Kết quả kiểm định cho thấy với hệ số Prob = 0,0000 < mức ý nghĩa 1% và đủ bằng chứng thống kê để bác bỏ giả thuyết H0 với “H0: Phương sai sai số là đồng nhất giữa các ui”. Kết luận, mô hình nghiên cứu có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Kết luận: Phương pháp kiểm định tác động cố định - FE của mô hình nghiên cứu với biến phụ thuộc thanh khoản của cổ phiếu (ILLIQ) không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nhưng có khuyết tật tự tương quan và phương sai sai số không đồng nhất. Để khắc phục hai hiện tượng này tác giả sẽ sử dụng phương pháp ước lượng bình phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS - Feasible generalized least squares).
4.3. Kết quả phân tích hồi qui
4.3.1. Kiểm định mô hình nghiên cứu
Tác động của các nhân tố đến TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam được kiểm định trong mô hình như sau:
𝑰𝑳𝑳𝑰𝑸𝒊𝒕 = β+ βଵ𝐹𝑟𝑒𝑒𝑓𝑙𝑜𝑎𝑡୧୲ + βଶSHNN୧୲ + βଷPcs୧୲ + βସType୧୲ + βହVSGR୧୲
+ βSize୧୲ + βRate୲+ βᇱControls୧୲ + ε୧୲ (𝑴𝑯𝟏)
𝑳𝑴𝟏𝟐𝐢𝐭 = β+ βଵ𝐹𝑟𝑒𝑒𝑓𝑙𝑜𝑎𝑡୧୲ + βଶSHNN୧୲ + βଷPcs୧୲ + βସType୧୲ + βହVSGR୧୲ + βSize୧୲
+ βRate୲+ βᇱControls୧୲ + ε୧୲ (𝑴𝑯𝟐)
Mô hình 1 với biến phụ thuộc ILLIQ
Kết quả nghiên cứu được thể hiện trong
Bảng 4.7 cho biến phụ thuộc ILLIQ. Trong đó biến Type được xác định theo nguyên tác biến giả với biến cở sở là HTTCT bằng cổ phiếu. Kết quả nghiên cứu được ước lượng với phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) để khắc phục hiện tượng phương sai không đồng nhất và hiện tượng tương quan chéo.
Kết quả kiểm định cho thấy mô hình nghiên cứu có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1%, tương ứng mô hình có ít nhất một biến độc lập tác động lên biến phụ thuộc. Với hệ số R2 hiệu chỉnh đồng thời cho thấy các biến độc lập trong mô hình có thể giải thích được 54,11% sự thay đổi của biến phụ thuộc. Tác giả sử dụng kết quả kiểm định theo phương pháp FGLS để phân tích tác động của các nhân tố tới TKCCP. Kết luận, có thể sử dụng các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu để giải thích sự thay đổi của TKCCP trên TTCK Việt Nam.
Các biến độc lập có tác động ngược chiều tới biến phụ thuộc ILLIQ gồm: biến Free-float, Pcs, VSGR và Size tại mức ý nghĩa 5% kết quả kiểm định này phù hợp với giả thuyết nghiên cứu.
Bảng 4.7. Kết quả kiểm định nhân tố tác động đến TKCCP biến ILLIQ
(MH1) Hệ số | |
Free-float | -0,17610*** (0,06515) |
SHNN | 0,27801*** (0,05771) |
Pcs | -2,68273*** (0,12514) |
2.Type.KH | -0,14991** (0,07022) |
3.Type.KO | 0,46698*** (0,05793) |
4.Type.TM | 0,46565*** (0,06125) |
VSGR | -1,50928*** (0,10680) |
Size | -0,23277*** (0,01163) |
LnKLGD | -0,87604*** (0,00778) |
Rate | 10,82147*** (4,07156) |
Risk | 69,29304*** (1,43348) |
SR | -1,45392*** (0,21618) |
Constant | 6,03882*** (0,32768) |
Observations Number of MCT | 3.862 676 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 15 -
Nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 16 -
Nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 17 -
Nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 19 -
Nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 20 -
Nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 21
Xem toàn bộ 215 trang tài liệu này.
