Luận án Nghiên cứu mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - Trương Thị Thu Hương

, biến phụ thuộc trong mô hình của Benartzi & cộng sự (1997) xảy ra lỗi tương quan nghịch với tỷ lệ thu nhập hiện tại trên giá. Dữ liệu của Nissim & Ziv và Benartzi & cộng sự đều cho thấy các công ty tăng (giảm) cổ tức thường có tỷ lệ thu nhập hiện tại so với giá cao (thấp). Vì vậy, mô hình của Benartzi & cộng sự (1997) không tìm thấy được mối tương quan giữa thay đổi cổ tức và thay đổi thu nhập. Để khắc phục lỗi này Nissim & Ziv (2001) đã sử dụng giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu thay cho giá trị thị trường để điều chỉnh biến thay đổi thu nhập. Lỗi thiếu biến tương quan: Nghiên cứu của Freeman & cộng sự (1982) kết luận một yếu tố quan trọng dự báo về thay đổi thu nhập là tỷ lệ thu nhập so với giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu (ROE). Cụ thể, các tác giả giải thích chỉ tiêu ROE có xu 66 hướng đảo chiều về giá trị trung bình, ROE cao dự báo thu nhập giảm, còn ROE thấp dự báo thu nhập tăng. Fama & French (2000) cũng đưa ra kết luận tương tự. Vì thay đổi cổ tức có tương quan tích cực với ROE hiện tại, nên thay đổi thu nhập dự kiến có thể tương quan nghịch với thay đổi cổ tức. Do đó, việc thiếu biến tương quan dẫn đến thay đổi cổ tức không thực sự là một tín hiệu về thu nhập trong tương lai. Để giải quyết vấn đề biến tương quan bị bỏ qua, Nissim và Ziv đã đưa thêm biến ROE của năm trước khi thay đổi cổ tức (ROEt-1) vào mô hình như một biến giải thích bổ sung. Vì vậy, mô hình dự báo thay đổi thu nhập dựa trên thay đổi cổ tức được Nissim & Ziv (2001) đưa ra như sau: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1∆DIV0 + α2ROEt-1 + εt Với t = 1 và t = 2 Sử dụng mô hình trên Nissim & Ziv đã phân tích các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán New York từ năm 1964-1997. Kết quả mô hình hồi quy cho thấy thay đổi cổ tức năm 0 có mối tương quan tích cực và có ý nghĩa với thay đổi thu nhập 2 năm tiếp theo. Qua đó, tác giả ủng hộ lý thuyết tín hiệu về nội dung thông tin trong cổ tức. Ngoài ra, Nissim & Ziv cũng nhận thấy thay đổi cổ tức có tương quan mạnh với thay đổi thu nhập năm hiện tại, nên mối tương quan tích cực giữa thay đổi cổ tức và thay đổi thu nhập 2 năm sau có thể gặp phải vấn đề tự tương quan trong chuỗi thay đổi thu nhập. Vì vậy, tác giả đã đưa thêm biến thay đổi thu nhập năm hiện tại (E0 – E-1)/B-1 vào làm biến kiểm soát của mô hình. Mặt khác, số liệu thống kê mô tả cho thấy mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và thay đổi thu nhập không giống nhau trong trường hợp cổ tức tăng với cổ tức giảm. Cuối cùng, tác giả đề xuất sử dụng 2 hệ số khác nhau tương ứng với cổ tức tăng và cổ tức giảm. Mô hình cuối cùng được Nissim & Ziv đưa ra như ra như sau: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1PDPC0.∆DIV + α1NDNC0.∆DIV + α2ROEt-1 + α3(E0 – E-1)/B-1 + εt Trong đó: DPC (DNC) là biến giả nhận giá trị bằng 1 nếu cổ tức tăng (giảm) và nhận giá trị bằng 0 trong các trường hợp còn lại. Kết quả hồi quy khi t = 1 là các hệ số trong trường hợp cổ tức tăng và giảm đều có ảnh hưởng tích cực và có ý nghĩa thống kê, nhưng hệ số tương quan khi cổ tức tăng lớn hơn hệ số tương quan khi cổ tức giảm. Khi t = 2, hệ số tương quan trong trường hợp cổ tức tăng vẫn dương, tuy nhiên hệ số của cổ tức giảm lại gần như bằng 0. 