BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH
NGUYỄN THỊ NHƯ TÚ
TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH CỔ TỨC ĐẾN
SỰ BIẾN ĐỘNG GIÁ CỔ PHIẾU, BẰNG
CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM
LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ
TP.Hồ Chí Minh, năm 2013
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM
NGUYỄN THỊ NHƯ TÚ
TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH CỔ TỨC ĐẾN
SỰ BIẾN ĐỘNG GIÁ CỔ PHIẾU, BẰNG
CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM
CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG
MÃ SỐ : 60340201
LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC
TS.LÊ ĐẠT CHÍ
TP.Hồ Chí Minh, năm 2013
CỘNG HÒA XÃ HỘI CHỦ NGHĨA VIỆT NAM
Độc lập - Tự do - Hạnh phúc
LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan Luận văn thạc sỹ kinh tế “Tác động của chính sách cổ tức đến sự
biến động giá cổ phiếu, bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam” là công trình nghiên
cứu của riêng tôi.
Các kết quả nghiên cứu trong luận văn là trung thực và chưa từng được công bố
trong bất kỳ công trình khác.
Ký tên
MỤC LỤC
LỜI CAM ĐOAN
DANH MỤC KÝ HIỆU CÁC CHỮ VIẾT TẮT
DANH MỤC CÁC BẢNG
Tóm tắt ............................................................................................................................ 1
1. Giới thiệu ..................................................................................................................... 1
2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trƣớc ................................................................ 3
2.1. Chính sách cổ tức không tác động đến giá trị doanh nghiệp ................................ 3
2.2. Các lập luận về chính sách cổ tức tác động giá trị doanh nghiệp ......................... 5
2.2.1. Không thích rủi ro ........................................................................................... 5
2.2.2. Nội dung hàm chứa thông tin của chính sách cổ tức ...................................... 6
2.2.3. Chi phí đại diện ............................................................................................... 7
2.2.4. Hiệu ứng khách hàng ...................................................................................... 7
2.3. Tác động của chính sách cổ tức đến rủi ro doanh nghiệp ..................................... 9
2.4. Tác động của chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu .............................. 10
3. Phƣơng pháp nghiên cứu ......................................................................................... 13
3.1. Giả thiết nghiên cứu .............................................................................................. 13
3.1.1. Giả thiết 1 ...................................................................................................... 13
3.1.1.1. Hiệu ứng thời gian ...................................................................................... 13
3.1.1.2. Hiệu ứng tỷ suất sinh lợi ............................................................................ 14
3.1.1.3. Hiệu ứng kinh doanh chênh lệch giá .......................................................... 15
3.1.1.4. Hiệu ứng thông tin ...................................................................................... 16
3.1.2. Giả thiết 2 ...................................................................................................... 17
3.2. Phương pháp nghiên cứu ...................................................................................... 17
3.3. Đo lường các biến .................................................................................................. 19
3.2. Mẫu và dữ liệu ........................................................................................................ 23
4. Kết quả ...................................................................................................................... 23
4.1. Thống kê mô tả các biến ........................................................................................ 23
4.2. Phân tích tương quan giữa các biến ..................................................................... 24
4.3. Kết quả mô hình ..................................................................................................... 25
5. Kết luận ..................................................................................................................... 31
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
PHỤ LỤC 1
PHỤ LỤC 2
PHỤ LỤC 3
PHỤ LỤC 4
PHỤ LỤC 5
PHỤ LỤC 6
DANH MỤC KÝ HIỆU CÁC CHỮ VIẾT TẮT
Chữ viết tắt Tên tiếng Anh đầy đủ Tên tiếng Việt đầy đủ
Dhaka Stock Exchange Sàn giao dịch chứng DSE
khoán Dhaka-Banglades
General Least Square Phương pháp bình phương GLS
nhỏ nhất tổng quát
Karachi Stock Exchange Sàn giao dịch chứng KSE
khoán Karachi-Pakistan
Miller & Modigliani Miller và Modigliani MM
New York Stock Sàn giao dịch chứng NYSE
Exchange khoán New York-Mỹ
OLS Ordinary Least Square Phương pháp bình phương
nhỏ nhất
DANH MỤC CÁC BẢNG
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến ................................................................................ 24
Bảng 4.2: Ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình ......................................... 25
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy phương trình (9) .................................................................. 26
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy phương trình (10) ................................................................ 27
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy phương trình (11) ................................................................ 28
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy dữ liệu bảng......................................................................... 29
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy GLS ..................................................................................... 30
1
Tóm tắt
Mục đích bài nghiên cứu này nhằm xem xét mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và
biến động giá cổ phiếu, tập trung vào các công ty phi tài chính niêm yết trên sàn
chứng khoán Việt Nam. Với mục tiêu này, mẫu gồm 162 công ty có chi trả cổ tức
tiền mặt, công bố thông tin báo cáo tài chính trong giai đoạn sáu năm từ 2007 đến
2012 được thu thập. Mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu với hai phép đo chính
của chính sách cổ tức (tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức) được kiểm định bằng
cách: áp dụng hồi quy đa biến bình phương nhỏ nhất (OLS) trong khoảng thời gian
sáu năm từ 2007 đến 2012, sau đó, mở rộng mô hình hồi quy bằng cách thêm các
biến kiểm soát gồm quy mô, biến động thu nhập, đòn bẩy nợ, tăng trưởng tài sản; và
để hạn chế những sai lệch gây ra do bỏ sót biến, đề tài sử dụng dữ liệu bảng. Các
kết quả thực nghiệm của nghiên cứu này cho thấy mối tương quan âm giữa biến
động giá cổ phiếu với tỷ suất cổ tức. Chỉ có bằng chứng yếu về mối tương quan âm
giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả cổ tức. Ngoài ra, quy mô công ty cũng
có tương quan âm với biến động giá cổ phiếu; biến động thu nhập và đòn bẩy nợ có
tương quan dương với biến động giá cổ phiếu.
1. Giới thiệu
Chính sách cổ tức là một trong ba quyết định chủ yếu trong tài chính doanh nghiệp
gồm quyết định đầu tư, quyết định tài trợ và quyết định phân phối (chính sách cổ
tức). Chính sách cổ tức đề cập đến chính sách của công ty xác định số tiền thanh
toán cổ tức và khoản lợi nhuận giữ lại để tái đầu tư vào các dự án mới. Chính sách
này liên quan đến việc phân chia thu nhập của công ty giữa việc thanh toán cho các
cổ đông và tái đầu tư vào những cơ hội mới.
Một trong những câu hỏi quan trọng nhất trong tài chính doanh nghiệp có liên quan
đến chính sách cổ tức là lợi nhuận của công ty được phân phối cho các cổ đông
dưới dạng cổ tức hay được giữ lại tái đầu tư vào các cơ hội mới; và nếu nó phải
được phân phối, tỷ lệ phân phối cho cổ đông là bao nhiêu và bao nhiêu được giữ lại
cho công ty? Để trả lời câu hỏi này, các nhà quản lý nên xem xét chính sách cổ tức
2
dẫn đến tối đa hóa tài sản của cổ đông, chứ không nên chỉ tập trung vào câu hỏi
rằng giữ lại bao nhiêu thu nhập để đáp ứng đầu tư. Thay vào đó, các nhà quản lý
nên xem xét tác động của các quyết định phân phối của họ đến giá cổ phiếu.
Chính sách cổ tức cũng liên quan đến cấu trúc vốn một cách gián tiếp. Các chính
sách cổ tức khác nhau có thể yêu cầu cấu trúc vốn khác nhau. Vì cả cấu trúc vốn và
chính sách cổ tức có thể có tác động đến sự giàu có của các cổ đông và chính sách
cổ tức cũng có thể ảnh hưởng đến cấu trúc vốn, nên các quyết định về chính sách cổ
tức rất phức tạp.
Chính sách cổ tức không chỉ quan tâm đến lựa chọn giữa phân phối thu nhập cho cổ
đông dưới dạng cổ tức bằng tiền mặt hay giữ lại lợi nhuận. Mà chính sách cổ tức
còn dẫn đến nhiều vấn đề, chẳng hạn như làm thế nào mà doanh nghiệp có thể thu
hút các nhà đầu tư với các khung thuế suất khác nhau, làm thế nào để doanh nghiệp
có thể tăng giá trị doanh nghiệp, và mua lại cổ phần thay vì trả cổ tức tiền mặt thì có
tác động như thế nào.
Chính sách cổ tức là một chủ đề nghiên cứu phổ biến trong số các nghiên cứu tài
chính hơn 50 năm qua và nó liên quan đến nhiều vấn đề quan trọng của doanh
nghiệp như chi phí đại diện, hiệu ứng khách hàng...Nhiều nhà nghiên cứu đã cố
gắng tìm mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và giá cổ phiếu của công ty, nhưng kết
quả nghiên cứu của họ khá mâu thuẫn nhau và đến nay vẫn còn sự không đồng
thuận giữa các nhà nghiên cứu về tác động của chính sách cổ tức đến giá cổ phiếu.
Hơn nữa, nhiều nhà nghiên cứu đã tìm hiểu mối quan hệ giữa biến động giá cổ
phiếu và chính sách cổ tức. Biến động giá cổ phiếu thường là một tiêu chuẩn để đo
lường rủi ro. Nó cho thấy tốc độ thay đổi giá của cổ phiếu trong khoảng thời gian
xác định, giá cổ phiếu biến động đáng kể ngụ ý rằng khả năng tăng hoặc giảm giá
cổ phiếu cao hơn trong ngắn hạn. Vì vậy, giá cổ phiếu biến động khác nhau đáng kể
theo thời gian và rất khó để dự đoán giá tương lai của cổ phiếu.
Các nhà nghiên cứu đã khảo sát mối liên hệ giữa chính sách cổ tức và biến động giá
cổ phiếu như (Baskin, 1989; Allen và Rachim, 1996; Nishat và Irfan, 2004; Nazir
3
và cộng sự, 2010; Hussainey và cộng sự, 2011; Suleman và cộng sự, 2011;
Hashemijoo và cộng sự, 2012). Tuy nhiên, các kết quả nghiên cứu này đưa ra những
kết luận khác nhau trong kết quả thực nghiệm.
Theo Baskin (1989) thì giữa tỷ suất cổ tức và biến động của giá cổ phiếu có mối
tương quan âm đáng kể. Nazir và cộng sự (2010) cho rằng biến động giá cổ phiếu
có tương quan âm đáng kể với tỷ lệ chi trả cổ tức, tương quan dương với tỷ suất cổ
tức. Kết quả nghiên cứu của Hussainey và cộng sự (2011) khác với nghiên cứu của
Nazir và cộng sự (2010).
Vì không có sự đồng thuận giữa các nhà nghiên cứu về tác động của chính sách cổ
tức đến biến động của giá cổ phiếu bởi vì các nhà nghiên cứu tiếp cận theo các
phương pháp khác nhau, mẫu nghiên cứu khác nhau..., nên nghiên cứu này nhằm
xem xét tác động của chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu trên thị trường
chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2007-2012 dựa theo phương pháp nghiên cứu của
Baskin (1989), nghiên cứu của Nazir và cộng sự (2010).
Cấu trúc chính của đề tài nghiên cứu này như sau: phần 2 tổng quan các kết quả
nghiên cứu trước đây; phần 3 thảo luận các giả thiết nghiên cứu, các hiệu ứng ủng
hộ giả thiết, mẫu dữ liệu và phương pháp nghiên cứu; phần 4 thảo luận kết quả mô
hình; và phần cuối cùng là kết luận.
2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước
2.1. Chính sách cổ tức không tác động đến giá trị doanh nghiệp
Theo Miller và Modigliani (1961), chính sách cổ tức không tác động đến giá trị
doanh nghiệp trong thị trường hoàn hảo (không có thuế, không có chi phí giao dịch,
không có chi phí phát hành và chính sách đầu tư độc lập không chịu tác động của
chính sách cổ tức), sau đây gọi là lý thuyết MM về cổ tức và giá trị doanh nghiệp.
