Hausman test,

tác giả đi đến kết luận rằng sử dụng mô hình sử dụng mô hình FEM là mô hình tốt

cho bộ dữ liệu nghiên cứu này Đi u này phù hợp với nghiên cứu gốc.

Bảng số liệu tiếp theo sau đây trình bày kết quả ước lượng các mô hình nghiên cứu

v mối quan hệ giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc là c c thước đo đại diện

cho các khía cạnh của chất lượng thu nhập lần lượt là sự b n vững của thu nhập,

chất lượng các khoản dồn tích, hệ số phản ứng thu nhập.

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

EPS2

PER

AAQ

RET

ERC

Coef.

P>t

Coef.

P>t

Coef.

P>t

Coef.

P>t

Coef.

P>t

Coef.

P>t

EPS

0.145**

0.02

0.505**

0.043

EPSD

7.560***

DivR

-0.681***

0 3.341**

0.022

-0.0144

0.668 0.129***

-0.665

0.237

-617.691

0.477

EARN

-0.071

0.656

EARDiv

-0.416

0.64

0.19***

-0.327

0.468

-0.0121

0.245

-0.00531

0.266

SIZE

-219.286

0.415

-0.485***

0.001

-0.484

0.729

-0.05*

0.091

-0.031**

0.035

LEV

851.066

0.307

-0.001

0.952

-0.046

0.743

-0.009***

0.009

-0.004***

0.003

10.655

0.899

-0.642***

0.009

-0.759

0.660

-0.0382

0.338 0.089***

ROA

20.185

0.984

-0.023**

0.026 0.178*

0.069 0.004*

0.07 0.0005055

0.625

AGE

82.022

0.16

LARG

-0.001

0.617

-0.025*

0.084

-0.0002

0.488

-0.000173

0.25

-0.066

0.994

DUA

0.069*

0.084 0.036

0.924 0.0121

0.166 0.009***

0.088

-47.126

0.834

INDEP

0.018

0.812 0.483

0.501

-0.005

0.762 0.0003088

0.968

-105.098

0.806

BIG4

-0.098**

0.043

-0.348

0.456 0.001

0.923

-0.003868

0.434

0.985

5.108

0.000

_cons

-4.490

0 7.047

0.546 0.346302

0.1797978

0.146 0.315***

0 4330.610 0.533

Bảng 4.5 Kết quả ước lượng thực nghiệm

Nguồn: Thu thập từ phần mềm Stata

Bảng 4.5 trình bày kết quả ước lượng với dữ liệu thực nghiệm tại Việt Nam từ 290

công ty nêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam HOS trong giai đoạn 2016-2017.

Trong đó cột (1) và (2) là kết quả ước lượng của mô hình (1) và (3) ước lượng mối

tư ng quan của các biến độc lập với sự b n vững của thu nhập. Cột (3), (4) đo

lường mối quan hệ của các biến độc lập với chất lượng các khoản dồn tích, trong đó

chất lượng khoản dồn tích được thể hiện qua hai thước đo AAQ và AQ uối cùng

cột (5), (6) ước lượng mối quan hệ các biến độc lập với hệ số phản ứng thu nhập.

Bằng chứng thực nghiệm đã cho thấy:

Thu nhập năm nay ( PSt) t c động cùng chi u với thu nhập năm sau ( PSt+1), tức là

thu nhập năm nay góp làm gia tăng thu nhập năm sau Đồng thời, thu nhập cũng có

t c động cùng chi u với lợi nhuận nắm giữ c phiếu năm nay (R Tt), thu nhập năm

nay đóng vai tr quan trọng trong lợi nhuận nắm giữ c phiếu trong năm Kết quả

này đ u có nghĩa thống kê và phù hợp với kỳ vọng của nghiên cứu của Lu Deng,

Sifei Li, Mingqing Liao (2016)

Tích số Thu nhập và c tức năm nay ( PSDt) có t c động cùng chi u với thu nhập

năm sau với giá trị coef lớn 7.56, kết quả thực nghiệm này cho thấy t c động gia

tăng mạnh mẽ của việc chi trả c tức ti n mặt với thu nhập đối với thu nhập trong

năm sau, nghĩa là việc chi trả c tức ti n mặt trong năm của công ty làm tăng sự b n

vững của thu nhập, làm gia tăng chất lượng thu nhập.

