2 (nhóm thay đổi cổ tức và có mua lại cổ phiếu) với kết quả hồi quy của nhóm 1 (nhóm thay đổi cổ tức và không mua lại cổ phiếu). Từ số liệu bảng 4.8 cho thấy:
Với T=1, các công ty thay đổi cổ tức và có mua lại cổ phiếu trên thị trường thì có mối tương quan dương giữa tăng cổ tức (α1 =0,00756) và mối tương âm giữa giảm cổ tức (α2 = -0,0114) với biến động khả năng sinh lợi năm tiếp theo, nhưng các hệ số Beta đều không có ý nghĩa thống kê. Kết quả này đưa ra hàm ý, tại TTCK Việt Nam không có bằng chứng ủng hộ giả thuyết H1 về tín hiệu cổ tức nếu doanh nghiệp thay đổi cổ tức và có mua lại cổ phiếu trên thị trường trong năm thay đổi cổ tức.
Ngược lại, với các doanh nghiệp thay đổi cổ tức và không có hoạt động mua lại cổ phiếu trên thị trường trong năm đó, thì các hệ số Beta phản ánh mối quan hệ giữa tăng cổ tức hoặc giảm cổ tức với biến động KNSL một năm tiếp theo đều có giá trị dương (0,0164 và 0,0280), mức ý nghĩa thống 5%. Từ đó, có thể khẳng định các doanh nghiệp thay đổi cổ tức nhưng không mua lại cổ phiếu trên thị trường thì tìm thấy minh chứng ủng hộ giả thuyết H1 về tín hiệu cổ tức trên TTCK Việt Nam. Như vậy, kết quả hồi quy khi dữ liệu thành 2 nhóm đã cho thấy bằng chứng ủng hộ giả thuyết H3 rằng thay đổi cổ tức và không mua lại cổ phiếu có tương quan cùng chiều (+) với khả năng sinh lợi tương lai của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam và ủng hộ giả thuyết H4 rằng thay đổi cổ tức và có mua lại cổ phiếu sẽ làm giảm nội dung thông tin về khả năng sinh lợi tương lai của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam.
Với T=2, kết quả mô hình hồi quy cho thấy mối tương quan ngược chiều giữa giảm cổ tức và biến động KNSL 2 năm sau khi giảm cổ tức của cả 2 nhóm công ty trên (hệ số Beta bằng -0,0525 và -0,0414), nhưng chỉ có các doanh nghiệp thay đổi cổ tức và không mua lại cổ phiếu trên thị trường có ý nghĩa giải thích (mức 1%). Kết quả này cho thấy các doanh nghiệp thay đổi cổ tức và không mua lại cổ phiếu trên thị trường ủng hộ giả thuyết H2 trên TTCK Việt Nam rằng khả năng sinh lợi của doanh nghiệp tăng trở lại sau 2 năm giảm cổ tức, nhưng chưa kết luận được nếu doanh nghiệp giảm cổ tức và thực hiện mua lại cổ phiếu trên thị trường.
Ngoài ra, kết quả hồi quy còn cho thấy tồn tại mối quan hệ tích cực giữa tăng cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm sau khi tăng cổ tức của nhóm doanh nghiệp có mua lại cổ phiếu (hệ số Beta là 0,0141, mức ý nghĩa 10%). Điều này cho thấy các doanh nghiệp tăng cổ tức và mua lại cổ phiếu trên thị trường thì khả năng sinh lợi 2 năm sau (T=2) sẽ tăng. Như vậy, tín hiệu từ doanh nghiệp tăng cổ tức và có mua lại cổ phiếu trễ 1 năm so với trường hợp doanh nghiệp tăng cổ tức và không mua lại cổ phiếu.
Tóm lại, khi so sánh kết quả hồi quy MH5 với 2 bộ dữ liệu riêng biệt: (1) doanh
nghiệp thay đổi cổ tức và có mua lại cổ phiếu trên thị trường trong năm thay đổi cổ tức; (2) doanh nghiệp thay đổi cổ tức và không mua lại cổ phiếu đã ủng hộ giả thuyết H3: Tại Việt Nam, thay đổi cổ tức và không mua lại cổ phiếu có tương quan cùng chiều (+) với khả năng sinh lợi tương lai của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán. Đồng thời, ủng hộ giả thuyết H4: Tại Việt Nam, thay đổi cổ tức và có mua lại cổ phiếu sẽ làm giảm nội dung thông tin về khả năng sinh lợi tương lai của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán. Kết quả này góp phần tìm ra các trường hợp cụ thể ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ tức. Ngoài ra, khẳng định giả thuyết H2: Tại Việt Nam, giảm cổ tức có mối tương quan ngược chiều với khả năng sinh lợi 2 năm sau (T=2) của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán.