Lý thuyết MM về cổ tức và giá trị doanh nghiệp lập luận rằng giá trị doanh nghiệp
phụ thuộc vào thu nhập của công ty, thu nhập của công ty có được nhờ vào chính
sách đầu tư của công ty. Do vậy, chính sách đầu tư tác động đến giá trị doanh
4
nghiệp chứ không phải chính sách cổ tức. Lý thuyết này cho rằng cổ tức không tác
động đến giá trị doanh nghiệp trong thị trường không có thuế và không có các bất
hoàn hảo của thị trường. MM lập luận rằng cổ tức và lãi vốn là hai nguồn thu nhập
của các cổ đông. Khi công ty lựa chọn phân phối lợi nhuận bằng cách chi trả cổ tức
cho các cổ đông, thì giá cổ phiếu sẽ bị điều chỉnh giảm xuống bằng mức cổ tức chi
trả trên mỗi cổ phiếu vào ngày giao dịch không hưởng quyền. Vì vậy, MM cho rằng
trong thị trường hoàn hảo, chính sách cổ tức không tác động đến tỷ suất sinh lợi của
cổ đông.
Có một số nhà nghiên cứu khác có cùng quan điểm trên như:
Black và Scholes (1974) đã nghiên cứu tác động của chính sách cổ tức đến giá cổ
phiếu giai đoạn 1936-1966 trên 25 danh mục đầu tư cổ phiếu niêm yết trên sàn New
York Stock Exchange (NYSE). Họ đã sử dụng mô hình định giá tài sản vốn
(CAPM) để kiểm định mối liên hệ giữa tỷ suất cổ tức và tỷ suất sinh lợi kỳ vọng.
Các kết quả nghiên cứu của họ cho thấy không có mối tương quan đáng kể giữa tỷ
suất cổ tức và tỷ suất sinh lợi kỳ vọng; không có bằng chứng về việc các chính sách
cổ tức khác nhau sẽ dẫn đến giá cổ phiếu khác nhau. Kết quả nghiên cứu của họ phù
hợp với lập luận của lý thuyết MM về cổ tức và giá trị doanh nghiệp.
Uddin và Chowdhury (2005) đã thu thập mẫu gồm 137 công ty niêm yết trên Dhaka
Stock Exchange (DSE) và nghiên cứu mối quan hệ giữa giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả
cổ tức. Kết quả cho thấy thông báo chia cổ tức không làm tăng giá trị cho các nhà
đầu tư. Các cổ đông kinh nghiệm rằng có sự sụt giảm khoảng 20% giá cổ phiếu
trong khoảng ba mươi ngày trước khi công bố cổ tức đến ba mươi ngày sau công
bố. Ông cho rằng tỷ suất cổ tức hiện tại có thể bù đắp phần giá trị giảm đến một
mức độ nào đó. Nói chung, các kết quả nghiên cứu của ông đã ủng hộ lý thuyết MM
về cổ tức và giá trị doanh nghiệp.
Như vậy, các nhà nghiên cứu ủng hộ trường phái này cho rằng trong thị trường vốn
hoàn hảo thì chính sách cổ tức không tác động đến giá trị doanh nghiệp. Giá cổ
phiếu bị điều chỉnh giảm xuống bằng mức cổ tức chi trả trên mỗi cổ phiếu vào ngày
5
giao dịch không hưởng quyền nếu công ty chi trả cổ tức tiền mặt. Do vậy, cổ đông
hưởng cổ tức thì sẽ chịu sự sụt giảm giá cổ phiếu bằng mức chi trả cổ tức nên cổ
đông cũ không có lợi hơn cổ đông mới, chính sách cổ tức không tác động đến giá trị
doanh nghiệp.
Tuy nhiên, tồn tại một số nghiên cứu thực nghiệm không ủng hộ điều này như
nghiên cứu của Baker và Farrelly (1985). Họ đã tiến hành một cuộc khảo sát với
603 giám đốc tài chính của 562 công ty niêm yết trên New York Exchange (NYSE).
Các kết quả của cuộc khảo sát cho thấy rằng khoảng 90% những người tham gia
khảo sát hoàn toàn đồng ý rằng giá chứng khoán sẽ bị ảnh hưởng bởi chính sách cổ
tức, chính sách cổ tức tác động đến giá trị doanh nghiệp và ảnh hưởng đến chi phí
sử dụng vốn. Chính sự không đồng thuận này dẫn đến có nhiều nghiên cứu sau này
tiếp tục đào sâu vấn đề, lý giải tại sao chính sách cổ tức tác động giá trị doanh
nghiệp.
2.2. Các lập luận về chính sách cổ tức tác động giá trị doanh nghiệp
2.2.1. Không thích rủi ro
Gordon (1962) đã đề xuất một mô hình định giá liên quan giá trị thị trường của cổ
phiếu và chính sách cổ tức. Gordon nghiên cứu chính sách cổ tức và giá thị trường
của cổ phiếu và cho rằng chính sách cổ tức ảnh hưởng đến giá trị thị trường của cổ
phiếu ngay cả trong thị trường vốn hoàn hảo. Nhà đầu tư có thể thích cổ tức hiện tại
thay vì lãi vốn trong tương lai vì tương lai là điều không chắc chắn ngay cả trong thị
trường vốn hoàn hảo. Thật vậy, ông lý giải rằng nhiều nhà đầu tư có thể thích nắm
trong tay cổ tức để tránh rủi ro liên quan đến lãi vốn trong tương lai. Ông cũng cho
rằng tồn tại mối quan hệ trực tiếp giữa chính sách cổ tức và giá trị thị trường của cổ
phiếu ngay cả khi tỷ suất sinh lợi nội bộ và tỷ suất sinh lợi yêu cầu của nhà đầu tư là
như nhau. Trong mô hình tăng trưởng cổ tức đều vĩnh viễn của Gordon (1962), giá
cổ phiếu của công ty phụ thuộc chiết khấu dòng cổ tức trong tương lai.
Diamond (1967) đã thu thập mẫu dữ liệu gồm 255 công ty Mỹ và nghiên cứu mối
quan hệ giữa giá trị doanh nghiệp với cổ tức và lợi nhuận giữ lại trong năm 1961 và
6
1962. Nghiên cứu của Diamond (1967) chỉ ra có bằng chứng yếu cho thấy các nhà
đầu tư thích cổ tức hơn lãi vốn trong tương lai. Kết quả nghiên cứu của ông cũng
cho thấy mối tương quan âm giữa tăng trưởng của công ty và sự ưa thích cổ tức.
2.2.2. Nội dung hàm chứa thông tin của chính sách cổ tức
Asquith và Mullins (1983) đã thu thập mẫu gồm 168 công ty trả cổ tức lần đầu tiên
hoặc trả cổ tức sau ít nhất 10 năm gián đoạn và nghiên cứu mối quan hệ giữa các
phản ứng thị trường và công bố cổ tức. Họ đã phân tích tỷ suất sinh lợi bất thường
hàng ngày trong khoảng thời gian mười ngày trước và mười ngày sau thông báo
chia cổ tức, sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu chéo. Các kết quả nghiên cứu của
họ cho thấy tỷ suất sinh lợi bất thường xấp xỉ +3,7% trong hai ngày sau thông báo
cổ tức. Hơn nữa, số tiền chia cổ tức lần đầu có tác động dương đáng kể đến tỷ suất
sinh lợi bất thường vào ngày công bố cổ tức. Họ cũng kết luận rằng độ lớn của
những thay đổi trong cổ tức là quan trọng.
Theo Miller và Rock (1985), trong thị trường không hoàn hảo, chính sách cổ tức có
thể tác động đến giá cổ phiếu. Thông báo chia cổ tức có thể được hiểu như là một
tín hiệu về lợi nhuận tương lai của công ty.
Amihud và Murgia (1997) đã nghiên cứu mẫu gồm 200 công ty ở Đức, nghiên cứu
phản ứng giá cổ phiếu đối với thông báo cổ tức trong giai đoạn 1988-1992. Họ đã
xem xét 255 trường hợp tăng cổ tức và 51 trường hợp giảm cổ tức. Kết quả của hai
ông cũng cho thấy những thay đổi cổ tức có thể là tín hiệu về triển vọng tương lai
của công ty. Kết quả cho thấy tỷ suất sinh lợi tăng bất thường +0,965% khi tăng cổ
tức và tỷ suất sinh lợi giảm bất thường -1,73% khi giảm cổ tức.
Travlos, Trigeorgis và Vafeas (2001) đã nghiên cứu phản ứng giá cổ phiếu với công
bố cổ tức và tăng chi trả cổ tức ở thị trường chứng khoán Síp giai đoạn 1985-1995.
Họ xem xét 41 trường hợp công bố chi trả cổ tức tiền mặt và 39 sự kiện tăng cổ tức.
Kết quả nghiên cứu đưa ra bằng chứng mạnh mẽ ủng hộ giả thuyết phát tín hiệu của
cổ tức. Tỷ suất sinh lợi vượt trội đáng kể cho cả trường hợp công bố cổ tức tiền mặt
và tăng cổ tức tiền mặt.
7
2.2.3. Chi phí đại diện
Jensen và cộng sự (1992) đã nghiên cứu các yếu tố quyết định sự khác biệt giữa các
công ty về quyền sở hữu nội bộ, đòn bẩy nợ và chính sách cổ tức bằng cách sử dụng
phương pháp bình phương nhỏ nhất ba giai đoạn. Họ xem xét mẫu gồm 565 công ty
trong năm 1982 và 632 công ty trong năm 1987. Kết quả cho thấy rằng các công ty
có quyền sở hữu nội bộ cao chấp nhận chi trả cổ tức thấp hơn, tức quyền sở hữu nội
bộ và cổ tức có mối tương quan âm. Các phát hiện của họ ủng hộ giả thuyết chi phí
đại diện.
Holder và cộng sự (1998) đã nghiên cứu mẫu gồm 477 công ty ở Mỹ trong giai
đoạn 1980-1990. Kết quả cho thấy quyền sở hữu nội bộ và tỷ lệ chi trả cổ tức có
mối tương quan âm. Họ cũng kết luận rằng số lượng cổ đông và tỷ lệ chi trả cổ tức
có mối tương quan dương, tức số lượng cổ đông càng nhiều thì loãng quyền sở hữu,
các cổ đông bên ngoài thích công ty chi trả cổ tức nhiều hơn. Các kết quả nghiên
cứu của họ phù hợp với giả thuyết chi phí đại diện.
Saxena (1999) đã nghiên cứu các yếu tố quyết định chính sách cổ tức với mẫu gồm
333 công ty niêm yết trên sàn NYSE trong giai đoạn 1981-1990. Cũng giống với
Holder, ông đã tìm thấy mối tương quan âm đáng kể giữa quyền sở hữu nội bộ và tỷ
lệ chi trả cổ tức. Các kết quả nghiên cứu của ông cho rằng chi phí đại diện là một
trong những yếu tố quan trọng quyết định chính sách cổ tức.
Chen và Dhiensiri (2009) đã thu thập mẫu gồm 75 công ty Niu-Di-Lân và nghiên
cứu các nhân tố ảnh hưởng đến chính sách cổ tức giai đoạn 1991-1999. Các kết quả
nghiên cứu của họ ủng hộ giả thuyết chi phí đại diện, họ kết luận rằng quyền sở hữu
nội bộ có tác động âm đến tỷ lệ chi trả cổ tức.