67 Tóm lại, bằng các mô hình hồi quy khác nhau, nghiên cứu của Nissim và Ziv (2001) đã chứng minh được thay đổi cổ tức có tương quan tích cực đến thay đổi khả năng sinh lợi 2 năm sau khi thay đổi cổ tức. 3.2.3. Mô hình của Grullon & cộng sự (2005) Mặc dù, nghiên cứu của Nissim & Ziv (2001) kết luận rằng mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và thay đổi khả năng sinh lợi trong tương lai là tích cực và có ý nghĩa, nhưng trong các mô hình của Nissim & Ziv (2001) đều dựa trên giả định thu nhập sẽ đảo ngược về giá trị trung bình theo hàm tuyến tính. Tuy nhiên, Grullon & cộng sự (2005) lập luận rằng sự đảo chiều về giá trị trung bình khi suất sinh lợi của một tài sản tăng đột biến hoặc giảm đột ngột theo cùng một dạng không đúng trong mọi trường hợp, nên giả định trên của Nissim và Ziv (2001) không phù hợp. Lý do được Grullon & cộng sự (2005) đưa ra là vì nhiều nghiên cứu trước đó đã chỉ ra rằng thu nhập đảo ngược về giá trị trung bình theo hàm phi tuyến tính như: Brooks & Buckmaster (1976), Elgers & Lo (1994) và Fama & French (2000). Các tác giả đã chứng minh rằng sự đảo chiều sẽ nhanh hơn trong trường hợp biến động lớn và thay đổi ngược chiều so với trường hợp biến động nhỏ và thay đổi cùng chiều. Vì vậy, theo Grullon & cộng sự (2005) kết quả nghiên cứu theo mô hình của Nissim và Ziv (2001) là không chính xác. Để khắc phục vấn đề này, Grullon và cộng sự đã đề xuất mô hình kiểm soát sự phi tuyến tính có thể xảy ra trong thu nhập bằng cách sử dụng mô hình điều chỉnh một phần được đưa ra bởi Fama và French (2000). Mô hình nghiên cứu về mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai được đưa ra bởi Grullon & cộng sự (2005) như sau: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1PDPC.∆DIV0 + α1NDNC.∆DIV0 + (β1+ β2NDFED0+ β3NDFED0.DFE0 + β4PDFED0.DFE0).DFE0 + (λ1+ λ2NCED0+ λ3NCED0.CE0 + λ4PCED0.CE0).CE0 + εt Trong phương trình trên, DFE0 = ROE0 – E[ROE0], với E[ROE0] là giá trị kỳ vọng của ROE0, được xác định bằng cách hồi quy phương trình: E[ROE0]= α0 + α1log(Size-1) + α2log(M/B-1) + α3ROE-1 + εt CE0 = (E0 – E-1)/B-1 NDFED0 (PDFED0) là biến giả nhận giá trị bằng 1 nếu DFE0 âm (dương) và nhận giá trị bằng 0 trong trường hợp còn lại NCED0 (PCED0) là biến giả nhận giá trị bằng 1 nếu CE0 âm (dương) và nhận giá trị bằng 0 trong trường hợp còn lại Để tính toán sự thay đổi thu nhập hàng năm, Grullon và cộng sự không sử dụng cổ tức của quý 4 như trong nghiên cứu của Benartzi & cộng sự (1997) mà sử dụng cổ 68 tức của 4 quý trong năm theo công thức: ∆DIVt = (1+ ∆DIVt,1).(1+ ∆DIVt,2).(1+ ∆DIVt,3).(1+ ∆DIVt,4) – 1 Với ∆DIVt,q là thay đổi cổ tức quý q, năm t ∆DIVt,q = (DIVt,q– DIVt,q-1)/DIVt,q-1 Tiếp theo, ngoài sử dụng thay đổi lợi nhuận để đo lường khả năng sinh lợi của doanh nghiệp, Grullon & cộng sự (2005) còn sử dụng thêm chỉ tiêu thu nhập trên tài sản (ROA) để kiểm định lại mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi. Tác giả giải thích, chỉ tiêu ROA được ưu tiên hơn ROE vì ROE rất nhạy cảm với những thay đổi trong cấu trúc vốn, còn ROA thì không thay đổi khi cấu trúc vốn thay đổi. Hơn nữa, Barber và Lyon (1996) đã sử dụng phân tích mô phỏng cho thấy ROA là cách đo lường tốt nhất để phát hiện hiệu quả hoạt động bất thường trong hầu hết các trường hợp. Vì vậy, Grullon & cộng sự đã thay biến phụ thuộc là thay đổi lợi nhuận ((Et - Et-1)/B-1) trong các mô hình trên trên bằng thay đổi ROA (ROAt − ROAt-1), biến trễ của ROE thành biến trễ của ROA để kiểm định lại lý thuyết tín hiệu cổ tức. Mô hình dạng tuyến tính và phi tuyến tính với biến phụ thuộc là thay đổi ROA như sau: Dạng tuyến tính: (ROAt − ROAt-1) = β0 + β1P DPC.∆DIV0 + β1N DNC.∆DIV0 + β2ROAt-1 + β3(ROA0 − ROA-1) + εt Dạng phi tuyến tính: (ROAt − ROAt-1) = α0 + α1DPC.∆DIV0 + α2DNC.