4.3. Phân tích Robust với biến phụ thuộc là thay đổi thu nhập trên tổng tài sản
Phần cuối cùng, tác giả thực hiện phân tích Robust để làm rõ hơn mối quan hệ 1 chiều giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo trên thị trường chứng khoán Việt Nam với biến phụ thuộc là thay đổi thu nhập trên tổng tài sản (ROAt – ROAt-1). Lý do vì, theo Grullon & cộng sự (2005) thay đổi lợi nhuận chủ yếu cho biết tăng trưởng về lợi nhuận của doanh nghiệp khi so sánh với lợi nhuận của năm trước, trong khi thay đổi ROA cho biết tăng trưởng về khả năng sinh lợi. Ngoài ra, việc sử dụng biến phụ thuộc là thay đổi ROA qua các năm sau khi thay đổi cổ tức cũng được Harada và Nguyen (2005) kiểm định lý thuyết tín hiệu trên thị trường chứng khoán Nhật Bản. Kiểm định lại mối quan hệ với biến phụ thuộc là thay đổi ROA cũng được thực hiện trong nghiên cứu của Grullon & cộng sự (2005), Choi & cộng sự (2011). Do đó, tác giả thực hiện phân tích Robust về mối quan hệ một chiều giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai, với biến phụ thuộc được thay bằng thay đổi thu nhập trên tổng tài sản (ROAt – ROAt-1). Tác giả sử dụng dạng mô hình hồi quy tuyến tính mở rộng (MH5) để thực hiện phân tích Robust. Biến độc lập là tỷ lệ thay đổi cổ tức, các biến kiểm soát trong MH5 được thay bằng: ROAt-1, (ROA0 – ROA-1), SIZE0, MTB0, GROW0.
Mô hình 5 với biến phụ thuộc là ROAt – ROAt-1 được viết lại như sau:
ROAt - ROAt-1 = α0 + α1DPC.∆DIV0 + α2DNC.∆DIV0 + α3ROAt-1+ α4(ROA0 – ROA-1)
+ α5SIZE0+ α6MTB0 + α7GROW0 + εt
Trong đó:
ROAt - ROAt-1: Biến động khả năng sinh lợi của doanh nghiệp i, t năm sau khi thay đổi cổ tức (với t=1 và t=2)
∆DIV0: Tỷ lệ thay đổi cổ tức năm 0
DPC0: Là biến giả nhận giá trị bằng 1 nếu cổ tức tăng (∆DIV0>0) và nhận giá trị bằng
0 trong các trường hợp khác
DNC0: Là biến giả nhận giá trị bằng 1 nếu cổ tức giảm (∆DIV0<0) và nhận giá trị bằng 0 trong các trường hợp khác
ROAt-1: Thu nhập trên tài sản của doanh nghiệp i, một năm trước năm t (năm t-1) ROA0–ROA-1: Biến động khả năng sinh lợi của doanh nghiệp i tại năm thay đổi cổ tức SIZE0: Quy mô doanh nghiệp năm thay đổi cổ tức
MTB0: Giá trị thị trường/giá trị sổ sách của cổ phiếu tại năm thay đổi cổ tức GROW0: Tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp năm thay đổi cổ tức.
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và thay đổi ROA
ALL | DNNN | DNTN | ||||
T=1 | T=2 | T=1 | T=2 | T=1 | T=2 | |
DPC. ∆DIV0 | 0,00417* | 0,00525** | -0,00156 | -0,0003 | 0,00675** | 0,00768** |
DNC.∆DIV0 | 0,0127*** | -0,00538 | 0,0178** | -0,0139* | 0,0104* | -0,00137 |
ROAt-1 | -0,506*** | -0,557*** | -0,458*** | -0,403*** | -0,528*** | -0,603*** |
ROA0– ROA-1 | 0,0540 | -0,0725* | -0,0378 | -0,0801* | 0,0923 | -0,0689 |
SIZE0 | -0,0176*** | -0,0171** | -0,0263*** | -0,0110 | -0,0131** | -0,0161** |
MTB0 | 0,00207 | 0,00476 | 0,00514 | 0,0131 | 0,00074 | 0,0004 |
GROW0 | -0,00145 | -0,00184 | 0,0136 | -0,0004 | -0,00562 | -0,00309 |
Hằng số | 0,507*** | 0,490*** | 0,738*** | 0,310 | 0,389*** | 0,470** |
R2 | 0,159 | 0,237 | 0,164 | 0,169 | 0,167 | 0,266 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Các Mô Hình Nghiên Cứu Thực Nghiệm Về Mối Quan Hệ Giữa Thay Đổi Cổ Tức Và Khả Năng Sinh Lợi Của Doanh Nghiệp. -
Số Lượng Các Quan Sát Thay Đổi Cổ Tức Theo Năm -
Kết Quả Hồi Quy Mô Hình Dạng Phi Tuyến Tính (Mô Hình 4) -
Biến Phụ Thuộc Là Thay Đổi Roa (Roa T – Roa T-1 ) -
Những Hạn Chế Của Luận Án Và Hướng Nghiên Cứu Tiếp Theo -
Nghiên cứu mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 13
Xem toàn bộ 114 trang tài liệu này.