Standard errors in parentheses
*** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1
Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***
Tỷ lệ cổ phiếu tự do chuyển nhượng Free-float có hệ số ước lượng là -0,1761 (z- stat = -2,7 và giá trị p-value = 0,007 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%) nên có đủ bằng chứng thống kê để kết luận biến Free-float có tác động ngược chiều tới biến phụ thuộc ILLIQ. Khi tăng tỷ lệ Free-float có tác động làm giảm ILLIQ tương ứng tăng tỷ lệ cổ phiếu tự do chuyển nhượng giúp tăng TKCCP. Kết quả này cũng phù hợp với phát hiện của các nghiên cứu khác như Cohen và cộng sự (2012), Ding và cộng sự (2016). TTCK Việt Nam qui định cổ phiếu không được tự do chuyển nhượng khi được sở hữu bởi cổ đông chiến lược, cổ đông nội bộ và người có liên quan, cổ đông Nhà nước, cổ đông lớn (nhưng loại trừ các NĐT chuyên nghiệp), thành viên sáng lập trong thời gian hạn chế... Các nhóm cổ đông này được cho là có lợi thế về TTNB của tổ chức phát hành, nắm giữ khối lượng lớn cổ phiếu và ít thực hiện hoạt động giao dịch. Như vậy, tỷ lệ cổ phiếu tự do chuyển nhượng cao tương ứng DNNY có cấu trúc sở hữu phân tán, cổ phiếu lưu hành của công ty được nắm giữ bởi số lượng rất lớn các cổ đông. Tỷ lệ Free-float càng lớn, “tính đại chúng” của DNNY càng được đảm bảo, các cổ đông thiểu số chiếm đa số trong cơ cấu cổ đông của các công ty này. Hoạt động quản trị chịu sự giám sát của số lượng lớn các cổ đông bên ngoài, chính sách công bố và minh bạch thông tin được thực hiện tốt hơn. Chính vì vậy, CTSH phân tán sẽ làm giảm bất cân xứng thông tin giữa cổ đông nội bộ và cổ đông bên ngoài. Đồng thời, CTSH phân tán sẽ giúp tăng lượng cổ phiếu sẵn sàng giao dịch trên thị trường. Khi phần lớn lượng cổ phiếu lưu hành được tự do chuyển nhượng với hoạt động giao dịch thường xuyên của các NĐT sẽ giảm chi phí giao dịch bình quân. Tóm lại, CTSH phân tán sẽ hạn chế bất cân xứng thông tin và cải thiện hoạt động giao dịch cổ phiếu, đây là nguyên nhân giúp tăng TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam.
Tỷ lệ trả cổ tức trên mệnh giá (Pcs) có mối tương quan thuận chiều với TKCCP, khi các nhân tố khác trong mô hình không đổi tăng tỷ lệ Pcs thì TKCCP sẽ tăng theo. Hệ số ước lượng của Pcs là -2,682 và giá trị P-value = 0,000 nhỏ hơn mức ý 1% nên có đủ bằng chứng thống kê về tác động ngược chiều của Pcs tới biến phụ thuộc ILLIQ. Có thể thấy, các NĐT rất quan tâm tới CSCT của các DNNY với việc chi trả cổ tức là một trong các biện pháp làm giảm mâu thuẫn giữa nhà quản trị và chủ sở hữu đồng thời cũng phát tín hiệu tốt về hoạt động kinh doanh của công ty. Cổ tức bằng tiền giúp gia tăng thu nhập thực cho NĐT đồng thời đáp ứng được nhu cầu thanh khoản cho chính họ. Vì vậy, cổ tức bằng tiền là tín hiệu để thu hút các NĐT. Kết quả này cũng đồng quan điểm với một số nghiên cứu trước như (Bhattacharya, 1979), (Dong và cộng sự, 2005), (Banerjee và cộng sự, 2007) hay (Wang và Zhang, 2015). Tuy nhiên, theo quan điểm của tác giả tác động của Pcs tới TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam không chỉ đơn thuần là tác động tuyến tính. Bởi, khi doanh nghiệp duy trì mức chi trả cổ tức cao thì
nguồn vốn cho hoạt động đầu tư của doanh nghiệp trong tương lai sẽ giảm hoặc doanh nghiệp sẽ phải cân nhắc sử dụng đến các nguồn bên ngoài để thực hiện các dự án. Việc chi trả cổ tức ở mức cao liệu có phải chỉ là mục tiêu tăng TKCCP trong ngắn hạn của nhà quản lý? Thêm vào đó, thực tế rất nhiều DNNY chi trả cổ tức lớn hơn thu nhập trên mỗi cổ phiếu tạo ra trong năm và một số doanh nghiệp có kết quả kinh doanh lỗ những vẫn thực hiện chia cổ tức. Vì vậy, mục tiêu chi trả cổ tức của nhà quản lý đôi khi nhằm đáp ứng nhu cầu của chủ sở hữu và chính điều này tạo nên các thông tin nhiễu về cổ phiếu trên thị trường. Như vậy, xét trong dài hạn tỷ lệ trả cổ tức cao có giúp TKCCP tăng hay không? Ngoài ra, khi doanh nghiệp sử dụng các hình thức trả cổ tức khác nhau thì tác động đến TKCCP có khác nhau hay không? Tác giả sẽ thực hiện các kiểm định bổ sung để trả lời hai câu hỏi này.