∆DIV0 + (β1+ β2NDFED0+ β3NDFED0.DFE0 + β4PDFED0.DFE0).DFE0 + (λ1+ λ2NCED0+ λ3NCED0.CE0 + λ4PCED0.CE0).CE0 + εt Trong đó, DFE0 = ROA0 – E[ROA0], với E[ROA0] là giá trị kỳ vọng của ROA0, được xác định bằng cách hồi quy phương trình: E[ROA0]= α0 + α1log(Size-1) + α2log(M/B-1) + α3ROA-1 + εt CE0 = ROA0 − ROA-1 NDFED0 (PDFED0) là biến giả nhận giá trị bằng 1 nếu DFE0 âm (dương) và nhận giá trị bằng 0 trong trường hợp còn lại NCED0 (PCED0) là biến giả nhận giá trị bằng 1 nếu CE0 âm (dương) và nhận giá trị bằng 0 trong trường hợp còn lại. 3.3. Giả thuyết và mô hình nghiên cứu về mối quan hệ một chiều giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam 69 3.3.1. Giả thuyết nghiên cứu 3.3.1.1. Giả thuyết nghiên cứu về mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai Tín hiệu cổ tức được đề cập đến trong nghiên cứu của Bhattacharya (1979), Miller & Rock (1985) hàm ý rằng những thay đổi trong cổ tức chứa đựng thông tin về thu nhập hay khả năng sinh lợi tương lai của doanh nghiệp. Các nhà quản lý sử dụng thay đổi cổ tức để truyền tải thông tin về dòng tiền tới nhà đầu tư. Tăng cổ tức cho biết thông tin tích cực về lợi nhuận hiện tại và triển vọng lợi nhuận tương lai của doanh nghiệp, ngược lại giảm cổ tức nói lên thông tin tiêu cực về khả năng sinh lời tương lai của doanh nghiệp. Điều đó có nghĩa là tăng cổ tức biểu hiện việc tăng lợi nhuận tương lai, còn giảm cổ tức đi kèm là sự giảm lợi nhuận. Nhiều nghiên cứu thực nghiệm về chủ đề này đã được thực hiện. Nissim & Ziv (2001) tìm thấy tương quan dương giữa thay đổi cổ tức và thay đổi khả năng sinh lời 2 năm tiếp theo sau khi thay đổi cổ tức; nghiên cứu của Grullon & cộng sự (2005), Reza & cộng sự (2014) tìm thấy tương quan cùng chiều giữa tăng cổ tức và KNSL 2 năm tiếp theo; Harada & Nguyen (2005) sau khi kiểm soát bối cảnh thay đổi cổ tức đã kết luận tồn tại mối tương quan cùng chiều giữa thay đổi cổ tức và thay đổi lợi nhuận các năm sau. Trong khi đó, một số nghiên cứu chỉ tìm thấy minh chứng về mối tương quan tích cực giữa thay đổi cổ tức và KNSL 1 năm sau như nghiên cứu của Choi & cộng sự (2011) thực hiện trên TTCK Hàn Quốc; Reza & cộng sự (2014) thực hiện trên TTCK Trung Quốc kết luận giảm cổ tức thì KNSL giảm trong năm tiếp theo, nhưng tăng trở lại 2 năm sau khi giảm cổ tức. Một số nghiên cứu khác cũng cho thấy khả năng sinh lời của các doanh nghiệp giảm cổ tức tăng trở lại các năm sau như Fukada (2000), Lie (2005), Jensen & cộng sự (2010), Fairchild & cộng sự (2014) chỉ ra mối tương quan ngược chiều giữa giảm cổ tức và ROA 2 năm sau. Từ các kết quả nghiên cứu trên cho thấy: tại thị trường chứng khoán phát triển như Mỹ thay đổi cổ tức có thể là một tín hiệu tốt cho nhà đầu tư dự báo về khả năng sinh lợi 2 năm sau. Tuy nhiên, tại một số thị trường chứng khoán mới nổi như Trung Quốc, Hàn Quốc tín hiệu từ thay đổi cổ tức thường có ý nghĩa dự báo về khả năng sinh lợi 1 năm sau khi thay đổi cổ tức. Ngoài ra, các doanh nghiệp giảm cổ tức thì có khả năng lợi nhuận sẽ tăng trở lại trong năm thứ 2 sau khi giảm cổ tức (Reza & cộng sự, 2014). Như vậy, từ các công trình nghiên cứu trên và dựa trên lý thuyết tín hiệu cổ tức, tác giả đưa ra giả thuyết nghiên cứu về mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai trên TTCK Việt Nam như sau: 70 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 (T=1) của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán. 