Robust standard errors in parentheses *** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1
Nguồn: Tính toán của tác giả
Bảng 4.9 trình bày kết quả hồi quy mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và thay đổi ROA 2 năm tiếp theo của các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam nói chung và khi chia dữ liệu thành 2 nhóm: doanh nghiệp do nhà nước kiểm soát (DNNN) và doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát (DNTN).
➢Kết quả phân tích Robust với toàn bộ dữ liệu
Với T=1, hệ số Beta của biến tăng cổ tức và giảm cổ tức đều dương và có ý nghĩa thống kê. Cụ thể, hệ số Beta của biến cổ tức tăng là 0,00417, mức ý nghĩa 10%; hệ số Beta của biến cổ tức giảm là 0,0127, mức ý nghĩa 1%. Kết quả này cũng tương đồng với trường hợp biến phụ thuộc là (Et – Et-1)/B-1. Như vậy, với biến phụ thuộc là thay đổi thu nhập trên tài sản, cũng ủng hộ giả thuyết H1: Tại Việt Nam, thay đổi cổ tức
có mối tương quan cùng chiều (+) với khả năng sinh lợi 1 năm sau của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán. Kết quả này cho thấy minh chứng ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ tức với T=1 trên TTCK Việt Nam, hay thay đổi cổ tức là một thông tin hữu ích dự báo khả năng sinh lợi 1 năm tiếp theo của doanh nghiệp.
Với T=2, kết quả hồi quy có sự khác biệt giữa các doanh nghiệp tăng cổ tức và các doanh nghiệp giảm cổ tức. Cụ thể, với trường hợp cổ tức tăng thì tồn tại mối tương quan cùng chiều và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% (hệ số Beta bằng 0,00525). Ngược lại, hệ số beta trường hợp giảm cổ tức có giá trị âm và không có ý nghĩa thống kê (hệ số Beta= -0,00538). Kết quả này cho thấy khả năng sinh lợi trên tài sản của các doanh nghiệp tăng cổ tức vẫn được duy trì 2 năm sau đó, tuy nhiên chưa đủ căn cứ khẳng định khả năng sinh lợi trên tài sản của các doanh nghiệp giảm cổ tức sẽ đảo chiều tăng trở lại sau 2 năm giảm cổ tức. Như vậy, với biến phụ thuộc là thay đổi thu nhập trên tổng tài sản, kết quả hồi quy với T=2 tìm ra bằng chứng ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ tức, nhưng không ủng hộ giả thuyết H2.
Tóm lại, khi thay biến phụ thuộc bằng thay đổi ROA nghiên cứu cũng tìm thấy minh chứng ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ tức. Kết quả này khác với kết quả nghiên cứu của Grullon & cộng sự (2005) trên thị trường chứng khoán Mỹ rằng tồn tại mối quan hệ ngược chiều giữa thay đổi cổ tức và thay đổi ROA 2 năm sau khi thay đổi cổ tức, nghiên cứu của Choi & cộng sự (2011) kết luận thay đổi cổ tức chỉ có ý nghĩa dự báo thay đổi ROA của doanh nghiệp 1 năm tiếp theo trong trường hợp cổ tức giảm, nhưng không có ý nghĩa giải thích trường hợp cổ tức tăng.
➢Kết quả phân tích Robust của DNNN và DNTN
Kết quả phân tích Robust với biến phụ thuộc là thay đổi thu nhập trên tài sản của doanh nghiệp do nhà nước kiểm soát và doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát trong bảng
4.10 cho thấy:
Trường hợp thay đổi cổ tức của các doanh nghiệp do nhà nước kiểm soát chỉ có ý nghĩa tương quan với thay đổi ROA khi cổ tức giảm. Cụ thể, tương quan cùng chiều với T=1 (hệ số Beta bằng 0,0178, mức ý nghĩa 5%) và tương quan ngược chiều với T=2 (hệ số beta là -0,0139, mức ý nghĩa 10%). Trường hợp cổ tức tăng đều cho hệ số Beta âm nhưng không có ý nghĩa giải thích. Kết quả này cho thấy khi khả năng sinh lợi tương lai được đo bằng biến động thu nhập trên sản thì các công ty Nhà nước kiểm soát ủng hộ giả thuyết H1 khi cổ tức giảm, nhưng không ủng hộ trường hợp cổ tức tăng, đồng thời ủng hộ giả thuyết H2. Kết quả này có sự khác biệt khi kiểm định mối tương quan trên với biến phụ thuộc là thay đổi lợi nhuận (Et
- Et-1)/B-1. Cụ thể, với biến độc lập là (Et - Et-1)/B-1, không thấy bằng chứng ủng hộ giả thuyết H1 và không ủng hộ giả thuyết H2 của các doanh nghiệp do nhà nước kiểm soát.