2.2.4. Hiệu ứng khách hàng
Pettit (1977) đã tiến hành điều tra về mức độ chi phí giao dịch và thuế có thể tác
động đến các danh mục đầu tư với mẫu gồm 914 danh mục đầu tư ở Mỹ. Nghiên
cứu của ông cung cấp bằng chứng thực nghiệm ủng hộ hiệu ứng khách hàng. Tuổi
của các nhà đầu tư và tỷ lệ chi trả cổ tức của danh mục đầu tư có mối tương quan
8
dương, tức nhà đầu tư càng lớn tuổi thì họ ưa thích chính sách cổ tức hấp dẫn, chi
trả cổ tức cao. Ông cũng cho rằng thu nhập của nhà đầu tư và tỷ lệ chi trả cổ tức có
mối tương quan âm. Pettit đã chỉ ra rằng các nhà đầu tư có độ tuổi cao với thu nhập
thấp thì phụ thuộc nhiều hơn vào thu nhập từ danh mục đầu tư của mình để tài trợ
cho chi tiêu hiện tại. Vì vậy, họ thích đầu tư vào cổ phiếu với tỷ lệ chi trả cổ tức cao
để tránh các chi phí giao dịch bán cổ phiếu. Ông cũng chứng minh rằng các nhà đầu
tư có danh mục đầu tư đa dạng rủi ro thấp thì thích cổ phiếu cổ tức cao. Hơn nữa,
các kết quả nghiên cứu của ông ủng hộ hiệu ứng khách hàng do thuế gây ra. Trong
một nghiên cứu tương tự, Lewellen và cộng sự (1978) đã nghiên cứu trên mẫu có
nguồn gốc từ cơ sở dữ liệu giống như Pettit (1977) để đánh giá giả thuyết hiệu ứng
khách hàng. Tuy nhiên, các phát hiện của họ cung cấp bằng chứng ủng hộ rất yếu
giả thuyết hiệu ứng khách hàng. Trong một nghiên cứu tương tự khác, Scholz
(1992) đã sử dụng dữ liệu tự thu thập từ 400 nhà đầu tư cá nhân trong cuộc khảo sát
tài chính đối với người tiêu dùng và phát triển mô hình thực nghiệm để thử nghiệm
hiệu ứng khách hàng do cổ tức thông qua việc phân tích các thông tin về danh mục
của nhà đầu tư. Các phát hiện của ông cho thấy sự khác biệt giữa thuế suất đánh
trên lãi vốn và cổ tức thì có tác động đến sở thích của các nhà đầu tư thích cổ phiếu
có tỷ lệ chi trả cổ tức cao hay cổ phiếu có tỷ lệ chi trả cổ tức thấp trong danh mục
đầu tư.
Như vậy, bằng các lập luận không thích rủi ro, nội dung hàm chứa thông tin của
chính sách cổ tức, chi phí đại diện, hiệu ứng khách hàng, các nhà kinh tế học và các
nhà nghiên cứu thực nghiệm đã chứng minh chính sách cổ tức tác động đến giá trị
doanh nghiệp, trái với lý thuyết MM về cổ tức và giá trị doanh nghiệp. Trong kinh
tế học, điều này luôn tồn tại, có những quan điểm có giá trị và mâu thuẩn nhau
nhưng vẫn tồn tại với các giả định nhất định. Trên cơ sở tồn tại trường phái chính
sách cổ tức tác động đến giá trị doanh nghiệp, tạo điều kiện cho các nhà nghiên cứu
sau này tìm hiểu tác động của chính sách cổ tức đến rủi ro doanh nghiệp, và tác
động của chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu.
9
2.3. Tác động của chính sách cổ tức đến rủi ro của doanh nghiệp
Ben-Zion và Shalit (1975) đã nghiên cứu tác động của quy mô, đòn bẩy nợ và cổ
tức đến rủi ro cổ phiếu. Họ thu thập mẫu gồm 1000 tập đoàn công nghiệp lớn nhất
nước Mỹ vào năm 1970 và kiểm định mối quan hệ giữa các đo lường đa dạng hóa
rủi ro với quy mô, đòn bẩy nợ và cổ tức. Các kết quả nghiên cứu cho thấy rằng quy
mô, đòn bẩy nợ, cổ tức là yếu tố quyết định quan trọng đến rủi ro của doanh nghiệp.
Rủi ro doanh nghiệp có tương quan âm với đòn bẩy nợ và quy mô, và tỷ suất cổ tức
có tác động âm đáng kể đến rủi ro của doanh nghiệp.
Rozeff (1982) đã nghiên cứu các yếu tố quyết định tỷ lệ chi trả cổ tức bằng mô hình
dữ liệu chéo. Ông cho rằng hệ số bêta, chi phí đại diện và tỷ lệ tăng trưởng quyết
định tỷ lệ chi trả cổ tức tối ưu. Ông lập luận rằng hệ số bêta cao hơn có liên quan
đến tỷ lệ chi trả cổ tức thấp hơn cho thấy có mối tương quan âm giữa rủi ro doanh
nghiệp và tỷ lệ chi trả cổ tức. Vì các công ty có hệ số bêta cao có thể có chi phí tài
trợ bên ngoài cao hơn do chủ nợ, cổ đông yêu cầu tỷ suất sinh lợi cao hơn để bù đắp
rủi ro, nên các công ty này có nhiều khả năng lựa chọn chính sách tỷ lệ chi trả cổ
tức thấp.
Eades (1982) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ suất cổ tức và rủi ro của doanh
nghiệp ở thị trường chứng khoán Mỹ. Ông đã sử dụng mẫu các công ty có báo cáo
hàng năm trong 20 năm theo tập tin dữ liệu thị trường, công ty của Standard Poor
giai đoạn 1960-1979 và dữ liệu tỷ suất sinh lợi hàng tháng từ Trung tâm Nghiên cứu
giá chứng khoán của Standard Poor. Ông đã hồi quy tỷ suất cổ tức với bêta của
công ty. Các kết quả nghiên cứu cho thấy mối tương quan âm đáng kể giữa tỷ suất
cổ tức và bêta của công ty, điều này chứng tỏ rằng các công ty rủi ro cao hơn có thể
trả cổ tức thấp hơn.
Tóm lại, các nghiên cứu thực nghiệm trên cho thấy mối tương quan âm giữa chính
sách cổ tức và rủi ro doanh nghiệp, các công ty có rủi ro cao có nhiều khả năng lựa
chọn chính sách chi trả cổ tức thấp do chi phí tài trợ bên ngoài cao.
10
2.4. Tác động của chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu
Baskin (1989) đã sử dụng một phương pháp khác, đó là kiểm định mối quan hệ giữa
chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu thay vì như các nhà nghiên cứu khác
nghiên cứu mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và tỷ suất sinh lợi. Ông đã thêm một
số biến kiểm soát để kiểm định mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ suất
cổ tức. Các biến kiểm soát bao gồm biến động thu nhập, quy mô công ty, đòn bẩy
nợ và tăng trưởng tài sản. Các biến kiểm soát này không chỉ có tác động rõ ràng đến
biến động giá cổ phiếu mà còn tác động đến tỷ suất cổ tức. Ví dụ, biến động thu
nhập có tác động đến biến động giá cổ phiếu và ảnh hưởng đến chính sách cổ tức tối
ưu của các tập đoàn. Hơn nữa, với giả định rằng rủi ro hoạt động không đổi, mức độ
vay nợ có thể có tác động dương đến tỷ suất cổ tức. Quy mô của công ty cũng được
kỳ vọng có tác động đến biến động giá cổ phiếu. Giá cổ phiếu của các công ty lớn
thì ổn định hơn so với các công ty nhỏ vì công ty lớn có xu hướng đa dạng hóa rủi
ro hơn. Hơn nữa, các công ty nhỏ ít công bố thông tin đại chúng và vấn đề này có
thể dẫn đến phản ứng phi lý của các nhà đầu tư, nên giá cổ phiếu biến động nhiều
hơn.
Baskin (1989) dựa trên mô hình nền tảng kết nối cổ tức với rủi ro của cổ phiếu. Các
mô hình này bao gồm hiệu ứng thời gian, hiệu ứng tỷ suất sinh lợi, hiệu ứng kinh
doanh chênh lệch giá và hiệu ứng thông tin. Baskin (1989) cho rằng biến động tỷ lệ
chiết khấu có tác động nhỏ đến các cổ phiếu có tỷ suất cổ tức cao bởi vì tỷ suất cổ
tức cao có thể là một tín hiệu của dòng tiền mặt trong ngắn hạn cao, do đó, các công
ty với tỷ suất cổ tức cao được kỳ vọng sẽ có ít biến động hơn trong giá cổ phiếu.
Điều này sau đó được gọi là hiệu ứng thời gian. Baskin (1989) đã sử dụng mô hình
tăng trưởng Gordon để chứng minh hiệu ứng này. Hơn nữa, ông giải thích rằng dựa
trên hiệu ứng tỷ suất sinh lợi, có thể là các công ty có tỷ suất cổ tức thấp và tỷ lệ chi
trả cổ tức thấp được đánh giá có giá trị hơn vì cổ tức thấp có thể là dấu hiệu lợi
nhuận giữ lại đầu tư vào các cơ hội tăng trưởng trong tương lai. Các công ty có tỷ lệ
chi trả cổ tức thấp và tỷ suất cổ tức thấp được dự kiến sẽ có nhiều biến động trong
giá cổ phiếu. Ông cũng cho rằng tỷ suất cổ tức cao hơn sẽ dẫn đến lợi nhuận kinh
11
doanh chênh lệch giá cao hơn bởi vì tỷ suất sinh lợi vượt trội phụ thuộc vào tỷ suất
cổ tức và tỷ lệ chiết khấu giá trị nội tại. Những điều này sẽ được làm rõ hơn trong
phần 3.
Baskin cũng lập luận rằng các nhà quản lý có thể kiểm soát biến động giá cổ phiếu
và rủi ro cổ phiếu bằng chính sách cổ tức và phân phối cổ tức tại thời điểm công bố
thu nhập có thể được hiểu như là tín hiệu về sự ổn định của công ty. Baskin (1989)
đã nghiên cứu 2344 công ty Mỹ trong giai đoạn 1967-1986, kết quả có mối tương
quan âm giữa tỷ suất cổ tức và biến động giá cổ phiếu, mối tương quan này đáng kể
hơn mối tương quan giữa biến động giá cổ phiếu và bất kỳ các biến khác. Ông cho
rằng chính sách cổ tức có thể được sử dụng để kiểm soát biến động giá cổ phiếu.
Nếu cổ tức tăng +1%, độ lệch chuẩn hàng năm của biến động giá cổ phiếu giảm -
2,5%.
Nazir và cộng sự (2010) đã thu thập mẫu gồm 73 công ty niêm yết trên Karachi
Stock Exchange (KSE) và nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và
chính sách cổ tức giai đoạn 2003-2008. Họ đã sử dụng mô hình fixed effect và
random effect trên dữ liệu bảng. Kết quả là biến động giá cổ phiếu có tương quan
âm đáng kể với tỷ lệ chi trả cổ tức, và biến động giá cổ phiếu có tương quan dương
với tỷ suất cổ tức. Quy mô và đòn bẩy nợ có tác động âm không đáng kể đến biến
động giá cổ phiếu.
Suleman và cộng sự (2011) đã nghiên cứu mối liên hệ của chính sách cổ tức với
biến động giá cổ phiếu ở Pakistan. Họ trích xuất dữ liệu từ KSE ở 5 lĩnh vực quan
trọng trong giai đoạn 2005-2009, và sử dụng mô hình hồi quy đa biến OLS. Kết quả
nghiên cứu này trái với nghiên cứu của Baskin (1989) về mối tương quan giữa biến
động giá cổ phiếu và tỷ suất cổ tức. Theo Suleman và cộng sự (2011), biến động giá
cổ phiếu có mối tương quan dương đáng kể với tỷ suất cổ tức. Họ cũng cho rằng
biến động giá cổ phiếu có mối tương quan âm đáng kể với tốc độ tăng trưởng.
