hai trung bình bình phương phần dư (RMSE – root mean square of errors) từ phương trình (1) và phương trình (2) dưới đây:
1 1 t 2 t
2
Adj.DPSit it
(1)
TPRi
Adj.EPSit
2
1
t 2
t 2
(2)
⁄ (
it
=(
(MH1.2)
Trong đó:
+ Adj.DPSit và Adj.EPSit là giá trị cổ tức được thanh toán và giá trị thu nhập tính trên mỗi cổ phần của DN i ở thời điểm t sau khi đã hiệu chỉnh để loại bỏ những biến động do chia tách cổ phiếu.
+ TPRi là tỷ lệ thanh toán mục tiêu giả định bằng trung vị của tỷ lệ thanh toán của DN trong suốt thời gian nghiên cứu. Tỷ lệ thanh toán của mỗi công ty là tỷ lệ giữa DPS và EPS.
+ t là biến xu thế thời gian (time trend) được đánh số từ 1 đến n tương ứng với số giai đoạn quan sát trong mẫu.
⁄ (
Thước đo RelVol được tính toán dựa trên biến động của dòng cổ tức tương ứng với biến động của dòng thu nhập, thành phần xu thế được tách khỏi chuỗi cổ tức và chuỗi cổ tức mục tiêu bằng mô hình hồi quy theo xu thế thời gian. Tỷ lệ tương đối của phần dư từ mô hình tách xu thế của chuỗi cổ tức và chuỗi cổ tức mục tiêu(
thể hiện biến động tương đối giữa cổ tức thanh toán và cổ tức mục tiêu. Vì vậy, tỷ lệ tương đối giữa phần dư của hai mô hình tách xu thế sẽ thể hiện chính sách can thiệp để hiệu chỉnh cổ tức. Nếu RelVol bằng 1 thì không có hiệu chỉnh cổ tức, tỷ lệ này càng xa 1 càng thể hiện doanh nghiệp có hành vi hiệu chỉnh sâu vào giá trị cổ tức chi trả, hay nói cách khác là RelVol cao ngụ ý biến động của cổ tức cao hơn biến động của thu nhập nên mức độ ổn định hóa cổ tức thấp.
3.3. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm
3.3.1. Mẫu nghiên cứu
Mẫu nghiên cứu 336 DNNY, bao gồm 154 DNNY tại HOSE (chiếm 45,83%) và 182 DNNY tại HNX (chiếm 54,17%). Các doanh nghiệp trong mẫu được chia thành các nhóm ngành, phân theo tiêu chuẩn ICB cấp 1 (Industry Classification Benchmark).
ICB (do FTSE Group và DowJone xây dựng) là tiêu chuẩn phân ngành phổ biến nhất hiện nay. ICB phân chia các ngành thành 4 cấp theo mức độ từ tổng hợp đến chi tiết, trong đó:
- Cấp 1: 10 nhóm ngành (Industries)
- Cấp 2: 19 phân ngành lớn (Super sectors)
- Cấp 3: 41 phân ngành chính (Sectors)
- Cấp 4: 114 phân ngành phụ (Sub sectors)
Bảng 3.4: Cơ cấu mẫu nghiên cứu phân theo ngành
Tên ngành | Số DN | Số quan sát | Tỷ trọng (%/tổng mẫu) | |
Ind.1 | Công nghệ thông tin | 11 | 121 | 3.27% |
Ind.21 | Công nghiệp: Xây dựng và vật liệu | 84 | 924 | 25.00% |
Ind.22 | Công nghiệp: Hàng và dịch vụ công nghiệp | 62 | 682 | 18.45% |
Ind.3 | Dầu khí | 4 | 44 | 1.19% |
Ind.4 | Dịch vụ tiêu dùng | 33 | 363 | 9.82% |
Ind.5 | Dược phẩm và Y tế | 15 | 165 | 4.46% |
Ind.6 | Hàng tiêu dùng | 56 | 616 | 16.67% |
Ind.7 | Nguyên vật liệu | 44 | 484 | 13.10% |
Ind.8 | Tiện ích cộng đồng | 27 | 297 | 8.04% |
Tổng | 336 | 3,696 | 100.00% | |
Có thể bạn quan tâm!