Tăng trưởng bền vững của doanh nghiệp (biến VSGR) có giá trị ước lượng là - 1,509 với hệ số z-stat: -14,13 và giá trị P-value = 0,000 < mức ý nghĩa 1% nên chỉ tiêu tăng trưởng bền vững có tác động thuận chiều tới TKCCP. Kết quả nghiên cứu đồng quan điểm với một số nghiên cứu trước như Fehle (2004), Sadeghi (2008), Fang và cộng sự (2009). Doanh nghiệp có tỷ lệ tăng trưởng doanh thu hàng năm cao kết hợp với cấu trúc tài trợ và chính sách trả cổ tức hợp lý sẽ duy trì được sự tăng trưởng bền vững trong tương lai. Tỷ lệ VSGR cao đảm bảo gia tăng thu nhập bền vững các chủ sở hữu trong tương lai. Cổ phiếu của các doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động cao luôn thu hút các nhà đầu tư. Khi các cổ đông hiện hữu muốn nắm giữ dài lâu với kỳ vọng gia tăng thu nhập trong tương lai và NĐT mới sẵn sàng chi trả nhiều tiền hơn để sở hữu cổ phiếu này. Kết quả là, giá cổ phiếu của các doanh nghiệp này tăng, hoạt động giao dịch cổ phiếu sôi động hơn. Thêm vào đó, tăng trưởng bền vững là sự kết hợp giữa mục tiêu tăng trưởng doanh thu, lợi nhuận và cân bằng tài chính. Tỷ lệ VSGR cao còn đảm bảo nguồn lợi nhuận giữ lại để tái đầu tư lớn và hướng tới mục tiêu tăng trưởng lợi nhuận và qui mô doanh nghiệp trong dài hạn. Thanh khoản giúp tăng hoạt động giao dịch cổ phiếu. Như vậy, tỷ lệ tăng trưởng bền vững có tác động thuận chiều tới TKCCP.
Qui mô doanh nghiệp (Size) có tác động ngược chiều đến biến phụ thuộc ILLIQ với hệ số ước lượng là -0,2327 (z-stat = -20,02) và giá trị P-value = 0.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%. Như vậy, với độ tin cậy 99% có thể xác định qui mô doanh nghiệp có tác động thuận chiều tới TKCCP hay qui mô càng lớn thì TKCCP càng cao và ngược lại. Chi phí thanh khoản khi đầu tư vào các công ty nhỏ lớn hơn các công ty lớn bởi tính sẵn có của thông tin doanh nghiệp trên thị trường. Với các công ty lớn, việc tìm kiếm thông tin trên thị trường dễ dàng hơn, NĐT có thể tiết kiệm được thời gian và chi phí trong việc tìm kiếm và phân tích thông tin. Đồng thời, khi qui mô tăng lên thì nhu cầu nguồn
tài trợ cũng tăng lên dẫn tới sự phân tán của mức sở hữu. Bởi, ngoài nguồn tài trợ từ LNST thì tổng tài sản của doanh nghiệp tăng lên từ nợ vay hoặc phát hành cổ phiếu để bổ sung vốn chủ. Khi doanh nghiệp sử dụng nguồn vốn bên ngoài, công bố và minh bạch thông tin cho các bên cấp vốn là điều tất yếu. Vì vậy, qui mô doanh nghiệp tăng đồng nghĩa với việc doanh nghiệp chịu sự giám sát của nhiều thành viên trên thị trường hơn, yêu cầu CBTT khắt khe hơn, từ đó giảm bất cân xứng thông tin và tăng TKCCP.