C tức ti n mặt được công ty chia cho các c đông trong năm nay (DivRt) có tác

động ngược chi u với lợi nhuận giữ lại năm sau, có thể giải thích do các công ty

dùng lợi nhuận trong năm để chia c tức, đồng nghĩa với lợi nhuận để lại của công

ty d ng đầu tư ph t triển cho năm sau giảm, và đi u này làm giảm thu nhập của

công ty Đồng thời c tức ti n mặt đồng biến với sự b n vững của thu nhập (Per) và

mối quan hệ giữa c tức ti n mặt khá lớn, c tức ti n mặt tăng 1 đ n vị t c động đến

sự b n vững của thu nhâp tăng 3 34 đ n vị. Mối quan hệ này phù hợp với nghiên

cứu của Lu Deng, Sifei Li, Mingqing Liao (2016) Đối với thước đo chất lượng các

khoản dồn tích AAQ và AQ đại diện cho chất lượng thu nhập, c tức ti n mặt có tác

động nghịch biến với AAQ, kết quả này phù hợp với lý thuyết tuy nhiên lại không

có nghĩa thống kê. Nguyên nhân là do hạn chế v dữ liệu, tác giả kỳ vọng với

lượng quan s t đủ lớn, kết quả này sẽ phù hợp với lý thuyết. Với chất lượng các

khoản dồn tích được đo bằng AQ, thì c tức ti n mặt lại có t c động đồng biến với

chất lượng các khoản dồn tích, kết quả này chưa ph hợp với nghiên cứu của Lu

Deng, Sifei Li, Mingqing Liao (2016). AQ đo lường tính biến động của các sai số

ước lượng trong việc chuyển các khoản dồn tích thành các dòng ti n, kết quả này

tr i ngược với kỳ vọng của nghiên cứu gốc. Kết quả này có thể được giải thích là do

khoản mục dồn tích trước đây ít được các nhà quản trị quan tâm. Tuy nhiên thời

gian gần đây, với vai trò ngày càng quan trọng của b o c o tài chính, nhà đầu tư bắt

đầu quam tâm nhi u h n đến chất lượng báo cáo tài chính và các khoản mục dồn

tích Đi u này làm cho các nhà quản trị quan tâm và kiểm soát chặt h n đối với

khoản mục dồn tích, khoản mục này đang được kiểm so t để giảm thiểu rủi ro và

nâng cao chất lượng của báo cáo tài chính, vì vậy c tức ti n mặt và chất lượng các

khoản dồn tích AQ có mối quan hệ đồng biến đối với các quan sát tại Việt Nam

trong giai đoạn nghiên cứu. Với thước đo phản ứng thu nhập, c tức ti n mặt có mối

tư ng quan nghịch biến với lợi nhuận nắm giữ c phiếu Ret và hệ số phản ứng thu

nhập, kết quả này đ u không có nghĩa thống kê.

Quy mô công ty năm nay có mối quan hệ đồng biến với thu nhập năm sau, công ty

càng có quy mô lớn thì thu nhập trong tư ng lai của công ty càng cao.

Đ n bẫy có t c động làm gia tăng chất lượng các khoản dồn tích tại mức nghĩa

10% đối với thước đo AAQ và tại mức nghĩa 5% với thước đo AAQ Nghĩa là c c

công ty sử dụng đ n bẫy cao có khả năng làm gia tăng chất lượng các khoản dồn

tích thông qua việc tập trung h n việc quản trị các khoản dồn và được sự hỗ trợ tư

vấn của bên cho vay.

Giá trị s sách của c c công ty có t c động nghịch biến với cả hai thước đo chất

lượng khoản dồn tích và không có nghĩa thống kê với hai thước đo c n lại là sự

b n vững của thu nhập và phản ứng với thông tin thu nhập. Giá trị s sách có tác

động nghịch biến với biến AAQ và AQ tức các các công ty càng có giá trị s sách

cao thì càng có chất lượng thu nhập cao h n

Tóm lại, Kết quả nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam giai đoạn 2009-2017 thu

được kết quả các công ty có quyết định chi trả c tức ti n mặt càng cao thì chất

lượng thu nhập càng cao thông qua mối quan hệ đồng biến và có nghĩa thông kê

giữa việc chi trả c tức ti n mặt và sự b n vững của thu nhập, và mối quan hệ

nghịch biến giữa chất lượng thu nhập AAQ và quyết định chi trả c tức ti n mặt,

mối quan hệ này không có nghĩa thống kê do quy mô nghiên cứu nhỏ, tuy nhiên

kết quả này phù hợp với lý thuyết nghiên cứu ban đầu và phù hợp với nghiên cứu

gốc. Mối quan hệ của quyết định chi trả c tức ti n mặt và hệ số phản ứng thu nhập

không có nghĩa thống kê.

