tiếp theo; Lie (2005) cho rằng hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp vẫn bình thường sau khi giảm cổ tức, nghiên cứu của Jensen (2010) khẳng định lợi nhuận của doanh nghiệp bật lại sau năm giảm cổ tức.
Như vậy, kết quả nghiên cứu thực nghiệm với MH2 đã 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 tiếp theo của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán; đồng thời ủng hộ giả thuyết H2: Tại Việt Nam, giảm cổ tức có mối tương quan ngược chiều (-) với khả năng sinh lợi 2 năm sau khi giảm cổ tức của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán. Kết quả này có sự khác biệt với kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Nissim & Ziv (2001) ủng hộ lý thuyết tín hiệu với t=1 và t=2 trên TTCK Mỹ, Harada & Nguyen (2005) cũng ủng hộ giả thuyết tín hiệu cho rằng thay đổi cổ tức có tương quan cùng chiều với thay đổi lợi nhuận các năm sau trên thị trường chứng khoán Nhật Bản; Grullon & cộng sự (2005) nghiên cứu thị trường chứng khoán Mỹ và Reza & cộng sự (2014) nghiên cứu thị trường chứng khoán Trung Quốc ủng hộ tín hiệu cổ tức trong trường hợp cổ tức tăng, nhưng không tìm thấy ý nghĩa khi cổ tức giảm. Ngược lại, Choi & cộng sự (2011) nghiên cứu trên thị trường chứng khoán Hàn Quốc lại chỉ tìm thấy minh chứng về lý thuyết tín hiệu trong trường hợp cổ tức giảm với t=1, nhưng không tìm thấy mối quan hệ giữa tăng cổ tức và thay đổi lợi nhuận các năm sau.
Trong mô hình 3 (MH3), khi bổ sung biến trễ của các biến độc lập và biến phụ thuộc trong MH1 vào mô hình để kiểm soát vấn đề tự tương quan với dữ liệu thời gian (Choi & cộng sự, 2011) cũng cho kết quả thay đổi cổ tức (∆DIV0) có mối quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa ở mức 5% với thay đổi khả năng sinh lợi 1 năm sau trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Hệ số Beta với t=1 bằng 0,0191. Tuy nhiên, với T=2 hệ số Beta vẫn có giá trị dương nhưng không còn ý nghĩa. Như vậy, kết quả hồi quy MH3 cũng ủng hộ giả thuyết H1.
➢Mối quan hệ của ROEt-1 và khả năng sinh lợi tương lai:
Kết quả hồi quy 3 mô hình (MH1, MH2 và MH3) đều cho thấy hệ số Beta của biến ROEt-1 đều có giá trị âm, mức ý nghĩa 1% với T=1 và T=2. Hệ số Beta khi T=1 và T=2 tương ứng trong MH1 bằng -0,610 và -0,656; trong MH2 bằng -0,678 và -0,626; trong MH3 bằng -1,258 và -0,920. Do đó, khả năng sinh lợi trên vốn chủ sở hữu của năm trước có ảnh hưởng ngược chiều đến khả năng sinh lợi năm sau của các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, nghĩa là khi ROE tăng thì khả năng sinh lợi năm sau có xu hướng giảm và ngược lại. Kết luận này cũng được tìm thấy
trong nhiều nghiên cứu trước như Nissim & Ziv (2001), Grullon & cộng sự (2005), Choi & cộng sự (2011), Reza & cộng sự (2014).
➢Mối quan hệ của (E0 – E-1)/B-1 và khả năng sinh lợi tương lai:
Kết quả hồi quy mô hình 2 cho thấy biến (E0 – E-1)/B-1 có tương quan cùng chiều với thay đổi khả năng sinh lợi 1 năm sau (hệ số Beta = 0,0673 với t=1), nhưng có tương quan ngược chiều với khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo (hệ số Beta = -0,0815). Tuy nhiên, cả 2 hệ số trên đều không có ý nghĩa thống kê. Do vậy, chưa đủ căn cứ kết luận biến động về lợi nhuận năm hiện tại có ảnh hưởng đến dự báo triển vọng tương lai của các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Kết quả hồi quy mô hình 3 sau khi thêm biến trễ của thay đổi cổ tức (∆DIV-1) và biến trễ của thu nhập trên vốn chủ sở hữu (ROEt-2) vào mô hình, đã tìm thấy tác động tích cực của (E0 – E-1)/B-1 đến thay đổi thu nhập của năm tiếp theo, mức ý nghĩa 5% (hệ số beta= 0,531), nhưng chưa đủ căn cứ để khẳng định biến động về lợi nhuận năm hiện tại có ảnh hưởng đến lợi nhuận 2 năm tiếp theo.
