Tải bản đầy đủ
2 Phân tích định lượng tác động của chính sách cổ tức đến giá cổ phiếu của doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

2 Phân tích định lượng tác động của chính sách cổ tức đến giá cổ phiếu của doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Tải bản đầy đủ

46

Biến nghiên cứu:
- Biến phụ thuộc: giá cổ phiếu công ty (Pit) là giá đóng cửa ngày 31/12 hàng
năm của từng công ty niêm yết;
- Các biến độc lập:
Biến độc lập


hiệu

Cổ tức trên mỗi
DIVit
cổ phiếu
Thu nhập trên
EPSit
mỗi cổ phiếu
Tỷ lệ lợi nhuận
giữ lại trên mỗi rit
cổ phiếu

Quan hệ kì
vọng với biến
phụ thuộc

Cách thu thập dữ liệu
Được xác định bằng: (tổng tỷ lệ chi
trả cổ tức mỗi năm) x (mệnh giá cổ
phần)
Được lấy trên báo cáo tài chính đã
kiểm toán hàng năm của mỗi công ty
Được xác định bằng: (Thu nhập trên
mỗi cổ phiếu – cổ tức trên mỗi cố
phiếu) / Thu nhập trên mỗi cổ phiếu

+
+
+

Giả thuyết nghiên cứu:
- H0: không có mối tương quan giữa các biến độc lập: cổ tức trên mỗi cổ phiếu,
thu nhập trên mỗi cổ phiếu, tỷ lệ lợi nhuận giữ lại với biến phụ thuộc - giá cổ phiếu
(β1= β2= β3=0)
- H1: có mối tương quan dương giữa cổ tức trên mỗi cổ phiếu và giá cổ phiếu
(β1≠0).
- H2: có mối tương quan dương giữa thu nhập trên mỗi cổ phiếu và giá cổ phiếu
(β2≠0).
- H3: có mối tương quan dương giữa tỷ lệ lợi nhuận giữ lại và giá cổ phiếu
(β3≠0).
2.2.1.2Mô hình 2
Xem xét mối quan hệ của chính sách cổ tức và giá cổ phiếu niêm yết thông qua
sự tác động của thay đổi của tỷ suất cổ tức đến phần trăm thay đổi giá cổ phiếu niêm
yết. Từ mô hình tổng quát (mô hình 2) đã đưa ra ở chương 1:
% ∆P = a + b*∆DY + u

(2)

47

Dữ liệu nghiên cứu: được lấy từ 681 công ty niêm yết trên thị trường chứng
khoán Việt Nam vào 31/01/2014 trong giai đoạn từ năm 2004 đến năm 2013.
Biến nghiên cứu:
- Biến độc lập: Phần trăm thay đổi trong giá cổ phiếu (% ∆P): là tỷ số phần trăm
của chênh lệch giá cổ phiếu từng năm so với năm cổ phiếu bắt đầu giao dịch. Biến %
∆P được xác định bằng cách tính tỷ lệ của hiệu số giá đóng cửa ngày 31/12 mỗi năm
và năm bắt đầu niêm yết chia cho giá đóng cửa ngày 31/12 của năm bắt đầu niêm yết.
- Biến phụ thuộc: thay đổi trong tỷ suất cổ tức (∆DY): là tỷ số giữa chênh lệch
tỷ suất cổ tức từng năm nghiên cứu và năm cổ phiếu bắt đầu giao dịch so với giá cổ
phiếu năm bắt đầu giao dịch. Tỷ suất cổ tức hàng năm được xác định bằng cách lấy
cổ tức trên cổ phần hàng năm chia cho giá đóng cửa của năm bắt đầu niêm yết.
Giả thuyết nghiên cứu:
- H0: Không có mối tương quan giữa thay đổi tỷ suất cổ tức và phần trăm thay
đổi trong giá cổ phiếu niêm yết (b=0).
- H1: Có mối tương quan giữa thay đổi tỷ suất cổ tức và phần trăm thay đổi
trong giá cổ phiếu niêm yết (b≠0).
2.2.2 Kết quả nghiên cứu
2.2.2.1

Mô hình 1

Từ mô hình tổng quát (1) đã đưa ra trong chương 1:
Pit = α + β1 * DIVit + β2 * EPSit + β3 * r it + εit