Trường hợp doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát, tồn tại mối tương quan cùng chiều và có ý nghĩa với thay đổi ROA trong cả 2 trường hợp cổ tức tăng và cổ tức giảm khi T=1. Kết quả này cho thấy, các doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát cũng ủng hộ giả thuyết H1 khi thay biến phụ thuộc bằng thay đổi thu nhập trên tài sản. Ngoài ra, cổ tức tăng còn có tương quan tích cực với thay đổi ROA khi T=2 (hệ số Beta bằng 0,00768, mức ý nghĩa 5%), nghĩa là ủng hộ nội dung lý thuyết tín hiệu cổ tức 2 năm sau khi doanh nghiệp tăng cổ tức. Kết quả này không được tìm thấy trong mô hình hồi quy với biến độc lập là thay đổi lợi nhuận (Et - Et-1)/B-1. Bên cạnh đó, kết quả hồi quy mối quan hệ giữa giảm cổ tức và thay đổi khả năng sinh lợi với T=2 của các doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát không có ý nghĩa thống. Do đó, chưa đủ căn cứ kết luận thu nhập trên tài sản của doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát sẽ tăng trở lại sau 2 năm giảm cổ tức.
➢Kết quả phân tích Robust sau khi kiểm soát hoạt động MLCP trên trị trường
Bảng 4.10: Kết quả phân tích Robust với DN có MLCP và DN không MLCP
T=1 | T=2 | |||
MLCP | No MLCP | MLCP | No MLCP | |
DPC.∆DIV0 | 0,0109 | 0,00267 | 0,0153* | 0,00427* |
DNC.∆DIV0 | 0,0413 | 0,0115** | -0,0389 | -0,00329 |
ROAt-1 | -0,668*** | -0,522*** | -0,707*** | -0,504*** |
ROA0– ROA-1 | -0,0558 | 0,0577 | -0,103 | -0,0906** |
SIZE0 | 0,00073 | -0,0214*** | -0,0487** | -0,0116 |
MTB0 | -0,00054 | 0,00441 | -0,00511 | 0,00763 |
GROW0 | -0,0209 | 0,00241 | -0,00292 | 0,0002 |
Hằng số | 0,0446 | 0,608*** | 1,375** | 0,338* |
R2 | 0,227 | 0,167 | 0,560 | 0,182 |
Robust standard errors in parentheses *** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1
Nguồn: Tính toán của tác giả
Bảng 4.10 trình bày kết quả hồi quy mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và thay
đổi ROA 2 năm tiếp theo trong 2 trường hợp: (1) Công ty thay đổi cổ tức và có mua lại cổ phiếu trên thị trường; (2) công ty thay đổi cổ tức nhưng không mua lại cổ phiếu. Kết quả hồi quy cho thấy:
Với T=1, trường hợp doanh nghiệp thay đổi cổ tức và mua lại cổ phiếu trên thị trường trong năm thay đổi cổ tức đều có mối quan hệ cùng chiều với thay đổi ROA 1 năm tiếp theo. Cụ thể, hệ số Beta của biến tăng (giảm) cổ tức bằng 0,0109 (0,0413), nhưng cả 2 hệ số này đều không có ý nghĩa thống kê. Nghĩa là chưa đủ căn cứ khẳng định các doanh nghiệp này có thu nhập trên tài sản năm tiếp theo sẽ tăng (giảm). Trường hợp doanh nghiệp thay đổi cổ tức và không mua lại cổ phiếu trên thị trường trong năm thay đổi cổ tức, hệ số Beta của biến tăng (giảm) cổ tức vẫn có giá trị dương (0,00267 và 0,0115) nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê khi cổ tức giảm (mức ý nghĩa 5%). Hàm ý tăng cổ tức của các doanh nghiệp này chưa khẳng định được thay đổi ROA năm tiếp theo, nhưng giảm cổ tức thì thu nhập trên tài sản năm sau sẽ giảm. Như vậy, thay đổi cổ tức và mua lại cổ phiếu trong năm thay đổi cổ tức không ủng hộ giả thuyết H1. Trong khi đó, doanh nghiệp thay đổi cổ tức và không mua lại cổ phiếu trên thị trường trong năm thay đổi cổ tức chỉ ủng hộ giả thuyết H1 khi doanh nghiệp giảm cổ tức, không ủng hộ giả thuyết H1 khi doanh nghiệp tăng cổ tức.