4.2.1.2. Kết quả hồi quy mô hình dạng phi tuyến tính (Mô hình 4)
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy mô hình 4
MH4 | ||
T=1 | T=2 | |
DPC.∆DIV0 | 0,0287*** | 0,0108 |
DNC.∆DIV0 | 0,0226* | -0,0597*** |
β1 | -0,361 | -0,103 |
β2 | -0,794** | -0,704* |
β3 | 1,165 | 0,154 |
β4 | 0,479 | -0,803 |
λ1 | -0,0413 | -0,273** |
λ2 | 0,642*** | 0,540** |
λ3 | -0,377 | 1,923** |
λ4 | -0,279 | -0,0465 |
α0 | 0,00840 | -0,0111 |
R-squared | 0,175 | 0,182 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Roa Và Roe Của Các Doanh Nghiệp Niêm Yết Trên Ttck Việt Nam Giai -
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 -
Phân Tích Robust Với Biến Phụ Thuộc Là Thay Đổi Thu Nhập Trên Tổng Tài Sản -
Biến Phụ Thuộc Là Thay Đổi Roa (Roa T – Roa T-1 ) -
Những Hạn Chế Của Luận Án Và Hướng Nghiên Cứu Tiếp Theo
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
Kết quả hồi quy mô hình dạng phi tuyến tính (MH4) tương đồng với kết quả hồi quy dạng mô hình tuyến tính được đưa ra bởi Nissim & Ziv (2001) (MH2). Cụ thể như sau:
Kết quả MH4 khi T=1 cho thấy, hệ số Beta của biến cổ tức tăng và cổ tức giảm đều có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê. Hệ số Beta trường hợp cổ tức tăng bằng 0,0287, mức ý nghĩa 1%. Hệ số Beta trường hợp cổ tức giảm bằng 0,0226, mức ý nghĩa 10%. Trong khi đó, kết quả hồi quy hệ số Beta trường hợp cổ tức tăng và cổ tức giảm trong mô hình hồi quy tuyến tính MH2 cũng có giá trị dương (0,0201 và 0,0366) (bảng 4.2) và có ý nghĩa thống kê. Kết quả này cho thấy thay đổi cổ tức (cổ tức tăng hoặc cổ tức giảm) có mối tương quan cùng chiều với biến động khả năng sinh lợi 1 năm sau của các công ty phi tài chính niêm yết trên TTCK Việt Nam. Như vậy, bằng chứng thực nghiệm tại TTCK Việt Nam với dạng mô hình phi tuyến tính cũng ủng hộ giả thuyết H1.
Khi T=2, kết quả MH4 cho giá trị hệ số Beta trong trường hợp cổ tức tăng có giá trị dương (α1 = 0,0108) nhưng không có ý nghĩa thống kê, ngược lại trường hợp cổ tức giảm có giá trị âm (α2 = -0,0597) và có ý nghĩa ở mức 1%. Kết quả này cũng được tìm thấy trong MH2, trường hợp cổ tức tăng bằng 0,0103 và cổ tức giảm bằng -0,0367 (bảng 4.2). Như vậy, các công ty giảm cổ tức thì khả năng lợi nhuận 2 năm sau khi giảm cổ tức sẽ hồi phục và tăng trở lại, nhưng chưa đủ căn cứ để kết luận về khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp có cổ tức tăng. Kết quả hồi quy MH4 cũng ủng hộ giả thuyết H2: tại Việt Nam, giảm cổ tức có mối tương quan ngược chiều (-) với khả năng sinh lợi 2 năm sau khi giảm cổ tức (T=2) của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán. Kết luận này ngược lại với nội dung tín hiệu cổ tức.
Kết quả mô hình phi tuyến tính trên TTCK Việt Nam có sự khác biệt so với các kết quả mô hình phi tuyến tính trong các nghiên cứu đã được thực hiện trên thế giới. Nhiều nghiên cứu trước không tìm thấy mối tương quan có ý nghĩa giữa thay đổi cổ tức và KNSL các năm sau với dạng mô hình phi tuyến tính. Grullon & cộng sự (2005) nghiên cứu trên thị trường chứng khoán Mỹ, Reza & cộng sự (2014) thực hiện trên thị trường chứng khoán Trung Quốc đều ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ tức với mô hình tuyến tính, nhưng lại không tìm thấy bằng chứng ủng hộ tín hiệu cổ tức khi thực hiện với mô hình dạng phi tuyến tính. Nghiên cứu của Choi & cộng sự (2011) trên thị trường chứng khoán Hàn Quốc với dạng mô hình phi tuyến tính thì không tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa khi hồi quy toàn bộ dữ liệu, nhưng khi tác giả chia dữ liệu thành các nhóm riêng thì tìm thấy minh chứng về tín hiệu cổ tức trong nhóm các doanh
nghiệp có tốc độ tăng trưởng thấp và tại các doanh nghiệp không theo mô hình tập
đoàn.
