Phân tích chi tiết có thể thấy rằng, với biến phụ thuộc ILLIQ kết quả đồng nhất cho cả 3 mô hình là hình thức trả cổ tức kết hợp giữa tiền mặt và cổ phiếu giúp tăng TKCCP tốt nhất so với 3 hình thức còn lại tại mức ý nghĩa 5% khi các nhân tố khác trong mô hình không thay đổi.
Bảng 4.10. Kết quả kiểm định tác động của hình thức trả cổ tức đến ILLIQ
(1) Hệ số | (2) Hệ số | (3) Hệ số | |
TM | 0,53248*** (0,06713) | 0,30932*** (0,09434) | |
CP | 0,22317** (0,09558) | -0,30932*** (0,09434) | |
KO | 0,49233*** (0,08698) | -0,04015 (0,07472) | 0,26916*** (0,09021) |
KH | -0,53248*** (0,06713) | -0,22317** (0,09558) |
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 - 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 - 18 -
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 -
Nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 22
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 ***
Bảng 4.11. Kết quả kiểm định tác động của hình thức trả cổ tức đến LM12
(1) Hệ số | (2) Hệ số | (3) Hệ số | |
TM | 0,47057*** (0,11666) | 0,44682*** (0,15280) | |
CP | 0,02375 (0,17932) | -0,44682*** (0,15280) | |
KO | 0,53532*** (0,13809) | 0,06476 (0,09313) | 0,51157*** (0,14724) |
KH | -0,47057*** (0,11666) | -0,02375 (0,17932) |
Standard errors in parentheses
*** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1
Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***
Thêm vào đó, mô hình (3) với biến cơ sở là (CP), biến (KH) có hệ số âm 0,02375 tại mức ý nghĩa 5% và hệ số dương 0,30932 với biến (TM) và hệ số dương 0,26916 với biến (KO) tại mức ý nghĩa 1%. Do vậy, đủ bằng chứng thống kê để kết luận sau hình
thức kết hợp trả bằng tiền và cổ phiếu (KH) thì hình thức trả cổ tức bằng cổ phiếu (CP) giúp TKCCP tăng nhiều hơn so với 2 hình thức trả cổ tức bằng tiền (TM) và không trả cổ tức (KO). Kết quả mô hình (2) chưa đưa ra kết luận chênh lệch giữa 2 hình thức (TM) và (KO) tại mức ý nghĩa 5%.
Đồng thời, kết quả kiểm định cho thấy tác động của các hình thức trả cổ tức tới biến phụ thuộc LM12 tương đồng với biến phụ thuộc ILLIQ. Tại mô hình (1) với biến cơ sở là hình thức (KH) và hệ số ước lượng của 3 biến còn lại đều mang dấu dương nên có thể kết luận hình thức trả cổ tức tiền mặt kết hợp cổ phiếu giúp tăng TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam.
Mô hình (3) với biến cơ sở là hình thức (CP), có hệ số ước lượng của biến (KH) mang dấu âm và hệ số ước lượng của 2 biến (TM) và biến (KO) đều mang dấu dương. Nên hình thức (CP) giúp tăng TKCCP tốt hơn hình thức tiền mặt và không trả cổ tức. Mô hình (2) với biến cơ sở là hình thức (TM), biến (KH) và biến (CP) có hệ số ước lượng âm và biến (KO) có hệ số ước lượng dương.
Như vậy, khi các nhân tố khác trong mô hình không thay đổi, hình thức trả cổ tức kết hợp giữa tiền mặt và cổ phiếu là biện pháp tốt nhất để tăng TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam, tiếp theo đó là trả cổ tức bằng cổ phiếu, trả cổ tức bằng tiền và không chi trả cổ tức. Có thể kết luận rằng, CSCT của các DNNY giúp cải thiện TKCCP khi CSCT truyền tải thông tin tới thị trường, hoạt động giao dịch tăng và hiện tượng bất cân xứng thông tin giảm. Kết quả này cũng đồng quan điểm với nghiên cứu trước về CSCT của Ross (1977), Bhattacharya (1979) và Miller & Rock (1985). Tóm lại, chi trả cổ tức bằng tiền hay phát hành cổ phiếu thưởng là một tín hiệu tốn kém vì vậy những công ty tốt mới có đủ khả năng để công bố và thực hiện chúng.