-
Tóm Tắt Các Công Trình Nghiên Cứu Các Nhân Tố Ảnh Hưởng Đến Mức Độ Ổn Định Hóa Cổ Tức -
Tiêu Chuẩn Niêm Yết Và Các Quy Định Liên Quan Đến Cổ Tức Ở Việt Nam -
Nhận Diện Mức Độ Ổn Định Hóa Cổ Tức Của Các Doanh Nghiệp Niêm Yết -
Kết Quả Hồi Quy Soa Theo Mô Hình Mh1.1 Cho Mẫu Tại Hnx -
Dòng Tiền Và Cơ Hội Đầu Tư Của Dnny -
Xây Dựng Giả Thuyết Và Mô Hình Nghiên Cứu
Xem toàn bộ 148 trang tài liệu này.
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ mẫu nghiên cứu Ngành công nghiệp có số doanh nghiệp chiếm tỷ trọng lớn nhất trong mẫu (43,45%), để đánh giá chính sách cổ tức được chính xác hơn nên riêng ngành công
nghiệp được phân ngành cấp 2, gồm ngành Xây dựng và vật liệu và ngành Hàng và
dịch vụ công nghiệp.
Xét trên tổng thể số DNNY (tính đến thời điểm 31/12/2018), các DN thỏa mãn các tiêu chí chọn mẫu là 53,59%. Xét theo nơi niêm yết và xét theo ngành hầu hết đều đạt tỷ lệ trên 50%.
Bảng 3.5: Tỷ lệ mẫu trên tổng thể DNNY
Số DN thỏa mãn tiêu chí chọn mẫu | Tổng số DNNY | Tỷ lệ mẫu trên tổng thể (%) | |
1. Tổng mẫu | 336 | 627 | 53.59% |
2. Theo nơi niêm yết | |||
HOSE | 154 | 290 | 53.10% |
HNX | 182 | 337 | 54.01% |
3. Theo ngành | |||
Công nghệ thông tin | 11 | 21 | 52.38% |
Công nghiệp: Xây dựng và vật liệu | 84 | 167 | 50.30% |
Công nghiệp: Hàng và dịch vụ công nghiệp | 62 | 106 | 58.49% |
Dầu khí | 4 | 6 | 66.67% |
Dịch vụ tiêu dùng | 33 | 60 | 55.00% |
Dược phẩm và Y tế | 15 | 23 | 65.22% |
Hàng tiêu dùng | 56 | 105 | 53.33% |
Nguyên vật liệu | 44 | 97 | 45.36% |
Tiện ích cộng đồng | 27 | 42 | 64.29% |
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ mẫu nghiên cứu
Bảng 3.6 khái quát đặc điểm của các DNNY trong mẫu theo một số chỉ tiêu như số cổ phiếu lưu hành, vốn hóa thị trường, tổng tài sản, tỷ lệ đòn bẩy và khả năng sinh lời. Tất cả các chỉ tiêu này được tính theo mức bình quân của cả giai đoạn 11 năm và tính theo các nhóm ngành đã được phân loại.
Bảng 3.6: Khái quát đặc điểm của các DNNY
Số cổ phiếu lưu hành | Vốn hóa thị trường | Tổng tài sản | Đòn bẩy | ROA | ROE | |
(Triệu CP) | (Tỷ đồng) | (Tỷ đồng) | (%) | (%) | (%) | |
Ind.1 | 44.85 | 1,674.72 | 792.55 | 47.27 | 6.90 | 13.88 |
Ind.21 | 25.38 | 560.10 | 902.15 | 61.19 | 5.97 | 14.91 |
Ind.22 | 18.52 | 483.87 | 567.84 | 47.10 | 8.17 | 15.65 |
Ind.3 | 172.61 | 3,252.72 | 2,058.42 | 58.14 | 5.99 | 15.96 |
Ind.4 | 12.44 | 190.70 | 364.20 | 34.73 | 9.46 | 15.05 |
Ind.5 | 16.6 | 1,062.36 | 805.40 | 42.76 | 10.25 | 18.04 |
Ind.6 | 42.23 | 3,084.00 | 1019.54 | 47.09 | 9.63 | 17.80 |
Ind.7 | 48.87 | 1,132.70 | 1113.99 | 51.42 | 7.95 | 16.85 |
Ind.8 | 45.04 | 1,015.65 | 998.66 | 46.20 | 8.63 | 15.93 |
Nguồn: Tác giả tự tính toán
Như vậy, 336 doanh nghiệp trong mẫu ngoài việc thỏa mãn các tiêu chí chọn mẫu để nghiên cứu về mức độ ổn định hóa cổ tức thì các DN này có quy mô khác nhau, thuộc ngành nghề và lĩnh vực hoạt động kinh doanh khác nhau, có đặc điểm hoạt động khác nhau. Do vậy, có thể đảm bảo tính đại diện của mẫu.