Như vậy, từ kết quả hồi quy MH2 và MH4 ở trên cho thấy không có sự khác biệt đáng kể giữa mô hình hồi quy dạng tuyến tính và mô hình hồi quy dạng phi tuyến tính (đều ủng hộ giả thuyết H1 và giả thuyết H2). Do đó, trong các phần tiếp theo của luận án, tác giả sẽ sử dụng mô hình hồi quy với giả định thu nhập đảo chiều theo hàm tuyến tính để kiểm định mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
4.2.1.3. Kết quả hồi quy mô hình dạng tuyến tính mở rộng (MH5)
Mô hình hồi quy dạng tuyến tính được mở rộng từ mô hình của Nissim & Ziv (2001) như sau:
MH5: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1DPC.∆DIV0 + α2DNC.∆DIV0 + α3ROEt-1
+ α4(E0 – E-1)/B-1 + α5SIZE0+ α6MTB0 + α7GROW0 + εt
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy mô hình 5
MH5 | ||
T=1 | T=2 | |
DPC.∆DIV0 | 0,0192*** (0,0067) | 0,0114 (0,0092) |
DNC.∆DIV0 | 0,0260** (0,0125) | -0,0418*** (0,0142) |
ROEt-1 | -0,765*** (0,0764) | -0,658*** (0,0946) |
(E0 – E-1)/B-1 | 0,0749 (0,0750) | -0,0791 (0,0603) |
SIZE0 | -0,0901*** (0,0207) | -0,0705*** (0,0254) |
MTB0 | 0,0182* (0,0102) | 0,0192 (0,0119) |
GROW0 | 0,0672*** (0,0251) | 0,0162 (0,0221) |
Hằng số | 2,527*** (0,557) | 1,970*** (0,684) |
R-squared | 0,192 | 0,194 |
Robust standard errors in parentheses *** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1
Nguồn: Tính toán của tác giả
Từ kết quả hồi quy MH2 (bảng 4.2) và kết quả hồi quy MH5 (bảng 4.4) cho thấy khi đưa thêm các biến kiểm soát gồm: Quy mô doanh nghiệp (SIZE), cơ hội đầu tư (MTB) và tốc độ tăng trưởng (GROW) vào mô hình không làm thay đổi mối tương quan giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo, nhưng góp phần làm tăng mức độ giải thích của mô hình. Kết quả hồi quy MH5 như sau:
Hệ số Beta của biến tăng (giảm) cổ tức có tương quan cùng chiều (0,0192 và
0,0260) và có ý nghĩa với thay đổi khả năng sinh lợi 1 năm tiếp theo (T=1). Tuy nhiên, 2 năm sau (T=2), với các doanh nghiệp giảm cổ tức thì khả năng sinh lợi lại đảo chiều tăng (hệ số Beta bằng -0,0418; mức ý nghĩa 1%), với các doanh nghiệp tăng cổ tức thì chưa đủ căn cứ kết luận mối tương quan. Ngoài ra, biến thu nhập trên vốn chủ sở hữu của năm trước (ROEt-1) có ảnh hưởng ngược chiều đến khả năng sinh lợi trong năm tiếp theo. Thay đổi thu nhập trong năm hiện tại (E0 – E-1)/B-1 không có ảnh hưởng đến thay đổi thu nhập của 2 năm tiếp theo. Kết quả này đồng nhất với kết quả MH2. Như vậy, kết quả MH5 cũng ủng hộ giả thuyết H1 và giả thuyết H2 trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Hệ số Beta của biến quy mô (SIZE) đều mang giá trị âm và có ý nghĩa ở mức 1% với T=1 và T=2, tương ứng là -0,0901 và -0,0705. Nghĩa là quy mô doanh nghiệp có ảnh hưởng tiêu cực đến sự thay đổi thu nhập của doanh nghiệp trong 2 năm sau khi thay đổi cổ tức. Nói cách khác, các doanh nghiệp quy mô nhỏ thì mức tăng về khả năng sinh lợi trong 2 năm sau khi thay đổi cổ tức sẽ lớn, ngược lại các doanh nghiệp quy mô lớn thì mức tăng về khả năng sinh lợi 2 năm sau sẽ nhỏ.