Các biến độc lập có tác động thuận chiều tới biến phụ thuộc ILLIQ gồm: biến SHNN và Rate tại mức ý nghĩa 5%.
Lãi suất - Rate tác động cùng chiều với ILLIQ với hệ số ước lượng 10,82 (z-stat
= 2,66; p-value = 0,008 < 1%) nên có thể kết luận lãi suất huy động tiền gửi có tác động cùng chiều với tính kém TKCCP. Tức là, khi lãi suất huy động tăng TKCCP sẽ giảm. Khi lãi suất tiền gửi tăng đồng nghĩa với việc thu nhập từ tiền gửi tiết kiệm sẽ tăng lên, NĐT sẽ lựa chọn kênh đầu tư này thay vì đầu tư cổ phiếu trên TTCK. Hoạt động giao dịch cổ phiếu sẽ kém sôi động hơn và TKCCP sẽ giảm.
Sở hữu Nhà nước (SHNN) Kết quả kiểm định cho thấy, khi các nhân tố khác trong mô hình không thay đổi, với độ tin cậy 95%, giá trị ước lượng của biến SHNN là 0,278 (z-stat = 4,82; p-value = 0,0000 < 1%) nên SHNN có tác động cùng chiều với biến phụ thuộc ILLIQ hay khi tăng SHNN tại các DNNY thì TKCCP đó giảm. Kết quả này phù hợp với lập luận rằng với các doanh nghiệp có SHNN lớn thì ít có động lực minh bạch thông tin hơn, bất cân xứng giữa các nhóm cổ đông sẽ tăng lên. Đặc thù của các CTCP khi có sự can thiệp của sở hữu Nhà nước với tỷ lệ góp vốn lớn trong khi mục tiêu không vì lợi ích kinh tế. Thêm vào đó, người đại diện cho phần vốn góp Nhà nước lại không phải là cổ đông thực sự của công ty nên sẽ dẫn đến mâu thuẫn giữa nhà quản lý và cổ đông sở hữu về hiệu quả hoạt động công ty. Khi hiệu quả hoạt động không tốt làm giảm tính hấp dẫn của cổ phiếu trên thị trường, TKCCP sẽ thấp. Ngoài ra, với việc SHNN nắm giữ một lượng lớn cổ phiếu lưu hành trong dài hạn sẽ làm giảm lượng cổ phiếu sẵn sàng giao dịch trên thị trường. Kết quả này cũng đồng quan điểm với các nghiên cứu trên thế giới như (Boycko và cộng sự, 1994; Boubakri và cộng sự, 2009; Shleifer và Vishny, 1994; Megginson và Netter, 2001). Tuy nhiên, tác giả kỳ vọng có tác động phi tuyến của SHNN tới TKCCP trên TTCK Việt Nam. Bởi, với tâm lý SHNN như một sự “bảo lãnh ngầm”, các NĐT ngại rủi ro sẽ lựa chọn những cổ phiếu này trong DMĐT của họ. Ngoài ra, sự “bảo lãnh ngầm” của SHNN còn thể hiện qua việc dễ dàng tiếp cận nguồn vốn vay của các NHTM, ưu đãi về chính sách, khả năng cạnh tranh về vốn lớn so với các doanh nghiệp trong ngành... Vì vậy, với một mức SHNN hợp lý có thể đảm bảo hiệu quả quản trị công ty, môi trường thông tin được cải thiện và TKCCP sẽ tăng lên. Tác giả sẽ kiểm định tác động phi tuyến của SHNN trong nội dung tiếp theo.