3.3.2. Thống kê mô tả
Bảng 3.7 và Bảng 3.8 trình bày thống kê mô tả các biến của MH1.1 theo sở giao dịch và theo ngành nghề kinh doanh, bao gồm: Số quan sát (N), giá trị trung bình (Mean), độ lệch chuẩn (Std), giá trị nhỏ nhất (Min) và giá trị lớn nhất (Max).
Bảng 3.7: Thống kê mô tả các biến trong mô hình hồi quy theo sở giao dịch
Chỉ tiêu | N | Mean | Std | Min | Max | |
1. Tổng mẫu | ||||||
Tổng mẫu | DPSt-DPSt-1 | 3.591 | -0,370 | 916,651 | -5.500 | 5.500 |
DPSt-1 | 3.634 | 1.531,338 | 1.207,958 | -5.500 | 5.500 | |
EPSt | 3.696 | 3.036,586 | 2.496,252 | -5.441 | 25.563 | |
2. Theo sàn niêm yết | ||||||
HOSE | DPSt-DPSt-1 | 1.645 | 17,788 | 965,775 | -5.500 | 5.500 |
DPSt-1 | 1.662 | 1.666,517 | 1.267,010 | 0 | 8.000 | |
EPSt | 1.694 | 3.365,235 | 3.004,515 | -5.441 | 25.563 | |
HNX | DPSt-DPSt-1 | 1.946 | -15,720 | 872,929 | -5.500 | 5.500 |
DPSt-1 | 1.972 | 1.417,410 | 1.143,828 | 0 | 11.500 | |
EPSt | 2.002 | 2.758,499 | 2.867,505 | -5.441 | 25.563 | |
Nguồn: Tính toán của tác giả
Giá trị của các biến đều có độ lệch chuẩn lớn. Nhận thấy: (i) EPS trong tổng mẫu có giá trị trung bình 3.037 đồng/cổ phiếu (tức là thu nhập bình quân năm của một cổ phần là 3.037 đồng) với biên độ dao động từ 5.441 đồng/cổ phiếu đến 25.563 đồng/cổ phiếu, trong đó EPS bình quân tại HNX thấp hơn tại HOSE với cùng một biên độ dao động. (ii) Về DPS và mức thay đổi DPS hàng năm: Mức thanh toán bình quân cả mẫu là 1.531 đồng/cổ phiếu, tương tứng tỷ lệ thanh toán 15,31% trên mệnh giá và 50% trên tổng thu nhập. Mức thanh toán cổ tức cao nhất là 11.500 đồng/cổ phiếu tại HNX và 8.000 đồng/cổ phiếu tại HOSE.
Bảng 3.8: Thống kê mô tả các biến trong mô hình hồi quy theo ngành
Chỉ tiêu | N | Mean | Std | Min | Max | |
Ind.1 | DPSt-DPSt-1 | 115 | -39,130 | 703,711 | -3.000 | 2.000 |
DPSt-1 | 118 | 1.175,424 | 819,624 | 0 | 4.000 | |
EPSt | 121 | 2.200,653 | 1.735,564 | -1.412 | 7.783 | |
Ind.21 | DPSt-DPSt-1 | 881 | -14,386 | 845,988 | -5.500 | 5.000 |
DPSt-1 | 903 | 1.430,803 | 1.168,104 | 0 | 9.325 | |
EPSt | 924 | 2.819,147 | 2.943,868 | -5.441 | 20.444 | |
Ind.22 | DPSt-DPSt-1 | 663 | 8,799 | 832,808 | -4.000 | 5.500 |
DPSt-1 | 671 | 1.467,241 | 1.021,529 | 0 | 7.500 | |
EPSt | 682 | 3.043,277 | 2.948,136 | -5.441 | 25.563 | |
Ind.3 | DPSt-DPSt-1 | 42 | -107.167 | 816,972 | -2.500 | 2.000 |
DPSt-1 | 44 | 1.167,705 | 668,094 | 0 | 2.600 | |
EPSt | 44 | 2.800,932 | 2.099,099 | -1.239 | 7.983 | |
Ind.4 | DPSt-DPSt-1 | 356 | 31,062 | 995,219 | -5.500 | 5.500 |
DPSt-1 | 358 | 1.582.296 | 1.529,496 | 0 | 11.500 | |
EPSt | 363 | 2.460,667 | 2.467,852 | -4.381 | 16.723 | |
Ind.5 | DPSt-DPSt-1 | 164 | -16,524 | 711,975 | -3.030 | 2.000 |
DPSt-1 | 164 | 1.725,329 | 940,178 | 0 | 4.000 | |
EPSt | 165 | 3.989,867 | 2.507,813 | -3.106 | 14.163 | |
Ind.6 | DPSt-DPSt-1 | 605 | -4,205 | 1.132,007 | -5.500 | 4.000 |
DPSt-1 | 607 | 1.835,349 | 1.334,54 | 0 | 8.191 | |
EPSt | 616 | 3.757,567 | 3.247,871 | -5.441 | 25.563 | |
Ind.7 | DPSt-DPSt-1 | 474 | -24,781 | 993,888 | -5.000 | 5.200 |
DPSt-1 | 477 | 1.513,214 | 1.317,201 | 0 | 11.500 | |