Hệ số Beta của biến cơ hội đầu tư (MTB) và tốc độ tăng trưởng (GROW) đều có giá trị dương, nhưng chỉ có ý nghĩa giải thích khi T=1, không có ý nghĩa giải thích khi T=2. Cụ thể khi T=1, hệ số của beta của MTB bằng 0,0182, mức ý nghĩa 10%; hệ số beta của GROW bằng 0,0672, mức ý nghĩa 1%. Do 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 dự báo khả năng sinh lợi của doanh nghiệp trong 1 năm tiếp theo.
Tóm lại, kết quả kiểm định 5 mô hình trên đã tìm thấy minh chứng ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ tức khi T=1 (1 năm sau khi thay đổi cổ tức) và không ủng hộ lý thuyết tín hiệu cổ tức 2 năm sau khi thay đổi cổ tức trên TTCK Việt Nam. Cụ thể, khi T=1, các công ty tăng (hoặc giảm) cổ tức thì khả năng lợi nhuận 1 năm tiếp theo sẽ tăng (hoặc giảm). Khi T=2, các công ty tăng cổ tức thì chưa đủ minh chứng khẳng định khả năng sinh lợi 2 năm tới sẽ tăng, nhưng các công ty giảm cổ tức thì khả năng sinh lợi lại tăng trở lại.
Ngoài ra, từ kết quả hồi quy của 5 mô hình hồi quy trên, tác giả nhận thấy một số đặc điểm sau:
Thứ nhất, tín hiệu cổ tức trong trường hợp cổ tức tăng và cổ tức giảm có sự khác nhau.
Thứ hai, kết quả hồi quy mô hình tuyến tính (MH4) và mô hình phi tuyến tính
(MH2) tương đối đồng nhất (đều ủng hộ giả thuyết H1 và giả thuyết H2).
Thứ ba, Quy mô doanh nghiệp, cơ hội đầu tư và tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp trong năm thay đổi cổ tức có ảnh hưởng đến dự báo khả năng sinh lợi của doanh nghiệp trong tương lai.
Do đó, trong 5 mô hình nghiên cứu trên, mô hình nghiên cứu tổng quát và đầy đủ nhất về mối quan hệ nhân quả giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai trên thị trường chứng khoán Việt Nam là mô hình tuyến tính mở rộng (MH5). Vì vậy, tác giả sẽ sử dụng mô hình tuyến tính 5 để kiểm định mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai của các doanh nghiệp theo các ngành khác nhau; trường hợp doanh nghiệp do Nhà nước kiểm soát và doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát, cũng như kiểm định mối tương quan trong trường hợp doanh nghiệp có thực hiện mua lại cổ phiếu trên thị trường tại năm thay đổi cổ tức; đồng thời vận dựng mô hình 5 để phân tích Robust với biến phụ thuộc là thay đổi thu nhập trên tài sản (ROAt - ROAt-1) nhằm làm rõ hơn tín hiệu cổ tức trên TTCK Việt Nam.
4.2.1.4. Kết quả mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm sau theo ngành
Mỗi ngành nghề khác nhau sẽ có những đặc điểm riêng về quy mô doanh nghiệp, cơ hội đầu tư, tốc độ tăng trưởng... làm ảnh hưởng đến chính sách cổ tức của doanh nghiệp (Baker & Powell, 2000). Qua bảng số liệu mức cổ tức bình quân theo ngành giai đoạn 2008-2016 của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam (bảng 2.8) cũng cho thấy có sự khác nhau về mức cổ tức và sự biến động cổ tức giữa các ngành nghề. Nghiên cứu của tác giả Ngô Thị Quyên (2016) về các nhân tố ảnh hưởng đến chính sách cổ tức trên TTCK Việt Nam cũng kết luận yếu tố ngành nghề kinh doanh có ảnh hưởng đến mức cổ tức của các CTCP niêm yết trên TTCK Việt Nam. Do đó, nội dung lý thuyết tín hiệu cổ tức có thể khác nhau giữa các ngành nghề. Mặt khác, một hạn chế của phương pháp hồi quy tác động cố định là không xem xét được tác động của các nhân tố không đổi theo thời gian, nhưng khác nhau giữa các đơn vị chéo như yếu tố về ngành nghề. Do đó, cần có nghiên cứu cụ thể hơn về mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai theo các ngành nghề.