Khi T=2, kết quả mối tương giữa thay đổi cổ tức và thay đổi ROA của 2 nhóm doanh nghiệp trên tương đồng nhau. Cụ thể, với các doanh nghiệp tăng cổ tức đều có mối tương quan cùng chiều với thay đổi ROA 2 năm tiếp theo, mức ý nghĩa 10%; các doanh nghiệp giảm cổ tức có tương quan ngược chiều với thay đổi ROA 2 năm tiếp theo nhưng không có ý nghĩa giải thích. Như vậy, chưa đủ bằng chứng khẳng định ROA của các doanh nghiệp có cổ tức giảm sẽ tăng trở lại sau 2 năm giảm cổ tức, nhưng các doanh nghiệp tăng cổ tức sẽ có khả năng sinh lợi 2 năm sau tăng.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Nội dung chương 4 trình bày kết quả kiểm định mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả nghiên cứu cho thấy thay đổi cổ tức là một thông tin hữu ích giúp nhà đầu tư dự báo khả năng sinh lợi một năm tiếp theo của doanh nghiệp. Nói cách khác, thực nghiệm tại TTCK Việt Nam đã ủng hộ lý thuyết tín hiệu với T=1. Tuy nhiên, trường hợp doanh nghiệp giảm cổ tức thì khả năng lợi nhuận sẽ bật tăng trở lại sau 2 năm giảm cổ tức. Kết quả này ngược lại với tín hiệu cổ tức.
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam cho thấy mối tương quan trên có sự khác nhau giữa các ngành. Cụ thể, đối với các doanh nghiệp thuộc ngành công nghiệp ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ tức trong cả trường hợp cổ tức tăng và cổ tức giảm với T=1, nhưng các ngành khác chỉ ủng hộ tín hiệu cổ tức trong trường hợp cổ tức tăng. Ngoài ra, các ngành khác (trừ ngành công nghiệp) thì khả năng sinh lợi có thể bật tăng trở lại sau 2 năm giảm cổ tức. Nghiên cứu cũng chỉ ra mối tương quan trên có sự khác nhau giữa 2 nhóm: công ty do Nhà nước kiểm soát và công ty do tư nhân kiểm soát. Công ty do Nhà nước kiểm soát thì không ủng hộ giả thuyết H1 về tín hiệu cổ tức và không ủng hộ giả thuyết H2. Ngược lại, nếu công ty do tư nhân kiểm soát thì ủng hộ mạnh mẽ giả thuyết H1 về tín hiệu cổ tức trong cả 2 trường hợp cổ tức tăng và cổ tức giảm, đồng thời ủng hộ giả thuyết H2 rằng khả năng sinh lợi của doanh nghiệp sẽ tăng trở lại sau 2 năm giảm cổ tức.
Bên cạnh đó, khi tác giả kiểm soát hoạt động mua lại cổ phiếu trên thị trường trong năm thay đổi cổ tức thì sẽ làm thay đổi tín hiệu cổ tức. Cụ thể, nếu doanh nghiệp thay đổi cổ tức và có mua lại cổ phiếu trên thị trường trong năm thay đổi cổ tức thì sẽ làm giảm nội dung thông tin về khả năng sinh lợi tương lai của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Trong khi đó, nếu doanh nghiệp thay đổi cổ tức và không mua lại cổ phiếu thì ủng hộ mạnh mẽ nội dung lý thuyết tín hiệu cổ tức.
Cuối cùng, luận án thực hiện phân tích Robust với biến phụ thuộc là thay đổi thu nhập trên tổng tài sản (ROA). Kết quả hồi quy cũng ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ tức trên TTCK Việt Nam.
CHƯƠNG 5:
KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ
5.1. Kết luận
Đa phần các nhà đầu tư cá nhân không phải là cổ đông chiến lược trong doanh nghiệp, do đó họ không có được nhiều tiếng nói trong công ty. Vì vậy, việc nhận cổ tức không chỉ mang lại ý nghĩa về mặt lợi nhuận tài chính đơn thuần, mà còn là một sự cam kết của công ty đại chúng đối với quyền lợi của các cổ đông nhỏ. Công ty duy trì trả cổ tức ổn định hay không ổn định sẽ ảnh hưởng đến quan điểm của nhà đầu tư, từ đó có thể tác động đến giá cổ phiếu trên thị trường, ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp.
Ngoài cổ tức, chênh lệch giữa giá mua và giá bán cổ phiếu là một khoản thu nhập được hầu hết các nhà đầu tư mong đợi. Một trong các nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu trên thị trường là kỳ vọng về lợi nhuận hay khả năng sinh lời tương lai. Tuy nhiên, câu hỏi làm thế nào để dự báo được lợi nhuận hay khả năng sinh lời các năm tiếp theo của doanh nghiệp là một vấn đề khó khăn đối với các nhà đầu tư. Cho đến nay, việc tìm kiếm các nguồn thông tin giúp trả lời câu hỏi trên luôn thu hút sự quan tâm của nhiều học giả và nhà đầu tư. Lý thuyết tín hiệu cổ tức được đề cập trong nghiên cứu của Bhattacharya (1979), Miller & Rock (1985), John & Williams (1985) cho rằng thay đổi cổ tức chứa đựng thông tin về lợi nhuận hay khả năng sinh lợi tương lai của doanh nghiệp. Các nhà quản lý sử dụng thay đổi cổ tức để truyền tải thông tin về dòng tiền tới các nhà đầu tư. Tăng cổ tức cho biết thông tin tích cực về lợi nhuận hiện tại và triển vọng lợi nhuận tương lai của doanh nghiệp, ngược lại giảm cổ tức nói lên thông tin tiêu cực về khả năng sinh lợi tương lai của doanh nghiệp. Chính vì vậy, việc kiểm định và tìm ra bằng chứng ủng hộ nội dung của lý thuyết này có ý nghĩa rất lớn đối với nhà đầu tư, giúp họ đưa ra các dự báo về triển vọng tương lai của doanh nghiệp, từ đó đưa ra quyết định đầu tư phù hợp.