TÓM TẮT CHƯ NG 4

Kết quả ước lượng các mô hình hồi quy nhằm đánh giá mối quan hệ giữa cổ tức

tiền mặt và chất lượng thu nhập, với dữ liệu thực nghiệm tại Việt Nam bao gồm các

quan sát là 290 công ty niêm yết trên sàn HOSE giai đoạn 2009-2017 cho thấy

ngoại trừ các mối tương quan không có ý nghĩa thống kê do hạn chế về số lượng dữ

liệu thu thập, như mối quan hệ giữa DivR và các biến phụ thuộc AQ, Ret và ERC,

đa số các biến còn lại đều có kết quả phù hợp với nghiên cứu của Lu Deng, Sifei Li,

Mingqing Liao (2016). Và cho thấy cổ tức tiền mặt làm gia tăng sự bền vững của

thu nhập và chất lượng các khoản dồn tích, và chưa thể hiện được mối quan hệ với

hệ số phản ứng thu nhập. Các nghiên cứu tiếp theo về đề tài cổ tức tiền mặt và chất

lượng thu nhập có thể nghiên cứu về mối quan hệ giữa cổ tức tiền mặt và hệ số

phản ứng thu nhập để hiểu rõ hơn về mối quan hệ thực nghiệm này tại Việt Nam

CHƯ NG 5 KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT

Nội dung chương này tr nh bày các kết luận đạt được của nghiên cứu so với mục

tiêu đã đặt ra. Tác giả cũng nhận định những hạn chế của bài nghiên cứu và đề

xuất các gợi ý nghiên cứu tiếp từ mối liên hệ của cổ tức và chất lượng thu nhập.

5.1. K t Luận v vấn nghiên cứu

Với mục đích đưa ra một cái nhìn t ng thể v việc chi trả c tức ti n mặt t c động

đến chất lượng thu nhập được b o c o trên c c phư ng tiện thông tin đại chúng của

các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 2009-2017, tác giả đã dựa

trên nghiên cứu gốc của Lu Deng, Sifei Li, Mingqing Liao nghiên cứu c c công ty

tại Trung Quốc, với đ tài Dividends and earnings quality: vidence from hina ,

đăng trên tạp chí International Review of conomics and Finance (2016) để nghiên

cứu tại Việt Nam, bài nghiên cứu được thực hiện trên 325 doanh nghiệp niêm yết

trên sàn HOS giai đoạn 2009-2017.

Kết quả phù hợp với nghiên cứu của thế giới, nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam

của luận văn chỉ ra rằng các công ty chi trả c tức ti n mặt có chất lượng thu nhập

cao h n c c công ty không chi trả c tức, với chất lượng thu nhập được đo lường

bằng hai thước đo đại diện cho hai thuộc tính của chất lượng thu nhập, là tính b n

của thu nhập, chất lượng các khoản dồn tích, tuy nhiên việc chi trả c tức ti n mặt

của các công ty lại có t c động có chất lượng thu nhập thấp h n thông qua thuộc

tính v khả năng cung cấp thông tin của thu nhập.

Trên thực tế, chất lượng thu nhập ngày càng được quan tâm nhi u h n tại Việt

Nam, đặc biệt là trong lĩnh vực đầu tư, chất lượng thu nhập phản ánh bản chất của

khoản thu nhập hiện tại, hiệu quả hoạt động, sự hoạt động n định của doanh

nghiệp..v.v... Tóm lại, với kết quả này, luận văn đã b sung c sở lý luận cho những

nghiên cứu trước và tạo đi u kiện cho những nghiên cứu tiếp theo v mối liên hệ

của c tức và chất lượng thu nhập của các công ty..

5.2. Hạn ch c a tài

Mặc d đã cố gắng hoàn thành bài nghiên cứu một cách tốt nhất nhưng luận văn c n

mắc không ít nhựng hạn chế từ cả chủ quan lẫn khách quan. Hạn chế đầu tiên mà

luận văn phải kể đến là dữ liệu mà luận văn sử dụng nghiên cứu. Do hạn chế v

nguồn lực và thời gian, luận văn chỉ thu thập được và sử chuỗi dữ liệu thô từ năm

2010 đến năm 2017 tại các công ty trên sàn giao dịch HOSE. Nghiên cứu v chất

lượng thu nhập, dựa vào đặc tính của đối tượng nghiên cứu này, có rất nhi u thước

đo để đại diện, cụ thể trong bài nghiên cứu này là tính b n, chất lượng các khoản

dồn tích và hệ số phản ứng thu nhập Trong đó, đại lượng tính b n của thu nhập có

đặc thù là hồi quy 5 năm liên tiếp, vì vậy sử dụng số liệu của 5 năm để tạo thành

một quan sát, tuy nhiên nếu thực hiện hồi quy trong 5 năm liên tiếp sẽ loại bỏ rất

nhi u quan sát, vì vậy tác giả thực hiện hồi quy 3 năm liên tiếp. Tiếp theo, đại lượng

các khoản dồn tích có đặc th là độ lệch chuẩn 5 năm liên tiếp, vì vậy sử dụng số

liệu của 5 năm để tạo thành một quan s t Do đó c c nghiên cứu v tính b n và dồn

tích sẽ rút bớt nhi u quan sát, khiến cho kết quả nghiên cứu không phản nh đúng

thực tế. Với đặc điểm này, nghiên cứu v ảnh hưởng của c tức ti n mặt đến chất

lượng thu nhập, mà chất lượng thu nhập được đo bằng đại lượng tính b n của thu

nhập và chất lượng các khoản dồn tích còn hạn chế.