Luận án sử dụng tiêu chuẩn phân ngành theo ICB mức độ 1 của Stoxplus. Các công ty phi tài chính niêm yết trên TTCK Việt Nam được thành 8 ngành nghề. Theo số liệu bảng 3.3 về số lượng các quan sát trong mẫu nghiên cứu, số lượng các quan sát của ngành công nghiệp là 1007 quan sát (trên tổng số 2193 quan sát), chiếm gần 50% số quan sát trong mẫu nghiên cứu. Tính đến cuối năm 2017, số lượng các công ty niêm
yết trên TTCK Việt Nam của ngành công nghiệp lớn nhất trên toàn thị trường (bảng 2.2). Vì vậy, để so sánh tín hiệu cổ tức giữa các ngành trên TTCK Việt Nam, tác giả chia các quan sát thay đổi cổ tức trong mẫu nghiên cứu thành 2 nhóm: (1) Ngành công nghiệp và (2) các ngành khác.
Tiếp theo, tác giả sử dụng mô hình 5 để kiểm định lý thuyết tín hiệu cổ tức của 2 nhóm ngành trên. Kết quả hồi quy được trình bày trong bảng 4.5.
Bảng 4.5: Kết quả mô hình 5 của DNNN và DNTN
T=1 | T=2 | |||
Ngành công nghiệp | Các ngành khác | Ngành công nghiệp | Các ngành khác | |
DPC.∆DIV0 | 0,0193*** | 0,0177* | 0,00685 | 0,0149 |
(0,00679) | (0,00951) | (0,0110) | (0,0125) | |
DNC.∆DIV0 | 0,0242** | 0,0296 | -0,0284 | -0,0525*** |
(0,0117) | (0,0212) | (0,0204) | (0,0182) | |
ROEt-1 | -0,631*** | -0,844*** | -0,455*** | -0,779*** |
(0,119) | (0,0984) | (0,169) | (0,0977) | |
(E0 – E-1)/B-1 | -0,0867 | 0,134 | 0,0682 | -0,161** |
(0,0722) | (0,101) | (0,0869) | (0,0713) | |
SIZE0 | -0,0556** | -0,136*** | 0,00318 | -0,158*** |
(0,0244) | (0,0343) | (0,0351) | (0,0350) | |
MTB0 | 0,0335** | 0,0207* | -0,0204 | 0,0414*** |
(0,0149) | (0,0122) | (0,0178) | (0,0155) | |
GROW0 | 0,0367 | 0,101*** | -0,0214 | 0,0499* |
(0,0392) | (0,0324) | (0,0382) | (0,0268) | |
Hằng số | 1,560** | 3,794*** | -0,0129 | 4,350*** |
(0,654) | (0,924) | (0,951) | (0,934) | |
R2 | 0,202 | 0,208 | 0,097 | 0,291 |
Robust standard errors in parentheses *** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1
Nguồn: Tính toán của tác giả
Số liệu bảng 4.5 cho thấy:
Với T=1, hệ số hồi quy của biến cổ tức tăng và cổ tức giảm của 2 nhóm ngành trên đều có giá trị dương, nghĩa là thay đổi cổ tức có tương quan cùng chiều với biến động khả năng sinh lợi 1 năm tiếp theo. Tuy nhiên, hệ số Beta của ngành công nghiệp có ý nghĩa giải thích trong cả trường hợp tăng (giảm) cổ tức, ở mức 1% và 5%. Trong khi đó, các ngành còn lại chỉ có ý nghĩa thống kê trong trường hợp tăng cổ tức (ý
nghĩa 10%), không có ý nghĩa trong trường hợp giảm cổ tức. Như vậy, các doanh nghiệp thuộc ngành công nghiệp ủng hộ giả thuyết H1, nhưng các doanh nghiệp phi tài chính khác chỉ ủng hộ giả thuyết H1 khi doanh nghiệp tăng cổ tức. Tác động của các biến ROEt-1, (E0 – E-1)/B-1, SIZE, MTB đến dự báo khả năng sinh lợi tương lai của các ngành tương đồng nhau và thống nhất với kết luận khi hồi quy dữ liệu gồm tất cả các ngành (bảng 4.4). Ngoại trừ, tác động của biến tốc độ tăng trưởng tại năm thay đổi cổ tức (GROW0) có sự khác nhau giữa ngành công nghiệp với các ngành còn lại. Hệ số Beta của biến GROW0 của 2 nhóm ngành đều có giá trị dương, nhưng chỉ có các ngành khác có ý nghĩa giải thích (mức 10%), ngành công nghiệp không có ý nghĩa giải thích.