Hussainey và cộng sự (2011) đã kiểm định mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu
và chính sách cổ tức tại Vương quốc Anh. Họ đã nghiên cứu mẫu gồm 123 công ty
12
trong giai đoạn 1998-2007. Nghiên cứu của họ được dựa trên nghiên cứu của
Baskin (1989). Giống với Baskin (1989), họ cũng sử dụng phân tích hồi quy đa biến
OLS để kiểm định mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu với tỷ suất cổ tức và tỷ
lệ chi trả cổ tức. Họ đã thêm các biến kiểm soát vào mô hình gồm quy mô, đòn bẩy
nợ, biến động thu nhập và tốc độ tăng trưởng. Giống với kết quả của Allen và
Rachim (1996), Hussainey và cộng sự (2011) đã tìm thấy mối tương quan âm đáng
kể giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả cổ tức. Họ cũng tìm thấy mối tương
quan âm giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ suất cổ tức. Các kết quả nghiên cứu của
họ cho rằng tỷ lệ chi trả cổ tức là yếu tố quyết định chủ yếu đến biến động giá cổ
phiếu; và quy mô, nợ có mối quan hệ mạnh mẽ với biến động giá trong số các biến
kiểm soát. Trái với Allen và Rachim (1996), các kết quả nghiên cứu của Hussainey
và cộng sự (2011) cho rằng quy mô của công ty có tác động âm đáng kể đến biến
động của giá cổ phiếu. Nợ có tác động dương đáng kể đến biến động giá cổ phiếu
trái với Baskin (1989), và Nazir và cộng sự (2010).
Hashemijoo và cộng sự (2012) cũng đã tiến hành nghiên cứu thực nghiệm xem xét
tác động của chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu ở Malaysia. Với mẫu
nghiên cứu gồm 84 công ty thuộc ngành hàng tiêu dùng niêm yết trên sàn chứng
khoán Kuala Lumpua, phương pháp nghiên cứu giống với Baskin (1989); kết quả
nghiên cứu thực nghiệm cho thấy mối tương quan âm đáng kể giữa biến động giá cổ
phiếu với hai phép đo chính của chính sách cổ tức là tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ
tức. Hơn nữa, mối tương quan âm đáng kể giữa biến động giá cổ phiếu và quy mô
được tìm thấy. Dựa trên những phát hiện của nghiên cứu này, tỷ suất cổ tức và quy
mô có ảnh hưởng nhiều nhất đến biến động giá cổ phiếu trong số các biến.
Như vậy, nhiều nhà nghiên cứu đã thực hiện kiểm định mối liên hệ giữa chính sách
cổ tức và biến động giá cổ phiếu nhưng có sự khác nhau về kết quả thực nghiệm.
Hầu hết các nghiên cứu cho thấy mối tương quan âm giữa tỷ suất cổ tức, tỷ lệ chi trả
cổ tức với biến động giá cổ phiếu như (Baskin, 1989; Hussainey và cộng sự, 2011,
Hashemijoo và cộng sự, 2012). Tuy nhiên, có nghiên cứu thực nghiệm lại cho thấy
13
biến động giá cổ phiếu có mối tương quan dương với tỷ suất cổ tức như (Nazir và
cộng sự, 2010; Suleman và cộng sự, 2011).
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Giả thiết nghiên cứu
3.1.1. Giả thiết 1
H0: Không có tương quan đáng kể giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ suất cổ tức.
H1: Có mối tương quan đáng kể giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ suất cổ tức.
Dự kiến rằng biến động giá cổ phiếu tương quan âm với tỷ suất cổ tức. Baskin
(1989) đã giải thích tác động âm của tỷ suất cổ tức đến biến động giá cổ phiếu dựa
trên hiệu ứng thời gian, hiệu ứng tỷ suất sinh lợi, hiệu ứng kinh doanh chênh lệch
giá và hiệu ứng thông tin.
3.1.1.1. Hiệu ứng thời gian
Baskin (1989) đã sử dụng mô hình tăng trưởng Gordon để chứng minh hiệu ứng
thời gian. Ông xem tỷ lệ chiết khấu yêu cầu của chủ sở hữu re và tăng trưởng cổ tức
g là không đổi. Theo Gordon (1962), giá cổ phiếu được tính như sau:
(1)
Trong đó,
Pt: Giá cổ phiếu năm t
Dt+1: Cổ tức năm t +1
re: Tỷ lệ chiết khấu vốn chủ sở hữu
g: Tốc độ tăng trưởng cổ tức không đổi
Lấy đạo hàm bậc 1 theo re đối với phương trình (1):
(2)
Phương trình (2) được viết lại:
14
(3) 1
Phương trình (3) cho thấy rằng cổ phiếu của các công ty với tỷ suất cổ tức ( ) cao
thì ít nhạy cảm với sự biến động tỷ lệ chiết khấu và được kỳ vọng sẽ có biến động
giá cổ phiếu thấp hơn (trong điều kiện các yếu tố khác không đổi). Vì vậy, dự kiến
rằng tỷ suất cổ tức có tương quan âm đối với biến động giá cổ phiếu.
3.1.1.2. Hiệu ứng tỷ suất sinh lợi
Baskin (1989) đã dùng một số giả định chứng minh hiệu ứng tỷ suất sinh lợi để giải
thích tác động âm của tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức đến giá cổ phiếu như sau:
a. Công ty có tỷ lệ chi trả cổ tức không đổi (1-b); với b là tỷ lệ lợi nhuận giữ
lại.
b. Công ty có tỷ suất sinh lợi nội bộ R trên tất cả các số tiền tái đầu tư, do đó,
tốc độ tăng trưởng g sẽ là g = b * R.
c. Công ty không phát hành cổ phiếu mới.
d. Tỷ lệ chiết khấu R không đổi.
Thay thế g bằng b*R trong phương trình (1), ta có:
(4)
Đạo hàm bậc 1 phương trình (4) theo R:
(5)
Phương trình (5) có thể viết lại như sau:
1
(6) 2
15
Phương trình (6) cho thấy cổ phiếu có tỷ suất cổ tức ( ) cao, và tỷ lệ lợi nhuận
giữ lại (b) thấp (hay nói cách khác là tỷ lệ chi trả cổ tức (1-b) cao) thì ít nhạy cảm
với biến động tỷ suất sinh lợi dự kiến R và được kỳ vọng sẽ có biến động giá cổ
phiếu thấp hơn (trong điều kiện các yếu tố khác không đổi). Vì vậy, dự kiến tỷ suất
cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức có tương quan âm với biến động giá cổ phiếu.
3.1.1.3. Hiệu ứng kinh doanh chênh lệch giá
Baskin (1989) cũng giải thích tác động âm của tỷ suất cổ tức đến biến động giá cổ
phiếu dựa vào hiệu ứng kinh doanh chênh lệch giá. Hiệu ứng kinh doanh chênh lệch
giá dựa trên giả định rằng thị trường không hoàn hảo và các nhà đầu tư với các
thông tin vượt trội có thể kiếm lợi nhuận từ việc định giá sai. Để chứng minh hiệu
ứng này, Baskin (1989) đã sử dụng mô hình sau:
Xem xét mô hình minh chứng cho cổ phiếu có tỷ suất cổ tức cao có thể có tỷ suất
sinh lợi nhận được cao hơn trong một khoảng thời gian nhất định khi giá cổ phiếu
trên thị trường thấp hơn giá trị nội tại của cổ phiếu trong thị trường không hoàn hảo.
Ở đây đang xét trường hợp cổ phiếu trên thị trường đang định dưới giá.
P: giá trị thị trường hiện tại của cổ phiếu P*: hiện giá giá cổ phiếu dựa trên cổ tức tương lai (được dự đoán dựa trên
thông tin hoàn hảo)
I: tỷ lệ chiết khấu giá trị nội tại
Vì vậy, D1: cổ tức dự kiến
re: tỷ lệ chiết khấu thích hợp
2
g: tỷ lệ tăng lãi vốn dự kiến
16
Ta có: (7) 3
Với những người có đầy đủ thông tin, họ nhận ra cổ phiếu đang định dưới giá và
(8) 4
mua cổ phiếu ở mức giá P, họ có thể hưởng tỷ suất cổ tức mong đợi (D1/P) và lãi vốn g khi bán cổ phiếu với giá P*. Như vậy, tỷ suất sinh lợi mong đợi của nhà kinh doanh chênh lệch giá với đầy đủ thông tin (r*) sẽ là:
- re) phụ thuộc vào
Phương trình (8) ngụ ý rằng tỷ suất cổ tức (D1/P) cao hơn sẽ dẫn đến lợi nhuận kinh doanh chênh lệch giá cao hơn bởi vì tỷ suất sinh lợi vượt trội (r*
tỷ suất cổ tức (D1/P) và tỷ lệ chiết khấu giá I. D1/P càng cao trong khi các yếu tố khác không đổi thì r* càng cao so với re, tức tỷ suất sinh lợi mong đợi của các nhà
kinh doanh chênh lệch giá có đầy đủ thông tin nhận biết cổ phiếu đang định dưới giá sẽ càng cao hơn tỷ suất sinh lợi mong đợi của các nhà đầu tư khác; r* càng cao
thì giá cổ phiếu càng giảm vì giá cổ phiếu có tương quan ngược chiều với lãi suất.
Vì vậy, dự kiến tỷ suất cổ tức và giá cổ phiếu có tương quan âm.
3.1.1.4. Hiệu ứng thông tin
Hiệu ứng thông tin cho rằng chính sách cổ tức truyền tải tín hiệu về tương lai của
công ty theo Miller và Rock (1985) và một số bằng chứng thực nghiệm đã trình bày
trong phần 2.2.2.
Nhà đầu tư có nhiều niềm tin vào việc báo cáo thu nhập phản ánh lợi nhuận của
công ty khi thông báo thu nhập được truyền tải thông qua chính sách cổ tức. Nếu
nhà đầu tư chắc chắn hơn về quan điểm đầu tư của họ, họ có thể ít phản ứng với
nguồn thông tin thăm dò, và kỳ vọng của họ có thể được bảo vệ khỏi các tác động
bất hợp lý. Đặc biệt, hiệu ứng thông tin ngụ ý rằng các nhà quản lý có thể tác động
3
4
làm giảm biến động giá cổ phiếu bằng cách tăng tỷ lệ chi trả cổ tức mục tiêu.
17
3.1.2. Giả thiết 2
H0: không có mối tương quan đáng kể giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ
chi trả cổ tức.
H1: có mối tương quan đáng kể giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả
cổ tức.
Kỳ vọng rằng tỷ lệ chi trả cổ tức tương quan âm với biến động giá cổ phiếu. Baskin
(1989) đã giải thích tương quan âm của tỷ lệ chi trả cổ tức và biến động giá cổ phiếu
dựa trên hiệu ứng tỷ suất sinh lợi và hiệu ứng thông tin. Ông cho rằng tỷ lệ chi trả
cổ tức có thể là tín hiệu cho sự tăng trưởng và các cơ hội đầu tư trong tương lai, do
đó các công ty có tỷ lệ chi trả cổ tức cao hơn thì có biến động giá cổ phiếu ít hơn.
Ông cũng giải thích rằng tỷ lệ chi trả cổ tức cao có thể là tín hiệu về sự ổn định của
công ty và làm giảm biến động giá cổ phiếu của công ty đó.
3.2. Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu này dựa trên phương pháp nghiên cứu của Baskin (1989), và nghiên
cứu của Nazir và cộng sự (2010). Đề tài áp dụng hồi quy đa biến OLS theo Baskin
(1989); sau đó áp dụng fixed effect, random effect trên dữ liệu bảng theo Nazir
(2010).
Theo Baskin (1989), đề tài dùng phân tích hồi quy tương quan và hồi quy đa biến
OLS để kiểm định mối quan hệ giữa biến động giá cổ phiếu và chính sách cổ tức.
Mô hình hồi quy ban đầu liên kết biến động giá cổ phiếu với tỷ suất cổ tức và tỷ lệ
chi trả cổ tức, và được mở rộng bằng cách thêm các biến kiểm soát đã được Baskin
(1989) sử dụng. Các biến kiểm soát bao gồm quy mô công ty, biến động thu nhập,
đòn bẩy nợ và tốc độ tăng trưởng có tác động đến biến động giá cổ phiếu.
Thứ nhất, biến động giá cổ phiếu được hồi quy dựa vào hai biến độc lập chính là tỷ
suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức, sử dụng hồi quy OLS theo phương trình sau đây:
(9)
Trong đó,
18
P.volj: biến động giá cổ phiếu công ty j
D.yieldj: tỷ suất cổ tức của công ty j
Payoutj: tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty j
: Sai số thống kê
Nghiên cứu Baskin (1989) chỉ ra rằng biến động giá cổ phiếu có mối tương quan âm
với tỷ suất cổ tức, kết quả nghiên cứu của Nazir và cộng sự (2010) lại cho thấy đây
là mối tương quan dương. Baskin (1989) còn cho rằng tỷ lệ chi trả cổ tức và biến
động cổ phiếu có tương quan âm, Nazir và cộng sự (2010) cũng đồng kết quả.