Trong bài nghiên cứu gốc sử dụng biến arning được đo bằng hai cách là số và biến

giả. Tuy nhiên do hạn chế trong việc thu thập thông tin nên không thu thập đủ theo

yêu cầu, do đó t c giả chỉ thực hiện mô hình với biến số, và đ tài tập trung chủ yếu

vào mối quan hệ giữa c tức ti n mặt và chất lượng thu nhập.

Như đã nêu ở trên, các vấn đ v chất lượng thu nhập tuy đã được nghiên cứu từ rất

lâu trên thế giới Nhưng tại Việt Nam, đây có thể là vấn đ cốt lõi khiến cho các

doanh nghiệp, nhà đầu tư và ngân hàng, đối t c không có được cái nhìn chính xác

nhất v thành phần thu nhập.

Những hạn chế nêu trên có thể ảnh hưởng đến kết quả nghiên cứu không phản ánh

được toàn bộ bức tranh phản ứng của thị trường.

5.3. Đ xuất nghiên cứu mở r ng

Do những hạn chế trong nghiên cứu của mình, tác giả để xuất nghiên cứu tiếp theo

có thể mở rộng dữ liệu nghiên cứu trên toàn các công ty trên thị trường chứng

khoán Việt Nam bao gồm cả HOSE, HNX, UPCOM trong thời gian dài h n để có

cái nhìn t ng qu t và chính x c h n

Kết quả nghiên cứu thực nghiệm của tác giả trong bài tìm thấy mối quan hệ của

chính sách c tức ti n mặt và lợi nhuận nắm giữ c phiếu nghịch biến tại các công

ty trên sàn HOS giai đoạn 2014-2016, khác với kết quả của Lu Deng, Sifei Li,

Mingqing Liao nghiên cứu c c công ty tại Trung Quốc, đây có thể mở ra một hướng

nghiên cứu khác của đ tài.

Các bài nghiên cứu tiếp theo có thể tiếp cận và khai thác mối quan hệ của chính

sách c tức ti n mặt và chất lượng thu nhập sẽ thay đ i như thế nào khi có tái tài trợ

vốn c phần và sự sở hữu của nhà nước. Trong bài nghiên cứu của tác giả chưa tìm

ra mối quan hệ giữa c tức ti n mặt và hệ số phản ứng thu nhập, Các bài nghiên cứu

tiếp theo có thể tiếp cận và khai thác v mối quan hệ thực nghiệm này tại Việt Nam.

TÓM TẮT CHƯ NG 5

Nghiên cứu này đã đáp ứng được các mục tiêu nghiên cứu ban đầu là đánh

giá mối quan hệ cổ tức tiền mặt và chất lượng thu nhập tại Việt Nam. Luận văn đã

đạt được những mục tiêu nghiên cứu đặt ra ban đầu, kỳ vọng cung cấp cho người

đọc một cái nhìn rộng và sâu hơn trong việc đánh giá tầm quan trọng của cổ tức

tiền mặt và chất lượng thu nhập của doanh nghiệp.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Aboody, David and Hughes, John S. and Liu, Jing, Earnings Quality (2004). Insider

Trading, and Cost of Capital. Annual Conference on Financial Economics and

Accounting (FEA), 14, 651-673.

Aharony, J., & Swary, I. (1980). Quarterly dividend and earnings announcements

and stockholders’ returns: An empirical analysis Journal of Finance, 35(1), 1–12.

Allen, A., Qian, J., & Qian, M. (2005). Law, finance, and economic growth in

China. Journal of Financial Economics, 77, 57–116.

Anderson, H. D., Chi, J., Ing-aram, C., & Liang, L. (2011). Stock dividend puzzles

in China. Journal of the Asia Pacific Economy, 16(3), 422–447.

Asquith, P., & Mullins, D. W. (1983). The impact of initiating dividend payment on

shareholders’ wealth Journal of usiness, 56(1), 77–96.

Benartzi, S., Michaely, R., & Thaler, R. H. (1997). Do changes in dividends signal

the future or the past? Journal of Finance, 52(3), 1007–1034.

Brav, A., Graham, J. R., Harvey, C. R., & Michaely, R. (2005). Payout policy in the

21st century. Journal of Financial Economics, 77(3), 483–527.

Caskey, J., & Hanlon, M. (2005). Do dividends indicate honesty? The relation

between dividends and the quality of earnings. Working paper. University of

Michigan.