Với T=2, hệ số hồi quy của biến cổ tức tăng có giá trị dương đối với cả 2 nhóm ngành, nhưng đều không có ý nghĩa giải thích. Hệ số hồi quy của biến cổ tức giảm có giá trị âm với cả 2 nhóm ngành, nhưng chỉ các doanh nghiệp thuộc nhóm ngành khác có ý nghĩa giải thích (mức 1%). Như vậy, chưa đủ bằng chứng kết luận khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp ngành công nghiệp sẽ tăng trở lại sau 2 năm giảm cổ tức. Các doanh nghiệp thuộc các ngành khác thì có thể kết luận khả năng sinh lợi sẽ đảo chiều tăng sau 2 năm giảm cổ tức. Nói cách khác, các doanh nghiệp ngành công nghiệp không ủng hộ giả thuyết H2, nhưng các doanh nghiệp trong các ngành khác thì ủng hộ mạnh mẽ giả thuyết H2.
Qua kết quả hồi quy mô hình 5 đối với dữ liệu của ngành công nghiệp và các ngành còn lại cho thấy mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai hay tín hiệu cổ tức có sự khác nhau giữa các ngành.
4.2.2. Kết quả mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai của công ty do Nhà nước kiểm soát và công ty do tư nhân kiểm soát
Khoảng trống nghiên cứu thứ 2 cho thấy chưa có nghiên cứu nào kiểm định mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và KNSL tương lai riêng trong 2 trường hợp: công ty do nhà nước kiểm soát và công ty không do nhà nước kiểm soát (công ty do tư nhân kiểm soát). Khoản 22, Điều 4 Luật Doanh nghiệp 2005 quy định “Doanh nghiệp nhà nước là doanh nghiệp trong đó Nhà nước sở hữu trên 50% vốn điều lệ”. Sang Luật Doanh nghiệp 2014, tại Khoản 8 Điều 4 quy định “Doanh nghiệp nhà nước là doanh nghiệp do Nhà nước nắm giữ 100% vốn điều lệ”. Như vậy, theo quy định của pháp luật hiện nay khái niệm doanh nghiệp nhà nước đã thay đổi so với Luật doanh nghiệp 2005 về yêu cầu tỷ lệ nắm giữ vốn điều lệ. Tuy nhiên, các công ty trong mẫu nghiên cứu là các công ty cổ phần, niêm yết trên thị trường chứng khoán và luận án tiếp cận theo hướng
doanh nghiệp do nhà nước kiểm soát, nên yêu cầu tỷ lệ cổ phiếu nắm giữ của nhà nước trên 50%.
Do đó, để làm rõ khoảng trống nghiên cứu này, tác giả chia dữ liệu thành 2 nhóm: (1) Các doanh nghiệp do Nhà nước kiểm soát (DNNN-tỷ lệ nắm giữ cổ phiếu của nhà nước trên 50%); (2) các doanh nghiệp không do nhà nước kiểm soát hay gọi là các doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát (DNTN-tỷ lệ nắm giữ cổ phiếu của nhà nước từ 0-50%). Trong số 2193 quan sát thay đổi cổ tức được sử dụng trong mẫu nghiên cứu, có 758 quan sát thuộc các doanh nghiệp do Nhà nước kiểm soát và 1435 quan sát thuộc các doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát.
Bảng 4.6: Số lượng quan sát và mức thay đổi cổ tức của DNNN và DNTN
DNNN | DNTN | |||
Mức trung bình | Số lượng | Mức trung bình | Số lượng | |
Tỷ lệ cổ tức thay đổi | 0,0048 | 758 | -0,0324 | 1.435 |
Tỷ lệ tăng cổ tức | 0,6111 | 221 | 0,6691 | 436 |
Tỷ lệ giảm cổ tức | -0,4453 | 292 | -0,5612 | 601 |
Cổ tức không đổi | 0 | 245 | 0 | 398 |
Nguồn: Tính toán của tác giả
Bảng 4.6 thống kê mô tả số lượng quan sát thay đổi cổ tức (tăng/giảm/không đổi) và giá trị trung bình của mẫu nghiên cứu. Số liệu cho thấy, giá trị cổ tức thay đổi trung bình của các doanh nghiệp do Nhà nước kiểm soát là 0,48%, trong khi giá trị cổ tức thay đổi trung bình của các doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát là -3,24%. Kết quả này nói lên các DNNN có xu hướng duy trì cổ tức ổn định và cổ tức tăng nhiều trường hợp giảm cổ tức so với các DNTN. Cụ thể, mức cổ tức tăng trung bình của 2 nhóm doanh nghiệp này tương đối giống nhau. Tuy nhiên, mức giảm cổ tức khá chênh lệch giữa 2 nhóm: Các DNNN mức cổ tức giảm trung bình là 44,53%, trong khi mức giảm cổ tức trung bình của các DNTN là 56,12%. Như vậy, mức giảm cổ tức của các DNTN lớn hơn so với các DNNN.