Bảng 4.12. Giá trị DPS phân biệt theo hai hình thức trả cổ tức
Quan sát | Trung bình | Độ lệch chuẩn | Nhỏ nhất | Lớn nhất | ||
DPS | Kết hợp (TM và CP) | 366 | 1.666,06 | 1.279,53 | 200 | 6.600 |
Tiền mặt | 1.772 | 1.795,74 | 2.469,87 | 100 | 66.000 |
Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***
Tác giả tiếp tục xem xét chi tiết về mức chi trả cổ tức bằng tiền giữa 2 hình thức (TM) và (KH). Bảng 4.12 thống kê giá trị cổ tức trên một cổ phiếu (DPS) phân chia theo 2 nhóm để so sánh mức bình quân chi trả cổ tức bằng tiền. Kết quả thống kê cho thấy, giá trị trung bình của DPS theo hình thức (KH) là 1666,06 đồng/cổ phiếu nhỏ
hơn giá trị bình quân của DPS theo hình thức (TM) là 1.795,74 đồng/cổ phiếu. Nhưng mức độ sai lệch giữa các quan sát trong hình thức (TM) lớn hơn rất nhiều so với hình thức (KH) cho thấy sự khác biệt lớn về tỷ lệ trả cổ tức bằng tiền giữa các DNNY và giá trị trung bình có thể bị ảnh hưởng bởi các công ty có tỷ lệ trả bằng tiền tăng đột biến. Như vậy, hình thức (KH) với mức chia cổ tức bằng tiền ở mức hợp lý đồng thời phát hành cổ phiếu thưởng sẽ thu hút NĐT trên thị trường hơn. Hoạt động giao dịch cải thiện mạnh mẽ trong dài hạn có thể bù đắp được sự điều chỉnh về giá cổ phiếu trong các đợt chi trả cổ tức.
Kết luận, các DNNY có chi trả cổ tức có TKCCP tốt hơn so với trường hợp không chi trả cổ tức đồng thời với hình thức kết hợp trả cổ tức bằng tiền và cổ phiếu thưởng được xác định là trường hợp tốt nhất giúp tăng TKCCP. Mặc dù phát hành cổ phiếu thưởng dẫn tới hiện tượng “pha loãng” thị giá cổ phiếu nhưng với kỳ vọng vào tăng qui mô, khả năng tăng trưởng của công ty sẽ tốt hơn trong tương lai và đồng thời số lượng cổ phiếu lưu hành trên thị trường tăng, hoạt động giao dịch trong dài hạn được cải thiện. Đây là lý do giúp TKCCP tốt hơn. Vấn đề nghiên cứu gợi mở khi kết hợp kết quả kiểm định mô hình (MH1) và (MH2) tại mức ý nghĩa 5% thì biến Pcs có tác động ngược chiều với ILLIQ và LM12 hay tỷ lệ trả cổ tức giúp tăng TKCCP và so sánh các hình thức trả cổ tức thì hình thức (KH) và (CP) giúp cải thiện TKCCP tốt hơn hình thức (TM). Chính vì vậy, tác giả đưa ra giả thuyết trên TTCK Việt Nam chính sách chi trả cổ tức bằng tiền của các DNNY không hoàn toàn tác động thuận chiều tới TKCCP và thực hiện kiểm định bổ sung trong nội dung dưới đây.
4.3.3. Kiểm định mô hình ngưỡng với tỷ lệ trả cổ tức tác động đến thanh khoản của cổ phiếu
Kiểm định tác động phi tuyến của tỷ lệ trả cổ tức trên mệnh giá (Pcs) tới TKCCP
Kỳ vọng về tác động phi tuyến của tỷ lệ Pcs tới TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam. Tác giả xây dựng cặp giả thuyết như sau:
൜H: Pcs có tác động tuyến tính tới TKCCP Hଵ: Pcs có tác động phi tuyến tới TKCCP
Để kiểm định giả thuyết mô hình nghiên cứu được xác định với giá trị của biến Pcs2 được tính toán là giá trị bình phương của biến Pcs. Nếu chiều tác động của 2 biến Pcs và Pcs2 trái ngược nhau và cùng có ý nghĩa thống kê thì giả thuyết H1 được chấp nhận và ngược lại. Mô hình nghiên cứu (MH3) được trình bày như sau:
𝐢𝐭
𝐓𝐊𝐂𝐂𝐏𝐢𝐭 = 𝛍𝐢+ 𝛃𝟏𝐏𝐜𝐬𝐢𝐭 + 𝛃𝟐𝐏𝐜𝐬𝟐+ 𝛃ᇱ𝐱𝐢𝐭 + 𝐞𝐢𝐭 (𝑴𝑯𝟑)
Bảng 4.13. Kết quả kiểm định tác động phi tuyến của biến Pcs tới TKCCP
ILLIQ LM12 Hệ số Hệ số | |
Pcs | -3,27018*** -0,61667 (0,59761) (0,57823) |
PCS2 | 1,91724** -0,10344 (0,97106) (1,14930) |
Constant | 7,09665*** 20,89434*** (1,38640) (0,71422) |
Observations Number of MCT | 3,862 3,859 676 675 |
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 rút gọn được thể hiện trong Bảng 4.13 và kết quả chi tiết được trình bày trong Phụ lục của luận án. Với biến phụ thuộc LM12, hệ số ước lượng của biến Pcs là -0,61667, biến Pcs2 là -0,10344 và đều không có ý nghĩa thống kê ở mức 10% nên bác bỏ giả thuyết H1 - Pcs có tác động phi tuyến tới tính kém TKCCP được tính toán bằng thước đo LM12. Như vậy, có đủ bằng chứng thống kê để xác định tỷ lệ Pcs có tác động tuyến tính và ngược chiều với biến phụ thuộc LM12.