(1)

Nghiên cứu tiến hành sử dụng phân tích hồi quy cho 681 công ty niêm yết trên
thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2004 đến năm 2013. Dữ liệu được nghiên
cứu có kết cấu dữ liệu bảng với gồm thứ tự quan sát là 681 công ty niêm yết và thứ
tự thời gian từ năm 2004 đến năm 2013 có thể giảm hiện tượng đa cộng tuyến giữa
các biến, nhiều bậc tự do hơn và hiệu quả hơn. Đề tài sử dụng phần mềm Eviews để
tiến hành phân tích hồi quy pooled, phân tích hồi quy cho dữ liệu bảng với tác động
cố định (FEM) và mô hình hồi quy dữ liệu bảng với tác động ngẫu nhiên (REM) lần
lượt được đưa ra xem xét và thực hiện kiểm định sự bằng nhau của tác động cố định,
kiểm định Hausman. Cuối cùng bài nghiên cứu lựa chọn mô hình hồi quy dữ liệu

48

bảng tác động cố định (FEM). Sau khi điều chỉnh và loại bỏ các quan sát không phù
hợp, đề tài thu tập được 2.353 mẫu quan sát có ý nghĩa thống kê.Và, chúng ta có được
kết quả kiểm định mô hình (1) như sau:Bảng 2.1: Kết quả chạy mô hình hồi quy 1
Dependent Variable: P
Method: Panel Least Squares
Date: 09/30/14 Time: 20:13
Sample: 1 3731
Periods included: 10
Cross-sections included: 681
Total panel (unbalanced) observations: 2353
White cross-section standard errors & covariance (d.f.
corrected)
Variable
C
DIV
EPS
R

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

9985.287
1.130821
1.495694
24.30312

1126.601
0.410721
0.372171
7.038854

8.863201
2.753258
4.018838
3.452709

0.0000
0.0060
0.0001
0.0006

Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared
0.593728
Adjusted R-squared 0.453970
S.E. of regression
10508.08
Sum squared resid
1.93E+11
Log likelihood
-24778.97
F-statistic
4.248268
Prob(F-statistic)
0.000000

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

15553.46
14220.51
21.57414
23.05113
22.11201
2.120529

Nguồn:Từ kết quả chạy mô hình hồi quy của tác giả
Mô hình (1) được viết lại như sau:
Pit

=

9 . 9 8 5 , 2 8 7 + 1,130821 * DIVit + 1,495694 * EPSit
24,303122 * rit + εit

+
(R2

=

Prob (F-Stattistic) =

45,397%)
0,000000

49

Standard Error:

1126.601

0.410721

0.372171

7.038854

t – Statistic:

8.863201

2.753258

4.018838

3.452709

0.0000

0.0060

0.0001

0.0006

Prob (Pvalue)

Hệ số chặn trên là hằng số chung cho tất cả các công ty niêm yết. Để phân tích
ảnh hưởng của sự không đồng nhất của các công ty như khả năng quản lý, quan điểm
quản lý, chính sách từng công ty,… thì mô hình đưa ra hệ số chặn cho từng công ty
được trình bày ở phụ lục 10.
Mức độ phù hợp của hàm hồi quy là 45,397%, nghĩa là những thay đổi trong
ba biến giải thích trên giải thích được 45,397%, những thay đổi trong giá cổ phiếu
của doanh nghiệp niêm yết.
Trong đó:
 α= 9.985,287: Khi các biến độc lập DIV, EPS, r đồng thời bằng 0 thì trung bình
giá cổ phiếu niêm yết P là 9.985,287 đồng.
 β1=1,130821: Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì khi cổ tức một cổ
phần tăng 1 đồng sẽ làm giá cổ phiếu tăng 1,130821 đồng.
 β2=1,495694: Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì khi lợi nhuận trên
mỗi cổ phiếu tăng 1 đồng sẽ làm giá cổ phiếu tăng 1,495694 đồng.
 β3=24,303122: Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì khi tỷ lệ lợi
nhuận giữ lại tăng 1% sẽ làm giá cổ phiếu tăng 0,24303122 đồng.
Ta thấy xác xuất của kiểm định F: Prob của từng biến DIV, EPS, r và của cả mô
hình đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%. Do vậy, ta bác bỏ giả thuyết H0: β1= β2= β3=0.
Do đó, chúng ta có thể kết luận rằng chính sách cổ tức thực sự có tác động đến giá cổ
phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Thực hiện kiểm định Wald để kiểm tra sự có mặt của các biến không cần thiết
cho từng biến và tất cả các biến đều thu được kết quả kiểm định với giá trị Probability
của F-statistic của cả mô hình và từng hệ số đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% (xem chi
tiết kiểm định Wald trong phụ lục 8):