Tiếp theo, tác giả vận dụng mô hình 5 để kiểm định mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và KNSL 2 năm sau của DNNN và của DNTN.
Bảng 4.7: Kết quả mô hình 5 của DNNN và DNTN
T=1 | T=2 | |
DNNN DNTN | DNNN DNTN |
0,0103 | 0,0215*** | 0,0118 | 0,00874 | |
(0,00893) | (0,00773) | (0,0159) | (0,0110) | |
DNC.∆DIV0 | 0,0163 | 0,0324** | -0,0296 | -0,0458*** |
(0,0226) | (0,0143) | (0,0248) | (0,0167) | |
ROEt-1 | -0,619*** | -0,863*** | -0,558*** | -0,703*** |
(0,147) | (0,0961) | (0,183) | (0,106) | |
(E0 – E-1)/B-1 | -0,0157 | 0,132* | -0,154 | -0,0210 |
(0,151) | (0,0717) | (0,106) | (0,0677) | |
SIZE0 | -0,120*** | -0,0728*** | -0,0829* | -0,0551* |
(0,0437) | (0,0230) | (0,0424) | (0,0315) | |
MTB0 | 0,0335* | 0,0111 | 0,0428* | 0,00310 |
(0,0185) | (0,0118) | (0,0244) | (0,0115) | |
GROW0 | 0,145** | 0,0444 | 0,0639** | -0,00385 |
(0,0576) | (0,0279) | (0,0302) | (0,0286) | |
Hằng số | 3,319*** | 2,079*** | 2,288** | 1,571* |
(1,190) | (0,614) | (1,150) | (0,845) | |
Số quan sát | 756 | 1,412 | 668 | 1,206 |
R2 | 0,185 | 0,212 | 0,160 | 0,217 |
Robust standard errors in parentheses *** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1
Nguồn: Tính toán của tác giả
Bảng 4.7 cho biết kết quả hồi quy mô hình 5 khi chia thành 2 nhóm DNNN và DNTN. Từ kết quả hồi quy có thể rút ra một số kết luận sau:
Với T=1, hệ số hồi quy của biến cổ tức tăng và cổ tức giảm của 2 nhóm DNNN và DNTN đều có giá trị dương, nhưng chỉ có nhóm doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát có ý nghĩa thống kê (hệ số Beta trường hơp tăng và giảm cổ tức lần lượt là 0,0215, mức ý nghĩa 1% và 0,0324 với ý nghĩa 5%), còn các doanh nghiệp do nhà nước kiểm soát không có ý nghĩa giải thích. Kết quả này cho thấy việc tăng (giảm) cổ tức của các doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát là một thông tin tích cực (tiêu cực) cho biết sự biến động khả năng sinh lợi của năm tiếp theo. Tuy nhiên, tín hiệu từ thay đổi cổ tức của các doanh nghiệp do nhà nước kiểm soát chưa đủ minh chứng nói lên khả năng sinh lợi năm sau của nhóm doanh nghiệp này. Như vậy, các doanh nghiệp do Nhà nước kiểm soát không ủng hộ giả thuyết H1 với cả 2 trường hợp tăng (giảm) cổ tức, trong khi các doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát ủng hộ mạnh mẽ giả thuyết H1 với cả 2 trường hợp tăng (giảm) cổ tức.
Với T=2, kết quả mô hình vẫn cho thấy có mối quan hệ cùng chiều giữa tăng cổ
tức và biến động khả năng sinh lợi trong 2 nhóm DNNN và DNTN, nhưng đều không có ý nghĩa giải thích hay không ủng hộ nội dung lý thuyết tín hiệu cổ tức 2 năm sau khi doanh nghiệp tăng cổ tức. Ngược lại, hệ số beta trường hợp cổ tức giảm đều có giá trị âm với cả 2 nhóm DNNN và DNTN (-0,0296 và -0,0458), nhưng chỉ có DNTN có ý nghĩa giải thích ở mức 1%, các DNNN không tìm thấy ý nghĩa thống kê. Kết quả này cho thấy, các doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát, có khả năng lợi nhuận bật tăng trở lại sau 2 năm giảm cổ tức, trong khi chưa kết luận được nếu doanh nghiệp do Nhà nước kiểm soát. Như vậy, bằng chứng thực nghiệm tại TTCK Việt Nam ủng hộ giả thuyết H2 rằng giảm cổ tức có mối tương quan ngược chiều (-) với khả năng sinh lợi 2 năm sau (T=2) của các công ty do tư nhân kiểm soát, nhưng không ủng hộ giả thuyết H2 nếu công ty do Nhà nước kiểm soát.