Ngược lại, tính kém TKCCP được đo lường theo nghiên cứu của Amihud (2002), tỷ lệ Pcs có tác động phi tuyến tới TKCCP với độ tin cậy 95%. Hệ số ước lượng của biến Pcs = -3,27 với giá trị P-value = 0,000 < mức ý nghĩa 1% và hệ số ước lượng của biến Pcs2 = 1,91 với giá trị P-value = 0,049 < mức ý nghĩa 5%. Kết luận, có đủ bằng chứng thống kê để bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1: tỷ lệ trả cổ tức trên mệnh giá của các DNNY trên TTCK Việt Nam có tác động phi tuyến đến TKCCP. Tức là có sự đảo chiều tác động khi mức chi trả cổ tức vượt quá giá trị nào đó. Để kiểm chứng vấn đề này, tác giả sử dụng kiểm định mô hình ngưỡng dữ liệu bảng theo nghiên cứu của Hansen (1999). Tác giả chỉ thực hiện kiểm định với biến phụ thuộc ILLIQ, giả thuyết kỳ vọng: mô hình có tồn tại “ngưỡng” tỷ lệ trả cổ tức trên mệnh giá tác động tới TKCCP.
Kiểm định mô hình ngưỡng với tỷ lệ trả cổ tức trên mệnh giá Pcs tác động đến biến phụ thuộc ILLIQ
Mô hình đơn ngưỡng (MH4) với tác động cố định theo Hansen (1999) được thể hiện như sau:
𝐼𝐿𝐿𝐼𝑄௧
= ൜𝜇 + 𝛽ᇱ𝑋௧ + 𝛼ଵ𝑃𝑐𝑠௧ + 𝑒௧ , 𝑃𝑐𝑠௧ ≤ 𝛾
𝜇+ 𝛽ᇱ𝑋௧ + 𝛼ଶ𝑃𝑐𝑠௧ + 𝑒௧ , 𝑃𝑐𝑠௧ ≥ 𝛾
(𝑴𝑯𝟒)
Với ma trận β’=(β1, β2 … β11, β12) và các biến độc lập khác trong mô hình tương ứng Xit = (SHNNit, Free-floatit, VSGRit, Sizeit, LnKLGDit, Rateit, Riskit, SRit). Sử dụng
kỹ thuật bootstrap để mô phỏng phân phối chuẩn cho kết quả kiểm định cặp giả thuyết của mô hình như sau: ൜H: Mô hình tuyến tính
Hଵ: Mô hình tồn tại đơn ngưỡng
Giá trị ngưỡng Pcs trong mô hình nghiên cứu được xác định là 0,8703 với khoảng tin cậy 95% là (0,8555; 0,8827) tương ứng với mỗi cổ phiếu đang nắm giữ NĐT sẽ nhận được cổ tức là 8.703 đồng/cổ phiếu. Giá trị thống kê F = 0,0533 < mức ý nghĩa 10% nên bác bỏ giả thuyết H0 của mô hình (H0: Mô hình tuyến tính hay α1 = α2) tức là chấp nhận mô hình đơn ngưỡng với tỷ lệ trả cổ tức Pcs là 0,8703 hay tỷ lệ Pcs trên mệnh giá có tác động phi tuyến tới TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam.