Chay, J. B., & Suh, J. (2009). Payout policy and cash-flow uncertainty. Journal of

Financial Economics, 93(1), 88–107.

Chen, D., Jian, M., & Xu, M. (2009). Dividends for tunneling in a regulated

economy: The case of China. Pacific-Basin Finance Journal, 17(2), 209–223.

Chen, D., Liu, H., & Huang, C. (2009). The announcement effect of cash dividend

changes on share prices: An empirical analysis of China. The China Economy,

42(1), 62-85.

Chiou, J., Chen, Y., & Huang, T. (2010). Assets expropriation via cash dividends?

Free cash flow or tunneling. China Journal of Accounting Research, 3(1), 71–94.

Dechow, P. M., & Dichev, I. D. (2002). The quality of accruals and earnings: The

role of accrual estimation errors. Accounting Review: Supplement, 77(s-1), 35–59.

Dechow, P. M., Ge, W., & Schrand, C. (2010). Understanding earnings quality: A

review of the proxies, their determinants and their consequences. Journal of

Accounting and Economics, 50(2), 344–401.

Deng, L., Li, S., Liao, M., & Wu, W. (2013). Dividends, investment and cash flow

uncertainty: Evidence from China. International Review of Economics & Finance,

27(3), 112–124.

Elisabeth D., Wei J., & Andrew S. (2015). The value relevance and information

content of cash and stock dividends in China. The European Journal of Finance,

Firth, M., Fung, P. M. Y., & Rui, O. M. (2007). Ownership, two-tier board

structure, and the informativeness of earnings – Evidence from China. Journal of

Accounting and Public Policy, 26 (4), 463–496.

Graham, J. R., & Kumar, A. (2006). Do dividend clienteles exist? Evidence on

dividend preferences of retail investors. Journal of Finance, 61(3), 1305-1336.

Grullon, G., Michaely, R., Benartzi, S., & Thaler, R. H. (2005). Dividend changes

do not signal changes in future profitability. Journal of Business, 78(5), 1659–1682.

Hanlon, M., Myers, J., & Shevlin, T. (2007). Are dividends informative about future

earnings? Working paper, University of Washington.

Healy, P. M., & Palepu, K. G. (1988). Earnings information conveyed by dividend

initiations and omissions. Journal of Financial Economics, 21(2), 149–175.

Jagannathan, M., Stephens, C. P., & Weisbach, M. S. (2000). Financial flexibility

and the choice between dividends and stock repurchases. Journal of Financial

Economics, 57(3), 355–384.

Kane, A., Lee, Y. K., & Marcus, A. (1984). Earnings and dividend announcements:

Is there a corroboration effect? Journal of Finance, 39, 1091–1099.

Louis T. W. Cheng, Hung-Gay Fung, Tak Yan Leung (2009). Dividend preference

of tradable-share and non-tradable-share holders in Mainland China. Accounting

and Finance, 49, 291–316.

Lu Deng, Sifei Li, Mingqing Liao (2016). Dividends and earnings quality: Evidence

from China. International Review of Economics and Finance

Mahboobe Hasanzade, Roya Darabi, Gholamreza Mahfoozi (2013). Factors

Affecting the Earnings Response Coefficient: An Empirical study for Iran.

European Online Journal of Natural and Social Sciences

McNichols, M. F. (2002). Discussion of the quality of accruals and earnings: The

role of accrual estimation errors. Accounting Review: Supplement, 77(s-1), 61–69.

Miller, M. H., & Modigliani, F. (1961). Dividend policy, growth, and the valuation

of shares. Journal of Business, 34(4), 422–433.

Naranjo, A., Nimalendran, M., & Ryngaert, M. (1998). Stock returns, dividend

yields, and taxes. Journal of Finance, 53(6), 2029-2057.

Nhut H. Nguyen, David Y. Wang (2013). Stock dividends in China: signalling or

liquidity explanations? Accounting and Finance, 53, 513–535.

Nissim, D., & Ziv, A. (2001). Dividend changes and future profitability. Journal of

Finance, 56(6), 2111–2133.

Skinner, D. J., & Soltes, E. (2011). What do dividends tell us about earnings

quality? Review of Accounting Studies, 16(1), 1–28.

Tong, Y. H., & Miao, B. (2011). Are dividends associated with the quality of

earnings? Accounting Horizons, 25(1), 183–205.

Wang, L., & Yung, K. (2011). Do state enterprises manage earnings more than

privately owned firms? The case of china. Journal of Business Finance &

Accounting, 38 (7-8), 794-812.