Nhiều nghiên cứu thực nghiệm về tín hiệu cổ tức đã được thực hiện tại các thị trường tài chính phát triển và thị trường mới nổi, nhưng cho kết quả khác nhau. Tuy nhiên, bằng chứng tại các thị trường chứng khoán cận biên còn hạn chế. Từ năm 2000, nền kinh tế thế giới và kinh tế Việt Nam có nhiều biến động, đặc biệt là khủng hoảng kinh tế toàn cầu năm 2007 đã ảnh hưởng lớn đến hoạt động của thị trường chứng khoán và hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp, làm cổ tức của doanh nghiệp Việt Nam cũng có nhiều thay đổi. Việc tìm kiếm các thông tin giúp các nhà đầu tư tại Việt Nam đưa ra quyết định đầu tư phù hợp luôn là điều được các nhà đầu tư
mong đợi.
Luận án được thực hiện nhằm tìm ra câu trả lời cho lý thuyết tín hiệu cổ tức tại TTCK Việt Nam nói chung và trong các trường hợp cụ thể. Để thực hiện mục tiêu trên, trước hết chương 1 của luận án đã trình bày tổng quan các công trình nghiên cứu và cơ sở lý thuyết về mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Chương 2 của luận án phân tích thực trạng cổ tức, thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp giai đoạn 2008-2017, đồng thời phân tích mối quan hệ định tính giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam. Tiếp theo, chương 3 mô tả phương pháp nghiên cứu. Chương 4 luận án kiểm định mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam. Các kết luận được rút ra từ kết quả nghiên cứu như sau:
5.1.1. Tóm tắt kết quả nghiên cứu về mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai.
Qua kết quả kiểm định mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm sau khi thay đổi cổ tức của các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, có thể rút ra các kết luận sau:
5.1.1.1. Biến phụ thuộc là (Et – Et-1)/B-1
- Mối quan hệ với thay đổi cổ tức
Nghiên cứu tìm thấy bằng chứng thực nghiệm ủng hộ lý thuyết tín hiệu với T=1 trên thị trường chứng khoán Việt Nam, nghĩa là thay đổi cổ tức là một thông tin hữu ích cho nhà đầu tư để dự báo khả năng sinh lợi trong năm tiếp theo của doanh nghiệp: Tăng cổ tức hàm ý rằng lợi nhuận năm sau của doanh nghiệp sẽ tăng, giảm cổ tức hàm ý rằng lợi nhuận năm sau của doanh nghiệp sẽ giảm. Tuy nhiên, mức lợi nhuận giảm lớn hơn mức lợi nhuận tăng.
Ngoài ra, với các doanh nghiệp giảm cổ tức thì khả năng lợi nhuận bật tăng trở lại sau 2 năm. Kết quả này ngược lại với lý thuyết tín hiệu và có sự khác biệt với kết quả được tìm thấy trên thị trường chứng khoán Mỹ của Nisim & Ziv (2001) là thay đổi cổ tức có quan hệ cùng chiều với thay đổi lợi nhuận 2 năm tiếp theo, kết quả trên TTCK Trung Quốc của Zera & cộng sự (2014) chỉ ủng hộ lý thuyết tín hiệu khi cổ tức tăng. Điều này có thể giải thích như sau: tại thị trường chứng khoán phát triển như Mỹ các quy định về trả cổ tức hằng năm khá chặt chẽ và các nhà quản lý chịu áp lực lớn trong việc chi trả cổ tức, cho nên nếu lợi nhuận của doanh nghiệp tăng không đủ lớn
thì các doanh nghiệp thường cố gắng duy trì mức cổ tức. Nói cách khác các nhà quản lý chỉ tăng cổ tức khi họ tin rằng dòng tiền trong tương lai sẽ bù đắp được việc trả cổ tức cao hơn. Ngược lại, giảm cổ tức là lựa chọn cuối cùng của các nhà quản lý doanh nghiệp (Lintner, 1956). Một số nghiên cứu về biến động cổ tức được thực hiện trên TTCK Mỹ cho thấy số lượng các quan sát giảm cổ tức thấp hơn nhiều so với trường hợp cổ tức không đổi và cổ tức tăng. Dữ liệu nghiên cứu của Nisim & Ziv (2001) gồm 31.806 quan sát: 697 trường hợp cổ tức giảm, 12.105 trường hợp cổ tức tăng và
19.004 trường hợp cổ tức không đổi. Nghiên cứu của Grullon & cộng sự (2005) gồm 974 quan sát giảm cổ tức, 14.235 quan sát tăng cổ tức và 23.334 quan sát có cổ tức không đổi. Nghiên cứu của Liu & Chen (2015) với dữ liệu gồm các sự kiện thay đổi cổ tức từ năm 1981 đến năm 2009 gồm: 3.653 quan sát giảm cổ tức, 11.537 quan sát tăng cổ tức và 131 quan sát không thay đổi cổ tức. Như vậy, các công ty của Mỹ thường áp dụng chính sách cổ tức ổn định. Do đó, việc thay đổi cổ tức tại TTCK Mỹ có thể cung cấp nhiều thông tin đến nhà đầu tư và dự báo triển vọng trong thời gian dài hơn.