Baskin (1989) đã cho rằng quy mô công ty, biến động thu nhập, đòn bẩy nợ và tăng
trưởng tác động đến cả biến động giá cổ phiếu và chính sách cổ tức.
Rủi ro thị trường mà các công ty phải đối mặt có thể ảnh hưởng đến chính sách cổ
tức và biến động giá cổ phiếu, do đó, thước đo biến động thu nhập được thêm vào
làm biến kiểm soát trong phương trình hồi quy (9).
Ngoài ra, quy mô công ty cũng có thể ảnh hưởng đến biến động giá cổ phiếu vì các
công ty quy mô nhỏ thường ít đa dạng hóa trong các hoạt động của họ. Hơn nữa, có
thể các công ty nhỏ có ít thông tin sẵn có cho các nhà đầu tư. Một lý do khác khiến
cho quy mô tác động đến biến động giá cổ phiếu là cổ phiếu của các công ty quy mô
nhỏ có thể có tính thanh khoản cao hơn, do đó, giá cổ phiếu của các công ty nhỏ có
thể biến động nhiều hơn so với các công ty lớn. Baskin (1989) cho rằng các công ty
có thể phân tán thành phần các cổ đông có nhiều khả năng sử dụng cổ tức như một
công cụ truyền tín hiệu; do đó, quy mô cũng có thể ảnh hưởng đến chính sách cổ
tức. Biến kiểm soát quy mô công ty được thêm vào phương trình hồi quy (9).
Hơn nữa, chính sách cổ tức có thể có mối tương quan âm với tốc độ tăng trưởng vì
các công ty trong giai đoạn tăng trưởng có nhiều khả năng giữ lại thu nhập để đầu
tư vào các cơ hội đầu tư mới. Dựa trên hiệu ứng kinh doanh chênh lệch giá và
phương trình (8), tốc độ tăng trưởng và biến động giá cổ phiếu có thể có quan hệ
ngược chiều. Vì vậy, biến kiểm soát tăng trưởng được thêm vào phương trình hồi
quy (9).
19
Đòn bẩy nợ có thể có tác động dương đến biến động giá cổ phiếu. Nếu có bất cân
xứng thông tin, vay nợ và chính sách cổ tức có thể có liên quan. Vì vậy, đòn bẩy nợ
được thêm vào làm biến kiểm soát trong phương trình hồi quy (9).
Cuối cùng, phương trình hồi quy được thể hiện như sau:
(10)
Trong đó,
P.volj: biến động giá cổ phiếu công ty j
D.yieldj: tỷ suất cổ tức của công ty j
Payoutj: tỷ lệ chi trả cổ tức của công ty j
Sizej: giá trị vốn hóa thị trường của công ty j
E.volj: biến động thu nhập của công ty j
Debtj: tỷ lệ nợ của công ty j
Growthj: tốc độ tăng trưởng tài sản của công ty j
: Sai số thống kê
Ngoài ra, mối quan hệ thực nghiệm giữa chính sách cổ tức và biến động giá cổ
phiếu có thể là kết quả của tác động ngành nhiều hơn là các đặc điểm riêng của từng
(11)
công ty. Do vậy, thêm biến giả ngành vào phương trình hồi quy như sau:
Trong đó,
D1-10: Biến giả ngành (phụ lục 3)
3.3. Đo lường các biến
Biến động giá cổ phiếu (p.vol): biến này là biến phụ thuộc trong nghiên cứu này. Để
tính toán biến động giá cổ phiếu, trước hết, lấy chênh lệch giữa giá cổ phiếu cao
nhất và giá cổ phiếu thấp nhất từng năm i chia cho trung bình giá điều chỉnh cao
nhất và thấp nhất đối với từng năm, rồi lấy bình phương. Sau đó, tính trung bình số
20
này trong 6 năm (vì giai đoạn nghiên cứu 6 năm từ 2007-2012) và chuyển đổi căn
bậc hai để có được một biến tương tự độ lệch chuẩn. Phương pháp này tính toán
biến động giá cổ phiếu theo Baskin (1989). Công thức để tính toán sự biến động giá
cổ phiếu như sau:
Trong đó,
P.vol: biến động giá cổ phiếu
Ht: giá cổ phiếu cao nhất năm t
Lt: giá cổ phiếu thấp nhất năm t
t: từ 1 đến 6, chỉ từ năm 2007 đến 2012
Tỷ suất cổ tức (D.yield): biến này là một trong các biến độc lập chính của nghiên
cứu này. Để tính toán biến này, lấy tổng cổ tức tiền mặt chi trả cho các cổ đông
thường chia cho giá trị thị trường của công ty vào cuối năm. Sau đó, lấy trung bình
trong 6 năm. Công thức để tính toán biến này như sau:
Trong đó,
D.yield: tỷ suất cổ tức
Dt: tổng cổ tức tiền mặt năm t trả cho cổ đông thường trong năm t
MVt: giá trị vốn hóa thị trường của công ty vào cuối năm t
t: từ 1 đến 6, chỉ từ năm 2007 đến 2012
Tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout): biến này cũng là biến độc lập chính của nghiên cứu
này. Để tính toán biến này, lấy tổng cổ tức tiền mặt trả cho cổ đông thường năm i
21
chia cho thu nhập ròng sau thuế ứng với năm đó. Sau đó, các kết quả được tính
trung bình trong 6 năm. Biến này được tính toán dựa trên công thức sau đây:
Trong đó,
Payout: tỷ lệ chi trả cổ tức
Dt: tổng cổ tức tiền mặt năm t trả cho cổ đông thường trong năm t
Et: thu nhập ròng sau thuế của công ty vào cuối năm t
t: từ 1 đến 6, chỉ từ năm 2007 đến 2012
Quy mô (Size): biến này là một trong các biến kiểm soát của nghiên cứu này. Để
tính toán biến này, lấy trung bình giá trị vốn hóa thị trường của công ty trong 6 năm.
Sau đó, chuyển đổi sang logarit. Biến này được tính toán dựa trên công thức sau
đây:
Trong đó,
Size: quy mô công ty
MVt: giá trị vốn hóa thị trường của công ty vào cuối năm t
t: từ 1 đến 6, chỉ từ năm 2007 đến 2012
Biến động thu nhập (E.vol): biến này là một trong các biến kiểm soát của nghiên
cứu này. Để tính toán biến động thu nhập, trước hết, tỷ lệ thu nhập hoạt động trên
tổng tài sản được tính cho từng năm và trừ tỷ lệ thu nhập hoạt động trên tổng tài sản
trung bình trong giai đoạn nghiên cứu, lấy bình phương hiệu này, rồi tính tổng qua 6
năm. Sau đó kết quả được tính trung bình trong 6 năm. Cuối cùng, biến đổi căn bậc
hai để có được trung bình độ lệch chuẩn từ trung bình tổng thể. Biến này được tính
toán dựa trên công thức sau đây:
22
Trong đó,
E.vol: biến động thu nhập
Rt: tỷ lệ thu nhập hoạt động trên tổng tài sản trong năm t
: tỷ lệ thu nhập hoạt động trên tổng tài sản trung bình 6 năm
t: từ 1 đến 6, chỉ từ năm 2007 đến 2012
Đòn bẩy nợ (Debt): biến này là một trong các biến kiểm soát của nghiên cứu này.
Để tính toán biến này, trước hết, tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản được tính cho
từng năm. Sau đó, lấy trung bình kết quả 6 năm. Công thức tính toán như sau:
Trong đó,
Debt: tỷ lệ nợ dài hạn của công ty
LDt: nợ dài hạn vào cuối năm t
Assett: tổng tài sản vào cuối năm t
t: từ 1 đến 6, chỉ từ năm 2007 đến 2012
Tốc độ tăng trưởng (Growth): biến này là một trong các biến kiểm soát của nghiên
cứu này. Để tính toán biến này, tỷ lệ thay đổi trong tổng tài sản vào cuối năm nay
trên tổng tài sản vào đầu năm được tính cho từng năm. Sau đó, lấy trung bình trong
6 năm. Công thức tính toán như sau:
Trong đó,
Growth: tốc độ tăng trưởng tài sản
23
Assett: thay đổi tổng tài sản trong năm t
Assett: tổng tài sản đầu năm t
t: từ 1 đến 6, chỉ từ năm 2007 đến 2012
Đo lường các biến trong dữ liệu bảng được trình bày ở phụ lục 4.
3.4. Mẫu và dữ liệu
Với mục tiêu nghiên cứu tác động của chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu
ở thị trường chứng khoán Việt Nam, mẫu gồm 162 công ty phi tài chính niêm yết
trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2007-2012 được thu thập. Dữ liệu
ban đầu được thu thập và tính trung bình trong 6 năm gồm 162 quan sát rồi thực
hiện hồi quy OLS; sau đó kết hợp dữ liệu chéo và dữ liệu theo thời gian thành dữ
liệu bảng gồm 972 quan sát hồi quy pooled, fixed effect và random effect.
Các công ty nghiên cứu đều có ít nhất 1 lần chi trả cổ tức tiền mặt trong giai đoạn
nghiên cứu, và công bố báo cáo tài chính đầy đủ, công khai. Dữ liệu báo cáo tài
chính, dữ liệu ngành được tổng hợp từ các công bố thông tin trên thị trường và các
báo cáo tài chính của các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố
Hồ Chí Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội. Dữ liệu về giá chứng khoán
được thu thập từ dữ liệu Metastock cập nhật đến hết năm 2012.
4. Kết quả
4.1 Thông kê mô tả các biến
Thống kê mô tả các biến trong nghiên cứu này được trình bày trong bảng 4.1. Bảng
4.1 cho thấy rằng, biến động giá cổ phiếu (P.vol) có giá trị trung bình 0.9450, biến
động nhỏ nhất là 0.60, biến động lớn nhất là 1.34, độ lệch chuẩn 17.57%.
Biến quy mô (Size) có độ lệch chuẩn cao nhất và biến tỷ suất cổ tức (D.yield) có độ
lệch chuẩn thấp nhất trong số các biến (2.0345 và 0.0499).
24
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến
Tên biến Độ lệch chuẩn Giá trị trung bình Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất
0.9450 0.0907 0.4545 25.6266
P.vol D.yield Payout Size E.vol Debt Growth 0.0491 0.0965 0.1201 0.1757 0.0499 0.2516 2.0345 0.0507 0.1252 0.0970 0.60 0.00 0.03 7.51 0.01 0.00 -0.22 1.34 0.25 2.12 30.95 0.34 0.58 0.36
4.2 Phân tích tương quan giữa các biến
Bảng 4.2 trình bày mối tương quan giữa các biến trong mô hình. Bảng 4.2 chỉ ra
rằng biến động giá cổ phiếu (P.vol) và tỷ suất cổ tức (D.yield) có mối tương quan
âm với hệ số tương quan -0.2382, và mức ý nghĩa 1%. Hệ số tương quan giữa P.vol
và D.yield phù hợp với lập luận giả thiết và giống với kết quả nghiên cứu của
Baskin (1989).
Biến động giá cổ phiếu (P.vol) và tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) có tương quan âm với
hệ số tương quan -0.2874 và mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với kết quả
nghiên cứu của Baskin (1989), Allen và Rachim (1996), Nazir (2010). Ngoài ra, tỷ
suất cổ tức (D.yield) và tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) có tương quan dương với hệ số
0.3846 ở mức ý nghĩa 1%.
Biến động giá cổ phiếu (P.vol) và quy mô (Size) có mối tương quan âm, phù hợp
với mong đợi ban đầu. Bởi vì các công ty có quy mô lớn thường đa dạng hóa hơn,
các công ty lớn được kỳ vọng sẽ có ít rủi ro hơn và biến động giá cổ phiếu thấp hơn.