PHỤ LỤC

PHỤ LỤC 1: Kết quả kiểm đ nh lựa chọn phương ph p ước lượng cho mô hình (1)

Ta bắt đầu ước lượng mô hình (1) bằng c c phư ng ph p OLS Tuy nhiên đa số hệ

số đứng trước các biến giải thích trong mô hình không có nghĩa, đi u này xảy ra

bởi t c động cố định hay t c động ngẩu nhiên với t c động cố định hàm c c đặc

điểm riêng của từng công ty có t c động đến biến phụ thuộc arnings và đi u này

gây ra sự chênh lệch v tung độ gốc và chênh lệch này có thể x c định được. Còn

với t c động ngẫu nhiên là xem x t c c đặc điểm riêng của từng công ty có t c động

tới biến Earnings và gây ra sự chệnh lệch v tung độ gốc, sự chênh lệch này là ngẫu

nhiên.

Từ đó t c giả sẽ chọn lựa mô hình phù hợp nhất bằng cách so sánh các mô hình với

nhau, bao gồm mô hình OLS, mô hình t c động cố định (F M), mô hình t c động

ngẫu nhiên (REM).

Để so sánh mô hình FEM và mô hình OLS, tác giá sử dụng kiểm định Breuch and Pagan Test với giả thiết đặt ra là

H0: OLS hiệu quả h n R M

H1: REM hiệu quả h n OLS

Kết quả kiểm định trong bảng Breuch and Pagan Test, thấy P-value =0 nhỏ h n mức nghĩa Ta bác bỏ H0 là sử dụng OLS hiệu quả h n R M ậy sử dụng mô hình REM hiệu quả h n OLS

Sau khi kiểm định mô hình REM tốt h n mô hình OLS Ta tiến hành kiểm định sự

hiệu quả giữa mô hình REM và mô hình FEM. Tác giả sử dụng Hausman Test với

giả thuyết:

H0: Mô hình REM tốt h n mô hình F M

H: Mô hình FEM tốt h n mô hình R M

Sau khi chạy kiểm định bằng Houman test, ta thấy P-value nhỏ h n mức nghĩa

nên mô hình FEM phù hợp mô hình R M Do đó kết luận mô hình R M chưa đủ

đi u kiện để x c định mô hình.

Kết luận: sau khi sử dụng kiểm định reuch and Pagan Test, Hausman test thì ta đi

đến kết luận rằng sử dụng mô hình sử dụng mô hình FEM là mô hình tốt cho bộ dữ

liệu nghiên cứu này Đi u này phù hợp với nghiên cứu gốc.

PHỤ LỤC 2: Kết quả kiểm đ nh lựa chọn phương ph p ước lượng cho mô hình (2b)

(3a)

Ta bắt đầu ước lượng mô hình (3) bằng c c phư ng ph p OLS Kết quả ước lượng

OLS cho thấy kết quả hệ số R2 đi u chỉnh = 1 2%, đồng thời giá trị thống kê F =

0 49, Prob > F = 0 963 (không có nghĩa thống kê ở mức 10%) Đi u đó cho thấy

ước lượng OLS không thể là một ước lượng phù hợp.

Từ đó t c giả sẽ chọn lựa mô hình phù hợp nhất bằng cách so sánh mô hình tác

động cố định (FEM) với mô hình t c động ngẫu nhiên (REM).

Kết quả kiểm đ nh lựa chọn mô hình

So sánh sánh FEM và REM

Sau khi chấp nhận mô hình OLS không phù hợp, tác giá tiếp tục so sánh mô hình FEM và mô hình REM bằng Hausman Test với giả thuyết:

H0: Mô hình REM tốt h n mô hình FEM

H1: Mô hình FEM tốt h n mô hình R M

Sau khi chạy kiểm định bằng Hausman test, ta thấy P-value nhỏ h n mức nghĩa

nên mô hình FEM phù hợp mô hình R M Do đó kết luận mô hình R M chưa đủ

đi u kiện để x c định mô hình.

Kết luận: sau khi sử dụng kiểm định Hausman test thì ta đi đến kết luận rằng sử

dụng mô hình sử dụng mô hình FEM là mô hình tốt cho bộ dữ liệu nghiên cứu này.

Đi u này phù hợp với nghiên cứu gốc.

PHỤ LỤC 3: Kết quả kiểm đ nh lựa chọn phương ph p ước lượng cho mô hình () với iến AAQ

Mô hình chính cần nghiên cứu:

(3b)

Sau khi sử dụng phư ng trình (3a) để tính toán biến AAQ, sử dụng làm biến phụ

thuộc trong mô hình (3b). Ta bắt đầu ước lượng mô hình (3b) bằng c c phư ng

pháp OLS. Tuy nhiên hệ số đứng trước các biến giải thích trong mô hình không có

nghĩa, t c giả không biết đi u này xảy ra bởi t c động cố định hay t c động ngẩu

nhiên với t c động cố định hàm c c đặc điểm riêng của từng công ty có tác động

đến biến phụ thuộc AAQ và đi u này gây ra sự chênh lệch v tung độ gốc và chênh

lệch này có thể x c định được. Còn với t c động ngẫu nhiên là xem x t c c đặc

điểm riêng của từng công ty có t c động tới biến Earnings và gây ra sự chệnh lệch

v tung độ gốc, sự chênh lệch này là ngẫu nhiên.