50

Hệ số của các biến

Probability của F-statistic

Α

0,0000

β1

0,0000

β2

0,0060

β3

0,0001

Cả mô hình

0,0006

Điều này có nghĩa là các biến độc lập DIV, EPS, r đều ảnh hưởng đến biến phụ
thuộc P.
Ngoài ra, ma trận hệ số tương quan giữa các biến cũng được sử dụng để phân
tích và kiểm tra khả năng xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô
hình. Dựa vào bảng ma trận hệ số tương quan (xem phụ lục 10) có thể kết luận khả
năng xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy là không lớn do hầu
hết các hệ số tương quan giữa các biến đều khá nhỏ, không có trường hợp nào có trị
số tuyệt đối vượt quá 0,5.
Đánh giá ý nghĩa của từng biến giải thích của mô hình (1), chúng thấy rằng tất
cả các hệ số hồi quy của từng biến mang dấu dương, tức là sự biến động của cổ tức,
lợi nhuận và tỷ lệ lợi nhuận giữ lại sẽ gây ra biến động cũng chiều trên giá cổ phiếu.
Tuy nhiên, biến EPS và r có khả năng giải thích cao những biến động của giá cổ phiếu
trên thị trường hơn biến DIV. Lý do biến DIV ít có ý nghĩa kiểm định là vì cổ tức
mỗi cổ phần thường cố định qua các năm và nếu có thay đổi thì mức thay đổi tuyệt
đối không cao, trong khi giá cổ phiếu trên thị trường qua các năm có mức biến động
lớn hơn. Điều này cũng giải thích rằng các cổ đông và ban quản trị doanh nghiệp ít
chú trọng tới mức cổ tức mỗi tuyệt đối trên mỗi cổ phần, mà họ tập trung nhiều vào
sự thay đổi trong cổ tức chi trả qua các năm. Như vậy mô hình thứ hai được phát triển
từ mô hình cách điệu hóa của Lintner sẽ bổ sung cho mô hình trên trong việc đánh
giá chính sách cổ tức có tác động đến giá cổ phiếu của các doanh nghiệp niêm yết
trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

51

2.2.2.2Mô hình 2
Từ mô hình tổng quát (mô hình 2) đã đưa ra ở chương 1:
% ∆P = a + b*∆DY + u

(2)

Nghiên cứu tiến hành sử dụng phân tích hồi quy cho 681 công ty niêm yết trên
thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2004 đến năm 2013. Dữ liệu được sắp xếp
theo kết cấu dữ liệu bảng với gồm thứ tự quan sát là 681 công ty niêm yết và thứ tự
thời gian từ năm 2004 đến năm 2013. Sử dụng phần mềm Eviews để tiến hành phân
tích hồi quy pooled, phân tích hồi quy cho dữ liệu bảng với tác động cố định (FEM)
và mô hình hồi quy dữ liệu bảng với tác động ngẫu nhiên (REM) lần lượt được đưa
ra xem xét và thực hiện kiểm định sự bằng nhau của tác động cố định để lựa chọn mô
hình Pooled hay mô hình FEM, kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình FEM hay
REM. Cuối cùng bài nghiên cứu lựa chọn mô hình hồi quy dữ liệu bảng tác động cố
định (FEM). Sau khi điều chỉnh và loại bỏ các quan sát không phù hợp, đề tài thu
thập được 3.050 mẫu quan sát có ý nghĩa thống kê từ năm 2004 đến năm 2013. Và,
chúng ta có được kết quả kiểm định của mô hình (2) như sau:
Bảng 2.2: Kết quả chạy mô hình hồi quy 2
Dependent Variable: P
Method: Panel Least Squares
Date: 10/18/14 Time: 02:47
Sample: 1 3710
Periods included: 9
Cross-sections included: 669
Total panel (unbalanced) observations: 3050
Variable
C
DIV