Mối tương quan của các biến ROEt-1, (E0 – E-1)/B-1, SIZE, MTB, GROW đến khả năng sinh lợi tương lai của 2 nhóm doanh nghiệp DNNN và DNTN tương đối đồng nhất với kết quả hồi quy mô hình 5 với toàn bộ dữ liệu. Ngoại trừ, biến thay đổi thu nhập năm hiện tại (E0 – E-1)/B-1 của các DNTN có tương quan cùng chiều, mức ý nghĩa 10% với biến động khả năng sinh lợi 1 năm sau khi thay đổi cổ tức.
Tóm lại, qua kết quả hồi quy mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo khi chia dữ liệu thành 2 nhóm: DN do Nhà nước kiểm soát (tỷ lệ sở hữu cổ phần của Nhà nước >50%) và các doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát (tỷ lệ sở hữu cổ phần của Nhà nước =<50%) cho thấy sự khác biệt đáng kể trong kết quả nghiên cứu của 2 nhóm doanh nghiệp. Cụ thể, nếu công ty do Nhà nước kiểm soát thì không ủng hộ giả thuyết H1 và 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, tức là thay đổi cổ tức có quan hệ cùng chiều với thay đổi khả năng sinh lợi trong 1 năm tiếp theo; 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, ý nghĩa việc giảm khả năng sinh lợi sau khi giảm cổ tức của các doanh nghiệp tư nhân chỉ mang tính ngắn hạn.
4.2.3. Kết quả mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai: trường hợp công ty có mua lại cổ phiếu và trường hợp công ty không mua lại cổ phiếu trên thị trường trong năm thay đổi cổ tức
Nội dung phần này sẽ kiểm định giả thuyết H3 và giả thuyết H4 về mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai: trường hợp công ty có mua lại cổ phiếu và trường hợp công ty không mua lại cổ phiếu trên thị trường trong năm thay đổi cổ tức. Kết quả hồi quy sẽ giúp trả lời câu hỏi nghiên cứu thứ 4 của luận án.
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.
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.
Để kiểm định 2 giả thuyết này, nghiên cứu chia bộ dữ liệu thành 2 nhóm: Nhóm 1 là các công ty thay đổi cổ tức và không mua lại cổ phiếu trên thị trường (No MLCP), nhóm 2 là các công ty thay đổi cổ tức và có mua lại cổ phiếu (MLCP) trên thị trường trong năm thay đổi cổ tức. Tiếp theo, tác giả thực hiện hồi quy mô hình 5 với dữ liệu từng nhóm riêng biệt.
Biến | ||||
MLCP | No MLCP | MLCP | No MLCP | |
DPC.∆DIV0 | 0,00756 | 0,0164** | 0,0141* | 0,0107 |
(0,0158) | (0,00695) | (0,00753) | (0,0105) | |
DNC.∆DIV0 | -0,0114 | 0,0280** | -0,0525 | -0,0414*** |
(0,0552) | (0,0130) | (0,0372) | (0,0152) | |
ROEt-1 | -1,833*** | -0,784*** | -0,867*** | -0,658*** |
(0,607) | (0,0768) | (0,105) | (0,102) | |
(E0 – E-1)/B-1 | 0,478 | 0,0766 | -0,0667 | -0,0983 |
(0,339) | (0,0802) | (0,107) | (0,0653) | |
SIZE0 | -0,107 | -0,105*** | -0,149*** | -0,0817*** |
(0,0785) | (0,0216) | (0,0490) | (0,0270) | |
MTB0 | 0,00639 | 0,0291*** | 0,00965 | 0,0280** |
(0,0152) | (0,01000) | (0,0209) | (0,0139) | |
GROW0 | -0,0742 | 0,0983*** | 0,0500 | 0,0237 |
(0,0647) | (0,0249) | (0,0581) | (0,0236) | |
Hằng số | 3,234 | 2,921*** | 4,152*** | 2,262*** |
(2,192) | (0,580) | (1,334) | (0,724) | |
Số quan sát | 214 | 1,954 | 194 | 1,680 |
R2 | 0,410 | 0,217 | 0,609 | 0,182 |
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy mô hình 5 với DN có MLCP và DN không MLCP
T=1
MH5
T=2
Robust standard errors in parentheses *** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1
Nguồn: Tính toán của tác giả
Hoạt động mua lại cổ phiếu trên thị trường trong năm thay đổi cổ tức có 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 được trả lời qua việc so sánh kết quả hồi quy của nhóm