Từ đó t c giả sẽ chọn lựa mô hình phù hợp nhất bằng cách so sánh các mô hình với

nhau, bao gồm mô hình OLS, mô hình t c động cố định (F M), mô hình t c động

ngẫu nhiên (REM).

Kết quả kiểm đ nh lựa chọn mô hình

Để so sánh mô hình FEM và mô hình OLS, tác giá sử dụng kiểm định Breuch and Pagan Test với giả thiết đặt ra là

H0: OLS hiệu quả h n R M

H1: Rem hiệu quả h n OLS

Kết quả kiểm định trong bảng Breuch and Pagan Test, thấy P-value =0 nhỏ h n

mức nghĩa Ta bác bỏ H0 là sử dụng OLS hiệu quả h n R M ậy sử dụng mô

hình REM hiệu quả h n OLS

Sau khi kiểm định mô hình REM tốt h n mô hình OLS Ta tiến hành kiểm định sự

hiệu quả giữa mô hình REM và mô hình FEM. Tác giả sử dụng Hausman Test với

giả thuyết:

H0: Mô hình REM tốt h n mô hình F M

H: Mô hình FEM tốt h n mô hình R M

Sau khi chạy kiểm định bằng Houman test, ta thấy P-value nhỏ h n mức nghĩa

nên mô hình FEM phù hợp mô hình R M Do đó kết luận mô hình R M chưa đủ

đi u kiện để x c định mô hình.

Kết luận: sau khi sử dụng kiểm định reuch and Pagan Test, Hausman test thì ta đi

đến kết luận rằng sử dụng mô hình sử dụng mô hình FEM là mô hình tốt cho bộ dữ

liệu nghiên cứu này Đi u này phù hợp với nghiên cứu gốc.

PHỤ LỤC 4: Kết quả kiểm đ nh lựa chọn phương ph p ước lượng cho mô hình (3b) với iến AQ

(3b)

Sau khi sử dụng phư ng trình (3a) để tính toán biến AAQ, tính độ lệch chuẩn 5 năm

AAQ để tính ra AQ được sử dụng làm biến phụ thuộc trong mô hình (3b). Ta bắt

đầu ước lượng mô hình (3b) bằng c c phư ng ph p OLS Tuy nhiên hệ số đứng

trước các biến giải thích trong mô hình không có nghĩa, t c giả không biết đi u

này xảy ra bởi t c động cố định hay t c động ngẩu nhiên với t c động cố định hàm ý

c c đặc điểm riêng của từng công ty có t c động đến biến phụ thuộc AQ và đi u này

gây ra sự chênh lệch v tung độ gốc và chênh lệch này có thể x c định được. Còn

với t c động ngẫu nhiên là xem x t c c đặc điểm riêng của từng công ty có t c động

tới biến Earnings và gây ra sự chệnh lệch v tung độ gốc, sự chênh lệch này là ngẫu

nhiên.

Từ đó t c giả sẽ chọn lựa mô hình phù hợp nhất bằng cách so sánh các mô hình với

nhau, bao gồm mô hình OLS, mô hình t c động cố định (F M), mô hình t c động

ngẫu nhiên (REM).

Kết quả kiểm đ nh lựa chọn mô hình

Để so sánh mô hình FEM và mô hình OLS, tác giá sử dụng kiểm định Breuch and Pagan Test với giả thiết đặt ra là

H0: OLS hiệu quả h n R M

H1: Rem hiệu quả h n OLS

Kết quả kiểm định trong bảng Breuch and Pagan Test, thấy P-value =0 nhỏ h n

mức nghĩa Ta b c bỏ H0 là sử dụng OLS hiệu quả h n R M ậy sử dụng mô

hình REM hiệu quả h n OLS

Sau khi kiểm định mô hình REM tốt h n mô hình OLS Ta tiến hành kiểm định sự

hiệu quả giữa mô hình REM và mô hình FEM. Tác giả sử dụng Hausman Test với

giả thuyết:

H0: Mô hình REM tốt h n mô hình F M

H: Mô hình FEM tốt h n mô hình R M

Sau khi chạy kiểm định bằng Houman test, ta thấy P-value nhỏ h n mức nghĩa nên mô hình FEM phù hợp mô hình R M Do đó kết luận mô hình R M chưa đủ đi u kiện để x c định mô hình.