Bảng 4.14. Kết quả kiểm định mô hình đơn ngưỡng cho biến Pcs
Model | Threshold | Lower | Upper | |
Th-1 | 0,8703 | 0,8555 | 0,8827 | |
Threshold effect test (bootstrap = 300): | ||||
Threshold | RSS | MSE | Fstat | Prob |
Single | 3747,1417 | 1,0676 | 14,19 | 0,0533 |
R-squared: 0,3792 | ||||
Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***
Tác giả tiến hành thực hiện ước lượng mô hình 2 ngưỡng để kiểm chứng và xác định ngưỡng Pcs phù hợp nhất. Mô hình 2 ngưỡng được xác định như sau:
𝐼𝐿𝐿𝐼𝑄௧ = 𝜇+ 𝛽ᇱ𝑥௧ 𝐼(𝑃𝑐𝑠௧ ≤ 𝛾ଵ) + 𝛽ᇱ𝑥௧ 𝐼(𝛾ଵ< 𝑃𝑐𝑠௧ ≤ 𝛾ଶ) + 𝛽ᇱ𝑥௧ 𝐼(𝛾ଶ< 𝑃𝑐𝑠௧ )
ଵ ଶ ଷ
+ 𝑒௧ (𝑴𝑯𝟓)
Với ma trận β’ và các biến xit được xác định giống như mô hình đơn ngưỡng. Kết quả kiểm định mô hình (MH5) được thể hiện rút gọn như sau:
Bảng 4.15. Kết quả kiểm định mô hình ngưỡng 2 cho biến Pcs
Threshold | RSS | MSE | Fstat | Prob |
Single | 3746,5581 | 1,0674 | 14,74 | 0,0733 |
Double | 3739,9972 | 1,0655 | 6,16 | 0,5300 |
R-squared: 0,3805 | ||||
Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***
Tại mô hình 2 ngưỡng hệ số P-value = 0,53 lớn hơn mức ý nghĩa 5% nên bác bỏ giả thuyết mô hình tồn tại hai ngưỡng cho biến Pcs. Kết luận, mô hình đơn ngưỡng cho biến Pcs tác động tới TKCCP là mô hình phù hợp với hệ số R2 là 0,3792 (tương ứng 37,92% sự thay đổi của biến phụ thuộc ILLIQ được giải thích bởi sự tác động của các biến độc lập trong mô hình). Kết quả kiểm định mô hình đơn ngưỡng cho biến Pcs được thế hiện trong Bảng 4.16.
Bảng 4.16. Kết quả phân tích mô hình đơn ngưỡng cho biến Pcs
Hệ số | Pcs≤87,03% | Pcs>87,03% | |
Free-float | -0,63251*** (0,14151) | ||
SHNN | -0,72137*** (0,17832) | ||
VSGR | -0,62480*** (0,19034) | ||
LnKLGD | -0,98690*** (0,02933) | ||
Size | -1,09466*** (0,06487) | ||
Rate | 2,52314 (6,37539) | ||
Risk | -0,45655*** (0,14419) | ||
SR | -1,81503*** (0,30105) | ||
Pcs | -2,26771*** | 4,41392** | |
(0,27294) | (1,94923) | ||
Constant | 8,71762*** (1,10747) | ||
Observations | 3.516 | ||
Number of MCT | 586 | ||
R-squared | 0,37929 |
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 ước lượng của hệ số cắt 0.Pcs = -2,267709 với P-value = 0,000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, ước lượng của hệ số cắt 1.Pcs = 4,413922 với P-value = 0,024 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%. Kết luận, khi các yếu tố khác trong mô hình không thay đổi nếu tỷ lệ trả cổ tức trên mệnh giá Pcs tăng thêm 1% thì giá trị ILLIQ trung bình giảm 2,267709% nếu tỷ lệ trả cổ tức trên mệnh giá Pcs ≤ 87,03% nhưng khi tỷ lệ Pcs > 87,03% nếu tăng tỷ lệ Pcs thêm 1% thì giá trị ILLIQ trung bình tăng 4,413922%. Như vậy, tỷ lệ trả cổ tức Pcs tác động phi tuyến tới TKCCP theo dạng “chữ U ngược” và với trong mô hình nghiên cứu thì ngưỡng đảo chiều tác động của tỷ lệ Pcs là 87,03%. Như vậy, TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam chịu tác động của CSCT được doanh nghiệp công bố với các mức độ khác nhau.