EPSt | 484 | 3.233,151 | 3.459,412 | -5.441 | 24.487 | |
Ind.8 | DPSt-DPSt-1 | 291 | 70,285 | 754,840 | -2.700 | 5.000 |
DPSt-1 | 291 | 1.414,366 | 996,639 | 0 | 6.000 | |
EPSt | 297 | 2.431,785 | 2.057,235 | -697 | 17.537 |
Nguồn: Tính toán của tác giả
Xét theo ngành, các ngành có EPS bình quân cao hơn trung bình mẫu là ngành Dược phẩm – Y tế (Ind.5), Hàng tiêu dùng (Ind.6) và Nguyên vật liệu (Ind.7) đồng thời cũng là ngành có DPS bình quân cao.
Về số quan sát, ngành Dầu khí (Ind.3) chỉ có 44 quan sát, không đảm bảo đủ điều kiện để thực hiện hồi quy nên ngành này sẽ không được trình bày trong kết quả hồi quy.
3.3.3. Kết quả tính toán mức độ ổn định cổ tức theo mô hình Lintner (1956)
Để xác định mức độ ổn định cổ tức, luận án thực hiện hồi quy dữ liệu mảng trên phần mềm Stata 14. Trước tiên, thực hiện kiểm định thông qua ước lượng OLS thông thường, sau đó thực hiện các kiểm định để lựa chọn mô hình FE hoặc mô hình RE. Mức độ ổn định hóa cổ tức được hồi quy theo mô hình của Lintner (1956) chính là hệ số SOA. Việc hồi quy được thực hiện lần lượt cho toàn bộ dữ liệu trong mẫu, cho từng sàn niêm yết và cho từng ngành nghề kinh doanh. Luận án trình bày các bước kiểm định cho tổng mẫu. Trường hợp hồi quy cho mẫu nhỏ theo 2 sàn niêm yết hoặc theo 9 ngành sẽ thực hiện tương tự và chỉ trình bày kết quả hồi quy.
+ Bước 1: Hồi quy OLS được thực hiện nhằm đánh giá sơ bộ mức độ hiệu chỉnh cổ tức. Kết quả hồi quy OLS tại Bảng 3.9 đã giúp khẳng định tồn tại hiện tượng ổn định hóa cổ tức ở Việt Nam. Song mô hình này có một số hạn chế cơ bản vì không tính đến các tác động theo thời gian hay các khác biệt mang tính đặc trưng của các quan sát trong mô hình.
Bảng 3.9: Kết quả hồi quy OLS theo MH1.1 cho tổng mẫu
Coef. | Robust Std. Err. | t- statistics | P>|t| | [95% Conf. Interval] | ||
DPSt-1 | -.449973 | .012650 | -35.57 | 0.000 | -.474767 | -.425179 |
EPSt | .152228 | .005247 | 29.01 | 0.000 | .141945 | .162512 |
_cons | 225.677 | 21.7895 | 10.36 | 0.000 | 182.970 | 268.384 |
sigma_u | 417.99103 | |||||
Sigma_e | 734.09302 | |||||
Rho | .24483504 (fraction of variance due to u_i) | |||||
R-sq: within = 0.3894 | ||||||
Nguồn: Tính toán của tác giả
+ Bước 2: Kiểm định sự tồn tại của ut bằng lệnh (xttest0), cho giá trị: Prob > chibar2 = 0.000
Kết quả ủng hộ mô hình tác động ngẫu nhiên phù hợp hơn Poll OLS
+ Bước 3: Kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình
Bảng 3.10: Kiểm định Hausman về sự khác biệt giữa mô hình FE và RE
(b) FE | (B) RE | (b-B) Difference | Sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E. | |
DPSt-1 | -.6623049 | -.4499733 | -.2123317 | .0078084 |
EPS | .1608547 | .1522283 | .0086264 | .003029 |
b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg | ||||
Test: Ho: difference in coefficients not systematic | ||||
chi2(2) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 1033.26 Prob>chi2 = 0.0000 | ||||
Nguồn: Tính toán của tác giả
Với p-value < 0.05 (Bảng 3.10) cho thấy các mô hình FE phù hợp hơn với dữ liệu nghiên cứu bởi các đặc điểm cố định có sự thay đổi theo thời gian.