Mô hình 2 với biến phụ thuộc LM12
Kết quả kiểm định cho biến phụ thuộc LM12 được thể hiện trong Bảng 4.8 thực hiện kiểm định theo phương pháp FGLS để khắc phục hiện tượng phương sai không đồng nhất và hiện tượng tương quan chéo.
Bảng 4.8. Kết quả kiểm định nhân tố tác động đến TKCCP biến LM12 và ILLIQ
(MH1) Hệ số | (MH2) Hệ số | |
Free-float | -0,17610*** (0,06515) | -0,95092*** (0,14655) |
SHNN | 0,27801*** (0,05771) | 0,55553*** (0,13063) |
Pcs | -2,68273*** (0,12514) | -0,54844* (0,30701) |
2.Type.KH | -0,14991** (0,07022) | -0,02731 (0,18085) |
3.Type.KO | 0,46698*** (0,05793) | 0,46722*** (0,14920) |
4.Type.TM | 0,46565*** (0,06125) | 0,41206*** (0,15432) |
VSGR | -1,50928*** (0,10680) | -0,01128 (0,22614) |
Size | -0,23277*** (0,01163) | -0,42642*** (0,02653) |
LnKLGD | -0,87604*** (0,00778) | -1,23305*** (0,01992) |
RATE | 10,82147*** (4,07156) | 59,12960*** (9,51115) |
Risk | 69,29304*** (1,43348) | 51,04191*** (3,08520) |
SR | -1,45392*** (0,21618) | -2,14520*** (0,53895) |
Constant | 6,03882*** (0,32768) | 20,30068*** (0,75015) |
Observations Number of MCT | 3.862 676 | 3.867 675 |
Standard errors in parentheses
*** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1
Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***
Kết quả kiểm định cho thấy mô hình nghiên cứu có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1% với hệ số Prob > chi2= 0,000. Như vậy, có đủ bằng chứng thống kê để chứng minh mô hình có ít nhất một biến độc lập tác động lên biến phụ thuộc. Với hệ số R2 hiệu chỉnh đồng thời cho thấy các biến độc lập trong mô hình có thể giải thích được 13,64% sự thay đổi của biến phụ thuộc. Tác giả sẽ sử dụng kết quả kiểm định theo phương pháp FGLS để so sánh kết quả giữa 2 biến phụ thuộc ILLIQ và LM12.
Số liệu Bảng 4.8 cho thấy chiều tác động của các biến độc lập tới biến phụ thuộc LM12 đồng nhất với kết quả kiểm định của biến phụ thuộc ILLIQ ngoại trừ biến VSGR. Với độ tin cậy 99%, biến độc lập Free-float và Size có tác động ngược chiều tới biến phụ thuộc LM12, biến Pcs có tác động ngược chiều tới biến LM12 tại mức ý nghĩa 10%. Tại mức ý nghĩa 1%, các biến độc lập SHNN, Rate có tác động cùng chiều với biến LM12. Tuy nhiên, biến VSGR không tác động tới LM12 tại mức ý nghĩa 10%. Như vậy, các biến độc lập đều có chiều tác động đúng theo kỳ vọng tác giả, ngoại trừ nhân tố tăng trưởng bền vững của doanh nghiệp (VSGR) không có tác động tới biến LM12.
Theo tìm hiểu của tác giả về các nghiên cứu trước, thước đo LM12 của Liu (2006) chưa được ứng dụng để đo lường TKCCP trên TTCK Việt Nam. Do vậy, kết quả kiểm định (MH2) chứng minh thước đo LM12 hoàn toàn có thể sử dụng để đo lường TKCCP niêm yết trên thị trường Việt Nam. Kết quả nghiên cứu này sẽ bổ sung thước đo về TKCCP cho thị trường cận biên tại một quốc gia đang phát triển. Ngoài ra, kết quả tương đồng của 2 thước đo này sẽ củng cố tính vững cho kết quả kiểm định của mô hình nghiên cứu và các nhân tố tác động được xác định trong mô hình là phù hợp.