Tỷ lệ trả cổ tức trên mệnh giá cổ phiếu (Pcs) có tác động phi tuyến tới TKCCP trên TTCK Việt Nam có thể lý giải như sau: (i) Cổ tức là biện pháp hiệu quả để giảm mâu thuẫn giữa chủ sở hữu và nhà quản trị và cổ tức được cho là tín hiệu tốn kém nên doanh nghiệp hoạt động hiệu quả mới có khả năng thực hiện. Vì vậy, cổ tức mang lại tín hiệu tích cực cho hoạt động giao dịch cổ phiếu, giảm chi phí giao dịch và giúp tăng TKCCP; (ii) Tuy nhiên, thực tế tồn tại nhiều doanh nghiệp chi trả cổ tức không căn cứ vào qui mô lợi nhuận của năm hiện tại. Theo số liệu nghiên cứu, các DNNY có tỷ lệ Pcs từ 87,03% chỉ chiếm khoảng 1% trong tổng số quan sát nhưng các công ty này có tỷ lệ Pcs bình quân là 165,5% với mức chi trả lớn nhất là 66.000 đồng/cổ phiếu (của CTCP VCF năm 2018). Đồng thời, các doanh nghiệp này chỉ thực hiện trả cổ tức bằng tiền, không áp dụng hình thức khác và đáng nói là bình quân chỉ tiêu DPS xấp xỉ 26.257 đồng/cổ phiếu với chỉ tiêu EPS chỉ khoảng 9.376 đồng/cổ phiếu đồng. Như vậy, các doanh nghiệp này trả cổ tức bình quân lớn gấp 2,6 lần thu nhập trên một cổ phiếu. Kết hợp thông tin trong Hình 3.13 cho thấy số lượng các doanh nghiệp chi trả cổ tức lớn hơn lợi nhuận sau thuế vẫn tương đối lớn. Điều này hoàn toàn không phù hợp với qui định chi trả cổ tức trong Luật doanh nghiệp số 68/2014/QH13. CSCT trở thành công cụ để nhà quản trị “đánh bóng” doanh nghiệp trên thị trường và củng cố vị trí trong công ty. Khi CSCT không được thực hiện đúng bản chất và kết hợp với qui định điều chỉnh giá thị trường tại ngày chốt quyền cổ đông dẫn tới sự biến động giá cổ phiếu tăng mạnh. Đây là nguyên nhân khiến TKCCP giảm khi mức trả cổ tức quá lớn.
4.3.4. Kiểm định mô hình ngưỡng với tỷ lệ sở hữu Nhà nước tác động tới thanh khoản của cổ phiếu
Kiểm định tác động phi tuyến của tỷ lệ sở hữu Nhà nước đến TKCCP
Tác giả kỳ vọng SHNN có tác động phi tuyến tới TKCCP trên TTCK Việt Nam bởi với tâm lý có sự “bảo lãnh ngầm” của Nhà nước kết hợp với thực tế các DNNN sau cổ phần hóa thường có qui mô lớn hơn so với các doanh nghiệp cùng ngành là ưu điểm để hấp dẫn NĐT. Giả thuyết nghiên cứu được xây dựng như sau:
൜H: SHNN có tác động tuyến tính tới TKCCP Hଵ: SHNN có tác động phi tuyến tới TKCCP
Kiểm định giả thuyết mô hình trên, tác giả xác định biến SHNN2 bằng giá trị bình phương của SHNN. Giả thuyết H1 được chấp nhận khi hệ số ước lượng SHNN và SHNN2 ngược dấu đồng thời tác động có ý nghĩa thống kê. Mô hình (MH6) được xây dựng để kiểm định giả thuyết:
௧
𝑇𝐾𝐶𝐶𝑃௧ = 𝜇+ 𝛽ଵ𝑆𝐻𝑁𝑁௧ + 𝛽ଶ𝑆𝐻𝑁𝑁ଶ+ 𝛽ᇱ𝑥௧ + 𝑒௧ (𝑴𝑯𝟔)
Bảng 4.17. Kết quả kiểm định tác động phi tuyến của tỷ lệ SHNN
ILLIQ Hệ số | LM12 Hệ số | |
SHNN | -1,37957*** (0,52226) | -0,48251 (0,39120) |
SHNN2 | 1,46176* (0,85306) | 1,52299** (0,60449) |
Constant | 18,58697*** (1,44284) | 27,04736*** (0,96274) |
Observations | 3.862 | 3.859 |
Number of MCT | 676 | 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 mô hình được trình bày rút gọn trong Bảng 4.17. Kết quả hồi qui cho thấy biến SHNN có tác động ngược chiều với biến phụ thuộc ILLIQ tại mức ý nghĩa 1% và biến SHNN2 có tác động cùng chiều với biến phụ thuộc ILLIQ tại mức ý nghĩa 10% nên có đủ bằng chứng thống kê để chấp nhận giả thuyết H1: tỷ lệ SHNN có