Tại Trung Quốc, theo Zera & cộng sự (2014) lý thuyết tín hiệu không được tìm thấy khi cổ tức giảm, lý do có thể bắt nguồn từ quy định chặt chẽ của Ủy ban điều tiết chứng khoán Trung Quốc liên quan đến thanh toán cổ tức bằng tiền mặt của các công ty niêm yết, được đưa ra năm 2001. Theo quy định mới này, tất cả các công ty niêm yết cần phải trả cổ tức bằng tiền mặt cho các cổ đông của họ trong ba năm liên tiếp trước khi phát hành thứ cấp trên thị trường. Quy định này ngầm buộc các công ty trả cổ tức bằng tiền cho các cổ đông để tăng cường bảo vệ nhà đầu tư. Cơ quan quản lý chứng khoán Trung Quốc đã đưa ra cảnh báo sẽ thực hiện các biện pháp điều tiết cần thiết nếu các công ty áp dụng chính sách cổ tức không phù hợp. Do đó, thanh toán cổ tức bằng tiền đang trở thành một thông lệ phổ biến ở các công ty giao dịch trên TTCK và một chính sách cổ tức hợp lý trở thành một yếu tố quan trọng đối với các công ty niêm yết trên TTCK Trung Quốc. Vì vậy, một doanh nghiệp tại Trung Quốc trả cổ tức bằng tiền có thể không xuất phát từ động cơ truyền thông tin, mà do thực hiện quy định của Chính phủ. Điều này gây nhiễu thông tin từ cổ tức khi nghiên cứu thực nghiệm trên TTCK Trung Quốc.
Tại Việt Nam, quy định về trả cổ tức được đề cập trong Điều 132, Luật Doanh nghiệp (2014) như sau:
“1. Cổ tức trả cho cổ phần ưu đãi được thực hiện theo các điều kiện áp dụng riêng cho mỗi loại cổ phần ưu đãi.
2. Cổ tức trả cho cổ phần phổ thông được xác định căn cứ vào số lợi nhuận ròng đã thực hiện và khoản chi trả cổ tức được trích từ nguồn lợi nhuận giữ lại của công ty.
Công ty cổ phần chỉ được trả cổ tức của cổ phần phổ thông khi có đủ các điều kiện sau
đây:
a) Công ty đã hoàn thành nghĩa vụ thuế và các nghĩa vụ tài chính khác theo quy
định của pháp luật;
b) Đã trích lập các quỹ công ty và bù đắp đủ lỗ trước đó theo quy định của pháp luật và Điều lệ công ty;
c) Ngay sau khi trả hết số cổ tức đã định, công ty vẫn bảo đảm thanh toán đủ các khoản nợ và nghĩa vụ tài sản khác đến hạn.
3. Cổ tức có thể được chi trả bằng tiền mặt, bằng cổ phần của công ty hoặc bằng tài sản khác quy định tại Điều lệ công ty. Nếu chi trả bằng tiền mặt thì phải được thực hiện bằng Đồng Việt Nam và có thể được chi trả bằng séc, chuyển khoản hoặc lệnh trả tiền gửi bằng bưu điện đến địa chỉ thường trú hoặc địa chỉ liên lạc của cổ đông.”
Khoản 2, Điều 135, Luật Doanh nghiệp (2014) quy định: “Đại hội đồng cổ đông có quyền đưa ra các quyết định về mức cổ tức của từng loại cổ phần”. Như vậy, các quy định pháp luật của Việt Nam về trả cổ tức cho cổ đông của công ty cổ phần chưa đưa ra yêu cầu bắt buộc doanh nghiệp phải trả cổ tức, đặc biệt là trả cổ tức bằng tiền cho cổ đông khi doanh nghiệp có lợi nhuận. Chính sách cổ tức của các công ty cổ phần tại Việt Nam phụ thuộc vào quyết định của Đại hội đồng cổ đông, dựa trên lợi nhuận sau thuế và tình hình hoạt động của doanh nghiệp. Hội đồng quản trị đưa ra kiến nghị mức cổ tức được trả; quyết định thời hạn và thủ tục trả cổ tức hoặc xử lý lỗ phát sinh trong quá trình kinh doanh. Thông qua các quy định trên cho thấy các nhà quản lý doanh nghiệp tại Việt Nam ít chịu áp lực phải duy trì mức cổ tức bằng tiền ổn định như tại một số thị trường tài chính phát triển trên thế giới, dẫn đến chính sách cổ tức của các doanh nghiệp Việt Nam có nhiều biến động, phụ thuộc vào kết quả kinh doanh và chiến lược của từng công ty tại các thời điểm khác nhau. Vì vậy, các tín hiệu mà nhà quản lý truyền tải đến nhà đầu tư bên ngoài thông qua thay đổi cổ tức thường mang tính ngắn hạn (trong 1 năm).