Hệ số tương quan giữa P.vol và Size là -0.1211. Bảng 4.2 cũng cho thấy rằng quy
mô (Size) và tỷ suất cổ tức (D.yield) có hệ số tương quan âm là -0.2727 với mức ý
nghĩa 1%. Tương quan âm này ngụ ý rằng các công ty có quy mô lớn có thể có tỷ
suất cổ tức thấp hơn các công ty có quy mô nhỏ.
Biến động giá cổ phiếu (P.vol) và biến động thu nhập (E.vol) có mối tương quan
dương với hệ số tương quan 0.1411 với mức ý nghĩa 10%. Mối tương quan dương
25
giữa P.vol và E.vol phù hợp với mong đợi ban đầu. Bởi vì các công ty có biến động
thu nhập cao thì rủi ro cao, biến động giá cổ phiếu cao. Bảng 4.2 cũng cho thấy
rằng, biến động thu nhập (E.vol) và tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) có tương quan âm
với hệ số tương quan -0.1734 với mức ý nghĩa 5%, điều này ngụ ý rằng các công ty
có biến động thu nhập thấp có thể có tỷ lệ chi trả cổ tức cao.
Biến động giá cổ phiếu (P.vol) và đòn bẩy nợ (Debt) có mối tương quan dương với
hệ số tương quan 0.1643 với mức ý nghĩa 5%. Điều này giống với kỳ vọng ban đầu
vì các công ty có đòn bẩy nợ càng cao thì rủi ro tài chính càng cao, giá cổ phiếu
càng biến động. Bảng 4.2 cũng cho thấy rằng, đòn bẩy nợ (Debt) và quy mô (Size)
có mối tương quan dương với mức ý nghĩa 5%, hệ số tương quan 0.1882. Điều này
ngụ ý rằng các công ty quy mô lớn hơn có đòn bẩy nợ cao hơn, bởi vì các công ty
lớn có khả năng tiếp cận thị trường vốn cao hơn.
Tốc độ tăng trưởng tài sản (Growth) và quy mô (Size) có mối tương quan dương
đáng kể với hệ số tương quan 0.2517, điều này ngụ ý rằng các công ty có quy mô
lớn hơn có tốc độ tăng trưởng tài sản cao hơn.
Bảng 4.2: Ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình
D.yield Payout Size E.vol Debt Growth
P.vol 1.0000 -0.2382* -0.2874* -0.1211*** 0.1411*** 0.1643** 0.0252 1.0000 0.3846* -0.2727* -0.1048 -0.1086 0.1001 1.0000 -0.1131 -0.1734** -0.1253 -0.1085 1.0000 -0.0235 0.1882** 0.2517* 1.0000 -0.0160 -0.2824* 1.0000 0.0738 1.0000 P.vol D.yield Payout Size E.vol Debt Growth
(Với *, **, *** lần lượt chỉ mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%)
4.3 Kết quả mô hình
Bảng 4.3 thể hiện kết quả hồi quy phương trình (9), biến động giá cổ phiếu (P.vol)
được hồi quy theo hai biến chính của chính sách cổ tức là tỷ suất cổ tức (D.yield) và
tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout). Kết quả hồi quy cho thấy tỷ suất cổ tức (D.yield) có
tương quan âm với biến động giá cổ phiếu (P.vol) với hệ số hồi quy -0.5269 ở mức
26
ý nghĩa 5%. Tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) có tương quan âm đáng kể với biến động
giá cổ phiếu (P.vol) với hệ số hồi quy -0.1604. Điều này phù hợp với giả thiết. Hai
biến độc lập trong phương trình (9) giải thích được 10.17% sự biến động của giá cổ
phiếu (P.vol).
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy phương trình (9)
(9)
Tên biến Giá trị t Giá trị p
Hệ số hồi quy -0.5269** -0.1604* 1.0658 0.068 0.005 0.000 -1.84 -2.82 33.71
Sai số chuẩn 0.2864 D.yield 0.0569 Payout Cons 0.0316 *, ** lần lượt chỉ mức ý nghĩa 1%, 5%; R2=10.17%; F=9.00; F_prob=0.0002
Trong bước tiếp theo, đề tài mở rộng nghiên cứu bằng cách thêm các biến kiểm soát
vào mô hình. Các biến kiểm soát gồm quy mô (Size), biến động thu nhập (E.vol),
đòn bẩy nợ (Debt), và tốc độ tăng trưởng tài sản (Growth). Thực hiện kiểm định đa
cộng tuyến thì mô hình không có đa cộng tuyến mạnh giữa các biến độc lập (phụ
lục 5). Ngoài ra, sau khi khắc phục phương sai thay đổi với mẫu nghiên cứu, kết
quả thể hiện ở bảng 4.4.
Với sự bổ sung các biến kiểm soát (Size, E.vol, Debt và Growth) trong mô hình hồi
quy, mối tương quan âm đáng kể giữa biến động giá cổ phiếu (P.vol) và tỷ suất cổ
tức (D.yield) vẫn còn với mức ý nghĩa 1%, hệ số hồi quy -0.7870. Hơn nữa, tương
quan âm giữa biến động giá cổ phiếu (P.vol) và tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) vẫn còn
với mức ý nghĩa 5%. Bảng 4.4 cho thấy, có mối tương quan âm giữa biến động giá
cổ phiếu (P.vol) và quy mô (Size) phù hợp với mong đợi, vì các công ty có quy mô
lớn hơn được kỳ vọng có biến động giá cổ phiếu thấp hơn. Các biến độc lập trong
mô hình giải thích 24.15% sự biến động của biến P.vol, mức giải thích cao hơn so
với phương trình (9), điều này có nghĩa là thêm các biến kiếm soát làm mô hình hồi
quy phù hợp hơn.
27
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy phương trình (10)
Giá trị t Giá trị p Tên biến
Hệ số hồi quy -0.7870* -0.1550** -0.0349* 0.4489** 0.1915*** 0.1046 1.9294* 0.007 0.014 0.000 0.046 0.073 0.352 0.000 -2.71 -2.48 -4.53 2.01 1.81 0.93 9.28 Sai số chuẩn 0.2900 0.0624 0.0077 0.2232 0.1060 0.1120 0.2080
D.yield Payout Size E.vol Debt Growth Cons *, **,*** lần lượt chỉ mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%; R2=24.15%; F=2.70; F_prob=0.0239
Mối quan hệ thực nghiệm giữa chính sách cổ tức và biến động giá cổ phiếu có thể là
kết quả của tác động ngành nhiều hơn là các đặc điểm riêng của từng công ty, nên
đề tài thực hiện hồi quy mô hình gồm các biến giả ngành ở phương trình (11). Kết
quả thể hiện ở bảng 4.5.
Bảng 4.5 cho thấy biến động giá cổ phiếu (P.vol) và tỷ suất cổ tức (D.yield) vẫn còn
tương quan âm với hệ số hồi quy -0.5175 và mức ý nghĩa 5%. Tỷ lệ chi trả cổ tức
(Payout) tương quan âm với biến động giá cổ phiếu (P.vol) với hệ số hồi quy -
0.0923 nhưng không có ý nghĩa thống kê. Quy mô (Size) vẫn tác động âm đến biến
động giá cổ phiếu (P.vol) với hệ số -0.0207 ở mức ý nghĩa 5%. Biến động thu nhập
(E.vol) có tương quan dương đáng kể với biến động giá cổ phiếu (P.vol) với hệ số
hồi quy 0.8455 và mức ý nghĩa 1%, điều này phù hợp với mong đợi vì công ty có
biến động thu nhập càng cao thì rủi ro càng cao nên biến động giá cổ phiếu cao.
Đòn bẩy nợ (Debt) cũng có tương quan dương với biến động giá cổ phiếu (P.vol)
với hệ số hồi quy 0.2046 và mức ý nghĩa 5%, điều này phù hợp với kỳ vọng ban đầu. Thêm các biến giả ngành vào mô hình hồi quy thì R2 tăng lên 52.39%, mô hình
phù hợp với mẫu nghiên cứu, các biến độc lập giải thích được 52.39% biến động giá
cổ phiếu (P.vol).
28
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy phương trình (11):
Giá trị p Giá trị t Tên biến Sai số chuẩn
Hệ số hồi quy -0.5175** -0.0923 -0.0207** 0.8455* 0.2046** 0.0756 1.6833* -0.2074* -0.2116* -0.2640* -0.0787 -0.2053* -0.3705* -0.3064* -0.3897* -0.2035* -0.1891* 0.2612 0.0629 0.0083 0.2930 0.0955 0.1254 0.2131 0.0377 0.0346 0.1014 0.0643 0.0494 0.1524 0.0615 0.0555 0.0743 0.0463 -1.98 -1.47 -2.50 2.89 2.14 0.60 7.90 -5.50 -6.11 -2.60 -1.22 -4.15 -2.43 -4.99 -7.01 -2.74 -4.09 0.050 0.144 0.013 0.005 0.034 0.547 0.000 0.000 0.000 0.010 0.223 0.000 0.016 0.000 0.000 0.007 0.000
D.yield Payout Size E.vol Debt Growth Cons D1 D2 D3 D4 D5 D6 D7 D8 D9 D10 *, ** lần lượt chỉ mức ý nghĩa 1%, 5%; R2=52.39%; F=9.83; F_prob=0.0000
Theo bảng 4.5, ngành sản xuất phân phối điện, khí đốt; khai khoáng; và ngành nông
nghiệp, lâm nghiệp, thủy sản có biến động giá cổ phiếu cao nhất trong số các ngành
khi so với ngành cơ sở (ngành xây dựng (xem phụ lục 3)). Điều này phù hợp với
thực tiễn, bởi vì đặc thù các ngành này rất nhạy cảm với các nguồn lực đầu vào,
điều kiện thiên nhiên...nên giá cổ phiếu thường biến động mạnh hơn so với các
ngành khác.
Để hạn chế những sai lệch gây ra do bỏ sót biến, đề tài dùng dữ liệu dạng bảng,
thực hiện kiểm định pooled, fixed effect và random effect. Kết quả mô hình thể hiện
ở bảng 4.6.
29
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy dữ liệu bảng
Tên biến Pooled Fixed effect Random effect
D.yield
Payout
Size
E.vol
Debt
Growth
Cons
-0.5204** (-2.42) -0.0086 (-0.27) -0.0328* (-4.01) 1.5788* (2.73) 0.4321* (3.52) -0.0167 (-0.23) 1.6344 (7.63) 45.86% 972 Có -0.2180 (-0.91) 0.0092 (0.28) -0.0111 (-0.36) 1.3762 (2.32) 0.3731 (1.61) -0.0288 (-0.41) 0.7672 (0.98) 50.78% 972 Có -0.3687*** (-1.70) 0.0040 (0.13) -0.0298* (-2.65) 1.4626** (2.62) 0.4126* (2.70) -0.0213 (-0.31) 1.5570* (5.29) 50.71% 972 Có
R2 Số quan sát Biến giả ngành, năm F hoặc Wald_chi2 F_prob F=38.29 0.0000 F=74.83 0.0000 Chi2=895.10 0.0000
Thực hiện kiểm định Likelihood và Hausman (phụ lục 6), kết quả lựa chọn mô hình
random effect phù hợp hơn với mẫu nghiên cứu. Bảng 4.6 cho thấy mối tương quan
âm giữa tỷ suất cổ tức (D.yield) và biến động giá cổ phiếu (P.vol) vẫn còn ý nghĩa
10% với hệ số hồi quy -0.3687. Điều này phù hợp với kỳ vọng ban đầu về tác động
của tỷ suất cổ tức đến biến động giá cổ phiếu. Tuy nhiên, mối tương quan âm giữa
tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) và biến động giá cổ phiếu (P.vol) ở bước kiểm định này
lại không còn, thay vào đó, kết quả bảng 4.6 cho thấy tỷ lệ chi trả cổ tức (Payout) có
tương quan dương với biến động giá cổ phiếu (P.vol) nhưng không có ý nghĩa thống
kê.