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.580887 0.050691
1.987846 0.213746

11.45925
9.300028

0.0000
0.0000

Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid

0.524651
0.391034
1.205608
3459.307

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion

0.155409
1.544933
3.403148
4.726211

52

Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

-4519.801
3.926534
0.000000

Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

3.878650
1.908155

Nguồn:Từ kết quả chạy mô hình hồi quy của tác giả
Mô hình (2) được viết lại như sau:
% ∆P = 0,580887

+

1,987846 * ∆DY

+ u

(R2 = 39,1034%)
Standard Error:

0.050691

0.213746

t – Stat:

11.45925

9.300028

0.0000

0.0000

P –value:

Mức độ phù hợp của hàm hồi qui là R2 là 39,1034%, nghĩa là những thay đổi
trong tỷ suất cổ tức đã giải thích được 39,1034% những thay đổi trong giá cổ phiếu.
Các ước lượng điểm của biến %∆P cho thấy rằng, trong điều kiện các yếu tố khác
không đổi, nếu doanh nghiệp gia tăng tỷ suất cổ tức 1%, thì giá cổ phiếu trên thị
trường sẽ tăng khoảng 1,987846%. Khi tỷ suất cổ tức giảm từ 0% đến 29,22 % giá
vẫn tăng. Nhưng nếu doanh nghiệp cắt giảm tỷ suất cổ tức lên trên 29,22% thì giá cổ
phiếu trên thị trường lại giảm. Điều này có nghĩa là các doanh nghiệp có chính sách
cổ tức càng biến động thì giá cổ phiếu trên thị trường càng biến động, vào thời điểm
thị trường giá lên, thì giá cổ phiếu các doanh nghiệp này trên thị trường tăng nhanh,
nhưng khi thị trường đi vào suy thoái thì các giá cổ phiếu các doanh nghiệp này lại
sụt giảm mạnh hơn.
Với xác xuất của kiểm định F: P-value =0.0000 < mức ý nghĩa α =5%, nên ta
bác bỏ giả thuyết H0. Như vậy, những thay đổi trong tỷ suất cổ tức thực sự có tác
động tới những thay đổi trong giá cổ phiếu qua các năm của doanh nghiệp. Hay nói
cách khác, trên thị trường chứng khoán Việt Nam, chính sách cổ tức có ảnh hưởng
đến giá trị doanh nghiệp.

53

Kết luận:
Tóm lại, với những lập luận định tính và định lượng ở trên, chúng ta có thể kết
luận rằng có một mối quan hệ khẳng định giữa chính sách cổ tức và giá cổ phiếu niêm
yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam hiện nay. Rõ ràng, chính sách cổ tức là
một trong những nhân tố lớn tác động đến giá cổ phiếu niêm yết mặc dù cách thức
tác động đối với mỗi doanh nghiệp và trong mỗi thời kỳ là khác nhau. Trong các chỉ
tiêu liên quan đến chính sách cổ tức thì các thay đổi trong cổ tức mỗi cổ phần, tỷ lệ
chi trả cổ tức và tỷ suất cổ tức là có ảnh hưởng rõ ràng nhất đến giá cổ phiếu của
doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam qua các năm.
2.3 Đánh giá tác động của chính sách cổ tức đến giá cổ phiếu niêm yết trong
thời gian qua
2.3.1 Mặt tích cực
Thứ nhất, chính sách cổ tức cao và ổn định giúp nhiều doanh nghiệp hoạt động
hiệu quả hơn, giảm rủi ro cho nhà đầu tư và nâng cao giá cổ phiếu niêm yết.
Những năm đầu, thị trường chứng khoán chưa có những bước phát triển vững
chắc, các nhà đầu tư gặp rất nhiều rủi ro khi đầu tư vào các doanh nghiệp trên thị
trường. Khi đó, việc trả cổ tức cao sẽ làm giảm rủi ro cho các cổ đông của công ty và
tạo sự tin tưởng của các cổ đông vào tình hình tài chính cũng như hoạt động kinh
doanh của công ty do vậy tác động tích cực đến giá cổ phiếu niêm yết.
Sau đó, từ năm 2008 đến năm 2009, do cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu, và
sự suy giảm của thị trường chứng khoán Việt Nam, nên nhiều doanh nghiệp cũng đã
thực hiện chi trả cổ tức cao hơn nhiều so với những năm trước khủng hoảng, đồng
thời tăng số lần chi trả cổ tức trong năm lên đến hai hoặc ba lần. Những thời gian này,
các công ty niêm yết có kết quả hoạt động kinh doanh tốt và có tình hình tài chính
lành mạnh đã công bố cổ tức cao giúp hỗ trợ tính thanh khoản cho cổ phiếu của mình.
Chính Phủ cũng hỗ trợ các doanh nghiệp khi quyết định miễn thuế chuyển nhượng
cổ phiếu để nâng cao khả năng thanh khoản cho cổ phiếu làm giá cổ phiếu cũng tăng
theo. Các công ty có xu hướng vừa tiến hành mua lại cổ phần và vừa thực hiện chi trả
cổ tức bằng tiền mặt. Có lẽ đây là phương pháp phân phối tốt nhất cho các nhà đầu