- Mối quan hệ với lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu năm trước (ROEt-1)
Kết quả các mô hình nghiên cứu cho thấy lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu của năm trước (ROEt-1) có ảnh hưởng ngược chiều đến thay đổi lợi nhuận năm sau của doanh nghiệp. Kết quả này cũng tương đồng với nhiều nghiên cứu trên thế giới như Nissim & Ziv (2001), Grullon & cộng sự (2005), Choi & cộng sự (2011). Kết quả này có thể giải thích do ROE là chỉ tiêu hoàn vốn cổ phần nên ROE cao dự báo thu nhập giảm, còn ROE thấp dự báo thu nhập tăng. Vì vậy, doanh nghiệp có ROE cao (hay
thấp) thường có thu nhập giảm (hay tăng) hơn so với các doanh nghiệp khác.
- Mối quan hệ với quy mô doanh nghiệp, cơ hội đầu tư và tốc độ tăng trưởng.
Luận án đã bổ sung 3 biến kiểm soát vào mô hình gồm: quy mô doanh nghiệp (SIZE), cơ hội đầu tư (MTB) và tốc độ tăng trưởng (GROW). Kết quả hồi quy mô hình mở rộng cho thấy quy mô doanh nghiệp có ảnh hưởng tiêu cực đến sự thay đổi khả năng sinh lợi của doanh nghiệp trong 2 năm sau khi thay đổi cổ tức. Nghĩa là khi doanh nghiệp có quy mô nhỏ thì biên độ gia tăng khả năng sinh lợi các năm sau lớn hơn và ngược lại các doanh nghiệp có quy càng lớn thì biên độ gia tăng khả năng sinh lời sẽ giảm dần. Mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô và khả năng sinh lợi của doanh nghiệp cũng được tìm thấy trong nhiều nghiên cứu như: Ramasamy & cộng sự (2005) thực hiện với các doanh nghiệp trong lĩnh vực dầu mỏ ở Malaysia, Sharma & Kumar (2011) thực hiện trên TTCK Ấn Độ, Salman & Yazdanfar (2012) thực hiện trên TTCK Thụy Điển. Điều này có thể được giải thích do các doanh nghiệp có quy mô tài sản lớn thì vấn đề quản lý tài sản và bộ máy tổ chức sẽ gặp nhiều khó khăn hơn, nên ảnh hưởng đến hiệu quả sử dụng tài sản hoặc vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp này. Bên cạnh đó, một số tác giả lại tìm thấy mối tương quan tích cực hoặc không có tương quan giữa quy mô và KNSL của doanh nghiệp: Hồ Thị Hồng Minh & Nguyễn Thị Cành (2015) không tìm thấy minh chứng về tác động của biến quy mô đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp (ROA và ROE), Bùi Ngọc Toản (2016) tìm thấy tương quan tích cực giữa quy mô doanh nghiệp và khả năng sinh lợi trên tài sản (ROA) của các doanh nghiệp ngành bất động sản, Lê Thị Nhu (2018) cũng kết luận quy mô doanh nghiệp có ảnh hưởng tích cực đến khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp xây dựng niêm yết trên TTCK Việt Nam. Như vậy, có thể thấy kết quả về ảnh hưởng của quy mô đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp không đồng nhất giữa các nghiên cứu, phụ thuộc vào đặc điểm của từng ngành nghề khác nhau. Tuy nhiên, điểm chung của các nghiên cứu trên đều đánh giá mối tương quan giữa quy mô doanh nghiệp và khả năng sinh lợi (đo lường thông qua biến ROA hoặc ROE), mà không xem xét ảnh hưởng của biến quy mô đến sự thay đổi khả năng sinh lợi của các năm tiếp theo. Vì vậy, kết luận của luận án góp phần cung cấp thông tin hữu ích cho nhà quản lý doanh nghiệp và nhà đầu tư.
Trong khi đó, cơ hội đầu tư và tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp trong năm thay đổi cổ tức có ảnh hưởng tích cực đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp trong 1 năm tiếp theo. Kết quả này nói lên các doanh nghiệp có nhiều cơ hội đầu tư và đang trong giai đoạn tăng trưởng cao thì sự gia tăng về khả năng sinh lợi sẽ cao hơn các doanh nghiệp có ít cơ hội đầu tư và tăng trưởng thấp. Tác giả Võ Thị Lệ Huyền (2015)