Kiểm định tự tương quan và phương sai thay đổi trên dữ liệu bảng, kết quả cho thấy
dữ liệu có hiện tượng tự tương quan bậc nhất và bị phương sai thay đổi (phụ lục 7).
Khắc phục tự tương quan và phương sai thay đổi trên dữ liệu bảng bằng phương
pháp GLS, kết quả thể hiện ở bảng 4.7.
30
Với dữ liệu bảng, và sự bổ sung các biến giả ngành, biến giả năm trong mô hình hồi
quy, mối tương quan âm giữa biến động giá cổ phiếu (P.vol) và tỷ suất cổ tức
(D.yield) vẫn còn với hệ số hồi quy -0.6306 và mức ý nghĩa 1%. Điều này giống với
kỳ vọng ban đầu và giống với kết quả nghiên cứu của Baskin (1989). Tỷ lệ chi trả
cổ tức (Payout) tác động dương đến biến động giá cổ phiếu (P.vol) nhưng không có
ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, biến quy mô (Size) tác động âm đến biến động giá cổ
phiếu (P.vol) giống mong đợi ban đầu với hệ số hồi quy -0.0457, mức ý nghĩa 1%.
Bởi vì các công ty có quy mô lớn thì đa dạng hóa hơn, ít rủi ro hơn nên giá cổ phiếu
ít biến động hơn. Biến động thu nhập (E.vol) và đòn bẩy nợ (Debt) tác động dương
đến biến động giá cổ phiếu (P.vol) với hệ số hồi quy lần lượt là 1.076 và 0.4301, và
mức ý nghĩa lần lượt là 10% và 1%. Điều này giống với mong đợi ban đầu. Các
công ty có đòn bẩy nợ càng cao thì giá cổ phiếu càng biến động, kết quả nghiên cứu
giống với Hussainey và cộng sự (2010). Các công ty có biến động thu nhập càng
cao thì giá cổ phiếu càng biến động, kết quả nghiên cứu giống với Baskin (1989),
Nazir (2010) và cộng sự.
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy GLS
Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Giá trị z -0.6306* 0.1709 0.0310 0.0273 -0.0457* 0.0088 1.076*** 0.5694 0.7013* 0.1203 0.0569 -0.0246 1.9436* 0.2298 Giá trị p 0.000 0.256 0.000 0.059 0.000 0.666 0.000 -3.69 1.13 -5.20 1.89 5.83 -0.43 8.46
Tên biến D.yield Payout Size E.vol Debt Growth Cons *, **, *** lần lượt chỉ mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%; Wald_chi2=1159.85; p =0.0000; số quan sát=972; biến giả ngành và biến giả năm: có
31
5. Kết luận
Mục tiêu của nghiên cứu xem xét tác động của chính sách cổ tức đến biến động giá
cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Với mục tiêu này, mẫu gồm 162
công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai
đoạn 2007-2012 đã được thu thập. Tác động của tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức
đến biến động giá cổ phiếu đã được kiểm định bằng cách áp dụng hồi quy đa biến
OLS. Mô hình hồi quy chính đã được mở rộng bằng cách thêm các biến kiểm soát
gồm quy mô, biến động thu nhập, đòn bẩy nợ và tăng trưởng tài sản. Biến động giá
cổ phiếu có thể do yếu tố ngành tác động bên cạnh những đặc điểm của công ty nêu
ở trên, cho nên thêm các biến giả ngành vào mô hình hồi quy. Để hạn chế bỏ sót
biến trong mô hình, dữ liệu bảng được thiết lập và kiểm định tác động của chính
sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu bằng các kiểm định pooled, fixed effect và
random effect.
Các kết quả thực nghiệm của nghiên cứu này cho thấy mối tương quan âm đáng kể
giữa biến động giá cổ phiếu với tỷ suất cổ tức. Kết quả này giống với kỳ vọng ban
đầu, ủng hộ kết quả nghiên cứu của Baskin (1989), nhưng trái với kết quả nghiên
cứu của Nazir và cộng sự (2010) cho rằng biến động giá cổ phiếu và tỷ suất cổ tức
có tương quan dương. Có sự khác nhau trong kết quả thực nghiệm giữa các nghiên
cứu là do mẫu nghiên cứu khác nhau, phương pháp nghiên cứu khác nhau, và điều
kiện môi trường kinh tế khác nhau. Trong khi Baskin (1989) nghiên cứu trên mẫu
lớn gồm 2344 công ty ở Mỹ với phương pháp hồi quy OLS; Nazir và cộng sự
(2010) lại nghiên cứu trên mẫu nhỏ gồm 73 công ty ở Pakistan với phương pháp dữ
liệu bảng; đề tài nghiên cứu trên mẫu gồm 162 công ty ở Việt Nam với sự kết hợp
hồi quy OLS và dữ liệu bảng.
Mối tương quan âm giữa tỷ lệ chi trả cổ tức và biến động giá cổ phiếu tồn tại trong
các kiểm định OLS, nhưng khi kiểm định random effect trên dữ liệu bảng thì mối
tương quan âm không còn thay vào đó là mối tương quan dương nhưng không có ý
nghĩa thống kê. Kết quả này cung cấp bằng chứng yếu ủng hộ nghiên cứu Baskin
32
(1989). Hơn nữa, kết quả nghiên cứu này cho rằng biến động giá cổ phiếu tương
quan ngược chiều với quy mô, tương quan cùng chiều với biến động thu nhập và
đòn bẩy nợ.
Mối tương quan âm giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ suất cổ tức cung cấp bằng
chứng thực nghiệm ủng hộ cho hiệu ứng thời gian, hiệu ứng tỷ suất sinh lợi, hiệu
ứng kinh doanh chênh lệch giá, và hiệu ứng thông tin.
Ngoài ra, tác động âm của tỷ lệ chi trả cổ tức đến biến động giá cổ phiếu ủng hộ
hiệu ứng tỷ suất sinh lợi và hiệu ứng thông tin, tuy chỉ là bằng chứng ủng hộ yếu.
Dựa trên hiệu ứng thời gian, giá cổ phiếu của các công ty với tỷ suất cổ tức cao
được kỳ vọng có ít phản ứng với sự biến động tỷ lệ chiết khấu vì tỷ suất cổ tức cao
ngụ ý dòng tiền trong ngắn hạn cao. Vì vậy, dự kiến tỷ suất cổ tức và biến động giá
cổ phiếu có mối tương quan âm, kết quả nghiên cứu này phù hợp với kỳ vọng ban
đầu.
Hơn nữa dựa vào hiệu ứng tỷ suất sinh lợi, các công ty có tỷ suất cổ tức thấp và tỷ
lệ chi trả cổ tức thấp có thể được đánh giá có giá trị hơn do cơ hội tăng trưởng trong
tương lai. Các công ty có tỷ lệ chi trả cổ tức thấp và tỷ suất cổ tức thấp thể hiện biến
động trong giá cổ phiếu cao hơn. Do đó, biến động giá cổ phiếu và tỷ suất cổ tức
cũng như tỷ lệ chi trả cổ tức được kỳ vọng có tương quan âm, kết quả nghiên cứu
này phù hợp với kỳ vọng ban đầu.
Dựa trên hiệu ứng kinh doanh chênh lệch giá, vì tỷ suất sinh lợi vượt trội phụ thuộc
vào tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chiết khấu giá trị nội tại, tỷ suất cổ tức cao hơn sẽ dẫn đến
lợi nhuận kinh doanh chênh lệch giá cao hơn. Do đó, kỳ vọng rằng biến động giá cổ
phiếu và tỷ suất cổ tức có tương quan âm, kết quả nghiên cứu này phù hợp với kỳ
vọng ban đầu.
Ngoài ra, dựa trên hiệu ứng thông tin, cổ tức cao có thể báo hiệu sự ổn định của
công ty. Do đó, dự kiến tỷ suất cổ tức có tương quan âm với biến động giá cổ phiếu,
kết quả nghiên cứu phù hợp với kỳ vọng.
33
Dựa trên các kết quả của nghiên cứu này, có thể kết luận rằng các nhà quản lý các
công ty có thể tác động đến biến động giá cổ phiếu của công ty bằng cách thay đổi
chính sách cổ tức. Thật vậy, chính sách cổ tức có thể được dùng như một công cụ để
tác động đến biến động giá cổ phiếu. Các nhà quản lý công ty có thể tác động giảm
biến động giá cổ phiếu của công ty bằng cách tăng tỷ suất cổ tức.
Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy quy mô có tương quan âm với biến động giá cổ
phiếu; biến động thu nhập và đòn bẩy nợ có tương quan dương với biến động giá cổ
phiếu.
Mặc dù những kết quả này không đủ là bằng chứng mạnh như ở các nước phát triển,
nhưng trong trường hợp là một quốc gia mới nổi như Việt Nam thì đây là một kết
quả tương đối phù hợp.
Điểm mới của đề tài là đã kết hợp hai phương pháp nghiên cứu hồi quy OLS theo
Baskin (1989) và hồi quy dữ liệu bảng theo Nazir và cộng sự (2010) trong nghiên
cứu thực nghiệm đề tài. Hơn nữa, vẫn chưa có nghiên cứu nào trước đây về tác
động của chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu tại Việt Nam, cho nên đây là
một nghiên cứu mới, mang tính thực tiễn cao, và rất hữu ích khi hiện nay bất ổn
trong giá cổ phiếu các công ty cổ phần có xu hướng gia tăng và ảnh hưởng đến niềm
tin của các nhà đầu tư vào thị trường chứng khoán Việt Nam.
Nghiên cứu này chỉ giới hạn xem xét tác động của cổ tức tiền mặt đến biến động giá
cổ phiếu trên các công ty phi tài chính trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong
giai đoạn 6 năm từ 2007 đến 2012, các đề tài nghiên cứu mở rộng vấn đề là điều cần
thiết vì đây là một trong những nghiên cứu thú vị và thiết thực.
PHỤ LỤC 1: TÓM TẮT CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC
Tác giả Bài nghiên cứu Phƣơng pháp Kết quả
nghiên cứu
A. Chính sách cổ tức không tác động đến giá trị doanh nghiệp
Miller và “Dividend policy, Chính sách cổ tức không tác
Modigliani growth, and the động đến giá trị doanh
(1961) valuation of shares” nghiệp (trong thị trường
hoàn hảo, không có thuế).
Giá cổ phiếu tự động giảm bằng mức cổ tức chi trả.
Black và “The effects of 25 danh mục đầu tư Không có mối tương quan
Scholes (1974)
dividend yield and dividend policy on cổ phiếu thường niêm yết trên NYSE đáng kể giữa tỷ suất cổ tức và tỷ suất sinh lợi kỳ vọng.
common stock prices giai đoạn 1936-
and returns” 1966, sử dụng mô
hình định giá vốn
CAPM
Uddin và “Effects of dividend 137 công ty niêm Thông báo chi trả cổ tức làm
Chowdhury annoucement on yết trên DSE tăng giá trị doanh nghiệp.
(2005) shareholders’value: Giá cổ phiếu giảm khoảng
Evidence from Dhaka 20% trong khoảng ba mươi
Stock Exchange” ngày trước khi công bố cổ
tức đến ba mươi ngày sau
thông báo.
B. Chính sách cổ tức tác động đến giá trị doanh nghiệp
B.1. Không thích rủi ro (sự không chắc chắn trong tương lai)
Gordon (1962)
“The financing, valuation investment, and the of Chính sách cổ tức ảnh hưởng đến giá trị thị trường của cổ phiếu ngay cả thị trường vốn
corporation” hoàn hảo.
Diamond “Earnings distribution 255 công ty Mỹ giai Bằng chứng yếu cho thấy
(1967) đoạn 1961-1962
and the valuation of shares: some recent nhà đầu tư thích cổ tức hơn lãi vốn. Có mối tương quan
evidences” âm giữa tăng trưởng và sự
ưa thích cổ tức.