Cuối cùng, luận án thực hiện hồi quy FEM, đồng thời, tùy chọn robust được thực hiện để kiểm định hiện tượng “phương sai sai số thay đổi” nhằm “tính toán lại các sai số chuẩn trong trường hợp kiểm định cho biết mô hình vi phạm giả thuyết này”.
Bảng 3.11: Kết quả hồi quy FEM theo mô hình MH1.1 cho tổng mẫu
(Std. Err. adjusted for 336 clusters in id)
Coef. | Robust Std. Err. | t-statistics | P>|t| | [95% Conf. Interval] | ||
DPSt-1 | -.6623049 | .0351645 | -18.83 | 0.000 | -.731476 | -.5931338 |
EPSt | .1608547 | .01685 | 9.55 | 0.000 | .1277096 | .1939997 |
_cons | 524.888 | 66.9565 | 7.84 | 0.000 | 393.1798 | 656.5961 |
sigma_u | 417.99103 | |||||
Sigma_e | 734.09302 | |||||
Rho | .24483504 (fraction of variance due to u_i) | |||||
R-sq: within = 0.4054 | ||||||
Nguồn: Tính toán của tác giả
Kết quả cuối cùng thu nhận từ MH1.1 cho tổng mẫu nghiên cứu (Bảng 3.11) cho thấy tốc độ hiệu chỉnh cổ tức là 0.662, cùng với hệ số hồi quy của EPS là 0.161,
điều này có nghĩa là trung bình trong cả giai đoạn, các DN sẽ thanh toán cổ tức ở thời kỳ sau bằng 0.161 lần giá trị thu nhập tính trên mỗi cổ phần và cộng thêm một giá trị hiệu chỉnh bằng 0.338 (= 1 - 0.662) giá trị cổ tức một cổ phần của kỳ liền trước đó. Ngoài ra, từ kết quả hồi quy dễ dàng tính được giá trị tỷ lệ thanh toán mục tiêu TPR là 24,32% (= 0,161/ 0,662)
Từ những nhận diện ban đầu trong phần phân tích mô tả tại mục 3.1.3, yếu tố nơi niêm yết và ngành nghề hoạt động có thể ảnh hưởng đến tốc độ hiệu chỉnh cổ tức ở Việt Nam. Do vậy, nghiên cứu tiếp tục đi kiểm định các nghi ngại này. Kết quả cuối cùng theo mô hình FE thể hiện tại Bảng 3.12, Bảng 3.13 và Bảng 3.14.
Bảng 3.12: Kết quả hồi quy SOA theo mô hình MH1.1 cho mẫu tại HOSE
(Std. Err. 1adjusted for 154 clusters in id)
Coef. | Robust Std. Err. | t- statistics | P>|t| | [95% Conf. Interval] | ||
DPSt-1 | -.6795147 | .0372109 | -18.26 | 0.000 | -.7530282 | -.6060012 |
EPSt | .1446725 | .0193859 | 7.46 | 0.000 | .106374 | .1829711 |
_cons | 662.1967 | 71.65491 | 9.24 | 0.000 | 520.636 | 803.7575 |
sigma_u | 485.08551 | |||||
Sigma_e | 778.87329 | |||||
Rho | .27947921 (fraction of variance due to u_i) | |||||
R-sq: within = 0.3952 | ||||||
Nguồn: Tính toán của tác giả
Với 154 DNNY tại HOSE, kết quả hồi quy MH1.1 cho tốc độ hiệu chỉnh cổ tức là 0.679 và hệ số hồi quy EPS là 0.145. Về mặt ý nghĩa, kết quả này cho biết trung bình trong giai đoạn 2008-2018, các DNNY tại HOSE sẽ thanh toán cổ tức ở thời kỳ t bằng 0.145 lần thu nhập cộng thêm với giá trị hiệu chỉnh bằng 0.321 lần cổ tức ở thời kỳ t-1, giá trị TPR là 21.65%.