Kết luận: sau khi sử dụng kiểm định reuch and Pagan Test, Hausman test thì ta đi

đến kết luận rằng sử dụng mô hình sử dụng mô hình FEM là mô hình tốt cho bộ dữ

liệu nghiên cứu này Đi u này phù hợp với nghiên cứu gốc.

PHỤ LỤC 5: Kết quả kiểm đ nh lựa chọn phương ph p ước lượng cho mô hình (4)

(4)

Ta bắt đầu ước lượng mô hình (4) bằng c c phư ng ph p OLS Tuy nhiên đa số hệ

số đứng trước các biến giải thích trong mô hình không có nghĩa, đi u này xảy ra

bởi t c động cố định hay t c động ngẩu nhiên với t c động cố định hàm c c đặc

điểm riêng của từng công ty có t c động đến biến phụ thuộc Ret và đi u này gây ra

sự chênh lệch v tung độ gốc và chênh lệch này có thể x c định được. Còn với tác

động ngẫu nhiên là xem x t c c đặc điểm riêng của từng công ty có t c động tới

biến Earnings và gây ra sự chệnh lệch v tung độ gốc, sự chênh lệch này là ngẫu

nhiên.

Từ đó t c giả sẽ chọn lựa mô hình phù hợp nhất bằng cách so sánh các mô hình với

nhau, bao gồm mô hình OLS, mô hình t c động cố định (F M), mô hình t c động

ngẫu nhiên (REM).

Kết quả kiểm đ nh lựa chọn mô hình

Để so sánh mô hình REM và mô hình OLS, tác giá sử dụng kiểm định Breuch and Pagan Test với giả thiết đặt ra là

H0: OLS hiệu quả h n R M

H1: REM hiệu quả h n OLS

Kết quả kiểm định trong bảng Breuch and Pagan Test, thấy P-value =0 nhỏ h n

mức nghĩa. Ta bác bỏ H0 là sử dụng OLS hiệu quả h n R M ậy sử dụng mô

hình REM hiệu quả h n OLS

Sau khi kiểm định mô hình REM tốt h n mô hình OLS Ta tiến hành kiểm định sự

hiệu quả giữa mô hình REM và mô hình FEM. Tác giả sử dụng Hausman Test với

giả thuyết:

H0: Mô hình REM tốt h n mô hình F M

H: Mô hình FEM tốt h n mô hình R M

Sau khi chạy kiểm định bằng Houman test, ta thấy P-value nhỏ h n mức nghĩa

nên mô hình FEM phù hợp mô hình R M Do đó kết luận mô hình R M chưa đủ

đi u kiện để x c định mô hình.

Kết luận: sau khi sử dụng kiểm định reuch and Pagan Test, Hausman test thì ta đi

đến kết luận rằng sử dụng mô hình sử dụng mô hình FEM là mô hình tốt cho bộ dữ

liệu nghiên cứu này Đi u này phù hợp với nghiên cứu gốc.

PHỤ LỤC 6: Kết quả kiểm đ nh lựa chọn phương ph p ước lượng cho mô hình (8)

(5a)

Ta bắt đầu ước lượng mô hình (8) bằng c c phư ng ph p OLS Kết quả ước lượng

OLS cho thấy kết quả hệ số R2 đi u chỉnh = 1 7%, đồng thời giá trị thống kê F =

0 69, Prob > F = 0 8189 (không có nghĩa thống kê ở mức 10%) Đi u đó cho thấy

ước lượng OLS không thể là một ước lượng phù hợp.

Từ đó t c giả sẽ chọn lựa mô hình phù hợp nhất bằng cách so sánh mô hình tác

động cố định (FEM) với mô hình t c động ngẫu nhiên (REM).

Sau khi chấp nhận mô hình OLS không phù hợp, ước lượng mô hình (8) bằng các

phư ng ph p REM. Kết quả ước lượng REM cho thấy kết quả Prob > F = 0.8206

(không có nghĩa thống kê ở mức 10%) Đi u đó cho thấy ước lượng REM không

thể là một ước lượng phù hợp.

Sau khi chấp nhận mô hình REM không phù hợp, ước lượng mô hình (8) bằng các

phư ng ph p FEM. Kết quả ước lượng FEM cho thấy kết quả Prob > F = 0.9667

(không có nghĩa thống kê ở mức 10%) Đi u đó cho thấy ước lượng F M cũng

không là một ước lượng phù hợp.

Sau khi ước lượng mô hình bằng cả ba phư ng ph p OLS, R M, F M, ta thấy P-

value đ u lớn h n mức nghĩa nên cả ba mô hình đ u không phù hợp Do đó kết

luận không đủ đi u kiện để x c định phư ng ph p ước lượng phù hợp, dữ liệu tại

Việt Nam giai đoạn 2014-2016 không đ p ứng được yêu cầu mô hình.

PHỤ LỤC 7: Kết quả ước lượng cho mô hình (1a)