54

tư so với chi trả cổ tức bằng cổ phiếu hay giữ lại lợi nhuận. Chính sách cổ tức cao đã
tác động đến tâm lý của các cổ đông và giữ chân các cổ đông trung thành của công
ty, nhất là các cổ đông lớn, đồng thời thu hút các nhà đầu tư khác trên thị trường, làm
cho giá cổ phiếu cũng tăng và ổn định hơn. Vào những thời điểm khó khăn, rõ ràng
tiền mặt là rất quý giá, việc trả cổ tức cao sẽ tạo thuận lợi cho các cổ đông có thêm
nhiều cơ hội để chuyển hướng đầu tư vào các kênh khác tốt hơn, từ đó, góp phần
giảm thiểu rủi ro của họ. Mặt khác, chính sách cổ tức tiền mặt cao cùng với việc mua
lại cổ phần đã góp phần tăng tính thanh khoản của cổ phiếu trên thị trường, và tạo ra
các bước chuyển khi thị trường đang phục hồi. Một khi chính sách cổ tức cao đã góp
phần ổn định thành phần cổ đông trong công ty, thì từ đó các cổ đông trong công ty
và ban điều hành sẽ có sự đồng thuận cao trong việc quyết định các chính sách hoạt
động kinh doanh cho công ty trong các kỳ sau. Mặt khác, để có tiền trả cổ tức cao thì
ban quản lý doanh nghiệp phải nâng cao hiệu quả sử dụng vốn tự có, giảm những
khoản chi phí không hợp lý, thanh lý những tài sản kém hiệu quả, tái cấu trúc lại
doanh nghiệp. Đồng thời, việc phải huy động vốn từ bên ngoài để bù đắp lượng vốn
đã chi trả, sẽ tạo áp lực làm cho ban quản trị càng phải nâng cao năng lực điều hành
để có thể sử dụng tốt các nguồn vốn quý giá, nhất trong những thời kỳ kinh tế khó
khăn.
Thứ hai, chi trả cổ tức để tránh thuế cho các cổ đông tạo sự tin tưởng,
trung thành của cổ đông, từ đó nâng cao giá trị cổ phần của doanh nghiệp.
Pháp luật về thuế thu nhập trong lĩnh vực chứng khoán đã chính thức quy định việc
thu thuế thu nhập cá nhân từ lợi tức đầu tư vốn và lợi tức từ hoạt động chuyển nhượng
cổ phần trong Luật Thuế thu nhập cá nhân năm 2007, có hiệu lực thi hành từ ngày
1/1/2009. Nhưng năm 2009, Chính phủ miễn thuế chuyển nhượng cổ phần để làm
tăng tính thanh khoản cho cổ phiếu khiến cho giá cổ phiếu tăng cao và từ tháng 8
năm 2011 đến tháng 12 năm 2012, Chính Phủ lại áp dụng miễn thuế thu nhập từ cổ
tức. Điều này đem lại hiệu ứng khá mạnh trên thì trường khi các công ty đẩy mạnh
chi trả cổ tức cho nhà đầu tư ở mức cao. Trong phần phân tích thực trạng chi trả cổ
tức ở trên cũng đã chỉ ra vào năm 2011 và 2012, cổ tức được chi trả ở mức cao về