B.2. Hàm chứa thông tin
Asquith và “The impact of 168 công ty, hồi quy Tỷ suất sinh lợi bất thường
Mullin (1983) initiating dividend dữ liệu chéo, phân xấp xỉ +3,7% trong hai ngày
payments on tích tỷ suất sinh lợi sau thông báo cổ tức. Số tiền
shareholders’s bất thường hàng trả cổ tức lần đầu có tác
wealth” ngày trong khoảng động tích cực đáng kể đến tỷ
thời gian mười ngày suất sinh lợi vượt trội vào
trước và mười ngày ngày công bố cổ tức, độ lớn
sau thông báo chia của những thay đổi trong cổ
cổ tức tức là quan trọng.
Miller và Rock “Dividend policy Trong thị trường không hoàn
(1985) under asymmetric hảo, cổ tức là tín hiệu về lợi
information” nhuận tương lai nên nó tác
động đến giá cổ phiếu.
Amihud và “Dividend, taxes, and 200 công ty ở Đức, Thay đổi cổ tức có thể là tín
Murgia (1997) signaling: evidence nghiên cứu phản hiệu về triển vọng tương lai.
from Germany”
giai
ứng giá cổ phiếu với tức thông báo cổ trong đoạn 1988-1922
wealth
Kết quả cho thấy tỷ suất sinh lợi tăng bất thường +0,965% khi tăng cổ tức và giảm bất thường -1,73% khi giảm cổ tức.
Travos (2001) cứu
Nghiên thị trường chứng khoán Tỷ suất sinh lợi vượt trội đáng kể cho cả trường hợp
“Shareholder dividend of effects policy changes in an
emerging stock market: The case of Cyprus”
Síp giai đoạn 1985- thông báo cổ tức tiền mặt và
1995 với 41 thông tăng cổ tức tiền mặt.
báo cổ tức bằng tiền mặt và 39 sự kiện
tăng cổ tức
Jensen và cộng sự (1992)
B.3. Chi phí đại diện
“Simultaneous determination of insider Sử dụng phương pháp bình phương Các công ty có quyền sở hữu nội bộ cao chấp nhận chi trả
ownership, debt, and dividend policies”
nhỏ nhất ba giai cổ tức thấp hơn.
đoạn. Mẫu gồm 565
công ty năm 1982 và
632 công ty năm
Holder (1998)
policy
1987
477 công ty ở Mỹ Quyền sở hữu nội bộ và cổ
giai đoạn 1980-1990 tức chi trả có tương quan
An the
of
“Dividend determinants: investigation of âm. Số lượng cổ đông và cổ
influences stakeholder theory”
tức chi trả có mối tương
Saxena (1999)
of
quan dương.
333 công ty niêm Quyền sở hữu nội bộ và cổ
yết trên sàn NYSE tức chi trả có tương quan
giai đoạn 1981-1990 âm.
Chen
of
“Determinants dividend payout policy: regulated versus unregulated firms”
và
from New
“Determinants dividend policy: The
evidence Zealand”
Dhiensiri (2009) 75 công ty Niu-Di- Lân trong giai đoạn 1991-1999 Quyền sở hữu nội bộ có tác động âm đến tỷ lệ chi trả cổ tức.
Pettit (1977)
transactions
B.4. Hiệu ứng khách hàng
“Taxes, costs and the clientele 914 danh mục đầu tư cổ phiếu trên sàn Tuổi của nhà đầu tư và tỷ lệ chi trả cổ tức có mối tương
effect of dividends”
NYSE quan dương. Thu nhập của
nhà đầu tư và tỷ lệ chi trả cổ
tức có mối tương quan âm.
leverage, and
C. Tác động của chính sách cổ tức đến rủi ro doanh nghiệp
record
as
Ben-Zion và 1000 tập đoàn công Tỷ suất cổ tức có tác động
“Size, dividend Shalit, (1975) lớn nhất
determinants of equity risk”
beta
and
nghiệp nước Mỹ năm 1970 âm đáng kể đến rủi ro doanh nghiệp.
Rozeff (1982) Mối tương quan âm giữa rủi
costs
ro doanh nghiệp và tỷ lệ chi
trả cổ tức. “Growth, as agency of determinants dividend payout ratios”
Mẫu các doanh Mối tương quan âm đáng kể
Eades (1982)
nghiệp có báo cáo giữa tỷ suất cổ tức và bêta
“Empirical evidence on dividends as a signal of firm value” hàng năm theo của công ty.
COMPUSTAT
(1960-1979) và
CRPS
D. Tác động của Chính sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu
Baskin (1989) 2344 các công ty Mối tương quan âm giữa tỷ
Mỹ giai đoạn 1967- suất cổ tức và biến động giá
“Dividend policy and of volatility the common stocks” 1986, hồi quy OLS. cổ phiếu đáng kể hơn mối
tương quan giữa biến động
Allen và Rachim (1996)
“Dividend policy and stock price volatility: Australian evidence”
giá cổ phiếu và bất kỳ các biến khác.
Mối tương quan âm giữa biến động giá cổ phiếu và tỷ lệ chi trả cổ tức. Không có mối tương quan đáng kể giữa biến động giá cổ phiếu
và tỷ suất cổ tức.
Nazir và cộng 73 công ty niêm yết Biến động giá cổ phiếu có
volatility
“Determinants of stock in price sự (2010)
karachi stock exchange: The mediating role of
trên KSE giai đoạn 2003-2008. Áp dụng tương quan âm đáng kể với tỷ lệ chi trả cổ tức, và tương
dividend
fixed effect và quan dương với tỷ suất cổ
corporate policy”
random effect trên tức.
dữ liệu bảng
Suleman và Trích xuất dữ liệu từ Biến động giá cổ phiếu có
“Impact of Dividend Policy on Stock Price cộng sự (2011) KSE về 5 lĩnh vực mối tương quan dương đáng
quan trọng trong giai kể với tỷ suất cổ tức, và có
Risk: Empirical Evidence from Equity Market of Pakistan”
đoạn 2005-2009, sử mối tương quan âm đáng kể
dụng hồi quy OLS với tốc độ tăng trưởng.
Hussainey và 123 công ty Anh Biến động giá cổ phiếu có
cộng sự (2011) giai đoạn 1998- tương quan âm với tỷ lệ chi
“Dividend policy and share price volatility: UK evidence” 2007, áp dụng hồi trả cổ tức, tỷ suất cổ tức.
quy OLS Quy mô công ty có tác động
âm đáng kể đến biến động
của giá cổ phiếu. Nợ có
tương quan dương đáng kể
đến biến động giá cổ phiếu.
Hashemijoo và “The Impact of 84 công ty từ 142 Mối tương quan âm đáng kể
cộng sự (2012) Dividend Policy on công ty ngành hàng giữa biến động giá cổ phiếu
Share Price Volatility the Malaysian in Stock Market”
với tỷ suất cổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức. Biến động giá cổ phiếu và quy mô cũng có mối tương quan âm đáng kể.
tiêu dùng niêm yết chứng sàn trên khoán Kuala Lumpua trong giai đoạn 2005-2010, áp dụng hồi quy OLS
PHỤ LỤC 2: KỲ VỌNG VỀ MỐI TƢƠNG QUAN GIỮA
CÁC BIẾN TRONG MÔ HÌNH
Cặp tƣơng quan Dấu kỳ vọng
Tỷ lệ chi trả cổ tức và biến động giá cổ phiếu -
Tỷ suất cổ tức và biến động giá cổ phiếu -
Biến động thu nhập và biến động giá cổ phiếu +
Quy mô và biến động giá cổ phiếu -
Tốc độ tăng trưởng tài sản và biến động giá cổ phiếu -
Đòn bẩy nợ và biến động giá cổ phiếu +
PHỤ LỤC 3: DANH SÁCH CÁC NGÀNH, BIẾN GIẢ
NGÀNH, BIẾN GIẢ NĂM
Danh sách 11 ngành
Tiêu chí phân loại: dựa trên ngành nghề hoạt động sản xuất kinh doanh chính của
công ty, phân loại dựa trên sự phân loại của Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí
Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội.
Bán buôn, bán lẻ Thông tin truyền thông
Kinh doanh bất động sản Khai khoáng
Vận tải kho bải Xây dựng
Công nghiệp chế biến chế tạo Dịch vụ vui chơi giải trí Hoạt động hành chính, hỗ trợ Nông nghiệp, lâm nghiệp, thủy sản Sản xuất phân phối điện, khí đốt
Biến giả ngành
D1=1 nếu là ngành bán buôn, bán lẻ, D1=0 nếu khác D2=1 nếu là ngành Công nghiệp chế biến chế tạo; D2=0 nếu khác D3=1: nếu là ngành Dịch vụ vui chơi giải trí; D3=0 nếu khác D4=1: nếu là ngành Hoạt động hành chính, hỗ trợ; D4=0 nếu khác D5=1: nếu là ngành Kinh doanh bất động sản; D5=0 nếu khác D6=1: nếu là ngành Khai khoáng; D6=0 nếu khác D7=1: nếu là ngành Nông nghiệp, lâm nghiệp, thủy sản; D7=0 nếu khác D8=1: nếu là ngành Sản xuất phân phối điện, khí đốt; D8=0 nếu khác D9=1: nếu là ngành Thông tin truyền thông; D9=0 nếu khác D10=1: nếu là ngành Vận tải kho bải; D10=0 nếu khác
Biến giả năm
là 2009, nếu là Y1=1 nếu năm 2007, Y1=0 nếu khác là Y2=1 nếu năm 2008, Y2=0 nếu khác là Y4=1 nếu năm 2010, Y4=0 nếu khác là Y5=1 nếu năm 2011, Y5=0 nếu khác Y3=1 nếu năm Y3=0 khác
PHỤ LỤC 4: ĐO LƢỜNG CÁC BIẾN TRONG MÔ HÌNH
DỮ LIỆU BẢNG
Với j: chỉ công ty; t: chỉ năm, từ năm 2007 đến 2012.
PHỤ LỤC 5: KIỂM ĐỊNH ĐA CỘNG TUYẾN VÀ
PHƢƠNG SAI THAY ĐỔI
Kiểm định đa cộng tuyến với giả thiết:
H0: Không có hiện tượng đa cộng tuyến
H1: Có hiện tượng đa cộng tuyến
Tên biến D.yield Payout Size E.vol Debt Growth VIF 1.32 1.27 1.25 1.21 1.14 1.05
Các VIF đều nhỏ hơn 2, nên mẫu nghiên cứu không có đa cộng tuyến đáng lo ngại
giữa các biến độc lập trong mô hình.
Kiểm định phƣơng sai thay đổi với giả thiết:
H0: Không có hiện tượng phương sai thay đổi
H1: Có hiện tượng phương sai thay đổi
Kiểm định Breusch Pagan, , p_value=0.0357
P_value<5%, phát hiện mẫu dữ liệu có hiện tượng phương sai thay đổi.
PHỤ LỤC 6: KIỂM ĐỊNH HAUSMAN
H0: mô hình Random effect phù hợp hơn Fixed effect
Tên biến Hệ số Sai số chuẩn Chênh lệch (FE-RE) Fixed effect Random effect
-0.2180 0.0092 -0.0111 1.3762 0.3731 -0.0289 0.1506 0.0052 0.0187 -0.0863 -0.0394 -0.0076 -0.3687 0.0040 -0.0298 1.4626 0.4126 -0.0213 0.1023 0.0110 0.0285 0.2000 0.1750 0.0189
D.yield Payout Size E.vol Debt Growth Chi2=10.27; p=0.0593 p=5.93%>5% mô hình Random effect phù hợp với mẫu nghiên cứu hơn với mức ý nghĩa 5%.
PHỤ LỤC 7: KIỂM ĐỊNH TỰ TƢƠNG QUAN VÀ KIỂM
ĐỊNH PHƢƠNG SAI THAY ĐỔI ĐỐI VỚI DỮ LIỆU
BẢNG
Kiểm định phƣơng sai thay đổi H0: Không có hiện tượng phương sai thay đổi H1: Có hiện tượng phương sai thay đổi Chi2=3425.88, p=0.000
Kiểm định tự tƣơng quan H0: Không có hiện tượng tự tương quan bậc nhất H1: Có hiện tượng tự tương quan bậc nhất F=37.81, p=0.0000