Kết luận: Kết quả kiểm định của hai mô hình (MH1) và (MH2) đã khẳng định giả thuyết nghiên cứu của luận án với tác động của cấu trúc sở hữu phân tán, tỷ lệ trả cổ tức, hiệu quả hoạt động, qui mô doanh nghiệp và hoạt động giao dịch có tác động thuận chiều và giúp tăng TKCCP niêm yết, đồng thời tỷ lệ sở hữu Nhà nước và lãi suất huy động có tác động ngược chiều làm giảm TKCCP.
Nghiên cứu cũng cho thấy lý thuyết thị trường hiệu quả chưa phù hợp để giải thích sự thay đổi của TKCCP trên thị trường Việt Nam bởi bất cân xứng thông tin vẫn xuất hiện giữa các nhóm cổ đông. Đồng thời, các lý thuyết thông tin bất cân xứng, lý thuyết đại diện, lý thuyết tín hiệu và lý thuyết tài chính hành vi phù hợp hơn để giải thích tác động của các nhân tố tới TKCCP. Cụ thể, tại các DNNY có tỷ lệ sở hữu tập trung cao thì giao dịch cổ phiếu ít và khi cổ đông nội bộ thực hiện hoạt động giao dịch thì mức thay đổi giá lớn. Đồng thời, khi có thông báo về hoạt động giao dịch của các cổ đông nội bộ thì xuất hiện tâm lý “đám đông” trên thị trường. CSCT là phương tiện để truyền tải thông tin về triển vọng tăng trưởng của doanh nghiệp trong tương lai, đồng
thời giảm khoảng cách thông tin và mẫu thuẫn lợi ích giữa nhà quản trị và cổ đông bên ngoài. Chi trả cổ tức được thực hiện dưới bất kỳ hình thức nào cũng tác động tới quyết định giao dịch của các NĐT.
4.3.2. Kiểm định sự khác biệt giữa hình thức trả cổ tức tác động đến thanh khoản của cổ phiếu
Như đã phân tích ở nội dung trên, tác giả thực hiện kiểm định bổ sung để xác định tác động của CSCT tới TKCCP gồm: (i) các hình thức trả cổ tức khác nhau thì tác động đến TKCCP có khác nhau hay không? (ii) tỷ lệ trả cổ tức có tác động phi tuyến tới TKCCP hay không?
Kết quả kiểm định sự đồng nhất tác động của các hình thức trả cổ tức (HTTCT) tới TKCCP với cặp giả thuyết sau:
൜H: Không có sự khác biệt về tác động của HTTCT tới TKCCP Hଵ: Tồn tại sự khác biệt về tác động của HTTCT tới TKCCP
Với biến cơ sở là HTTCT bằng cổ phiếu, kết quả kiểm định Chow cho 2 biến phụ thuộc IILIQ và LM12 được thể hiện trong bảng sau:
Bảng 4.9. Kiểm định sự khác biệt về tác động của Type tới TKCCP
LM12 | |
F(3, 675) = 22,35 | Chi2(3) = 27,3 |
Prob > F = 0,0000 | Prob > chi2 = 0,0000 |
Tác động của các HTTCT đến TKCCP là khác nhau | |
Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***
Kết quả kiểm định Chow tại biến phụ thuộc ILLIQ có giá trị thống kê F(3,675)
= 22,35 với hệ số P-value = 0,000; tại biến phụ thuộc LM12 có giá trị thống kê Chi2(3)
= 27,3 với giá trị P-value = 0,0000 nên có đủ bằng chứng thống kê với độ tin cậy 99% để bác bỏ giả thuyết H0. Kết luận, tác động giữa các hình thức trả cổ tức tới TKCCP niêm yết trên TTCK là khác nhau. Tác giả thực hiện so sánh giữa các hình thức trả cổ tức dựa trên kết quả hồi qui khi thay đổi thứ tự các biến cơ sở. Kết quả so sánh được thể hiện trong Bảng 4.10 và Bảng 4.11 với mô hình (1) biến cơ sở là hình thức kết hợp cổ tức bằng tiền và cổ phiếu (KH), mô hình (2) biến cơ sở là hình thức cổ tức bằng tiền (TM), mô hình (3) biến cơ sở là hình thức cổ tức bằng cổ phiếu (CP). Kết quả kiểm định được trình bày rút gọn trong Bảng 4.10 và Bảng 4.11.