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. Ngoài ra, nhiều nghiên cứu trong và ngoài nước đã cho thấy cổ tức có sự khác nhau theo hình thức sở hữu. Do đó, mối tương quan giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai có thể khác nhau theo cấu trúc sở hữu của doanh nghiệp. Vì vậy, để làm rõ khoảng trống nghiên cứu thứ nhất và khoảng trống nghiên cứu thứ hai về mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai trên TTCK Việt Nam, trước hết tác giả kiểm định giả thuyết H1 và giả thuyết H2 với toàn bộ các quan sát trong dữ liệu. Sau đó, tác giả kiểm định lại giả thuyết H1 và giả thuyết H2 với bộ dữ liệu được chia thành 2 nhóm theo cấu trúc sở hữu: (1) các quan sát thay đổi cổ tức của các doanh nghiệp do nhà nước kiểm soát (viết tắt là DNNN); (2) các quan sát thay đổi cổ tức của các doanh nghiệp do tư nhân kiểm soát (viết tắt là DNTN). 3.3.1.2. Giả thuyết 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. Copeland & cộng sự (2005) đã đưa ra kết luận mua lại cổ phiếu là một sự thay thế hiệu quả cho hình thức trả cổ tức bằng tiền. Các doanh nghiệp có hoạt động mua lại cổ phiếu sẽ giảm số tiền trả cổ tức cho cổ đông hiện hành, từ đó có thể làm giảm nội dung thông tin từ thay đổi cổ tức. Balachandran & cộng sự (2012) đã so sánh lợi nhuận bất thường và hiệu quả hoạt động bất thường của doanh nghiệp giảm cổ tức và có mua lại cổ phiếu với doanh nghiệp giảm cổ tức nhưng không mua lại cổ phiếu. Kết quả cho thấy có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa giữa 2 nhóm trên. Như vậy, từ khoảng trống nghiên cứu thứ 3, nội dung lý thuyết tín hiệu và các nghiên cứu trên, tác giả đưa ra giả thuyết sau: Giả thuyết H3: Tại Việt Nam, thay đổi cổ tức và không mua lại cổ phiếu trong năm thay đổi cổ tức có tương quan cùng chiều (+) với khả năng sinh lợi tương lai của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán. 71 Giả thuyết H4: Tại Việt Nam, thay đổi cổ tức và có mua lại cổ phiếu trong năm thay đổi cổ tức 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. 3.3.2. Mô hình nghiên cứu Để kiểm định giả thuyết 1 và giả thuyết 2 về mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai của doanh nghiệp, trước hết tác giả sử dụng mô hình hồi quy giản đơn được đưa ra bởi Nissim & Ziv (2001). Biến phụ thuộc là thay đổi thu nhập được điều chỉnh theo giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu và biến độc lập là thay đổi cổ tức. Ngoài ra, tác giả cũng đưa biến ROE của năm trước vào mô hình dự báo khả năng sinh lợi tương lai làm biến kiểm soát, tương tự Nissim & Ziv (2001). Lý do vì, một số học giả như: Ball & Watts (1972), Gonedes (1973), Albrecht & cộng sự (1977) và Watts & Leftwich (1977) dựa trên giả thuyết rằng thu nhập tuân theo một bước đi ngẫu nhiên, kết luận không dự báo được thay đổi thu nhập hàng năm. Tuy nhiên, trong một nghiên cứu về dự báo thay đổi thu nhập, Freeman & cộng sự (1982) lập luận rằng kết quả trên chỉ đúng trong một số trường hợp, vì việc mở rộng thông tin dự báo sẽ cho phép bác bỏ giả thuyết rằng thay đổi thu nhập không dự báo được. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Freeman & cộng sự (1982) đã chứng minh được rằng tỷ lệ hoàn vốn là chỉ tiêu quan trọng và có ý nghĩa trong việc dự báo sự thay đổi thu nhập của doanh nghiệp. Cụ thể, tỷ lệ hoàn vốn hiện tại cung cấp thông tin để dự báo thay đổi thu nhập tương lai. Vì vậy, Nissim & Ziv (2001) đã bổ sung biến ROE của năm trước vào làm biến kiểm soát. Nghiên cứu của Fama & French (2000) cũng đưa ra kết luận ROE có xu hướng đảo chiều về giá trị trung bình, nên ROE có tương quan ngược chiều với thay đổi thu nhập tương lai. Kết quả nghiên cứu của Nissim & Ziv (2001) cho thấy ROE có tác động tiêu cực đến thay đổi khả năng sinh lợi trong các năm tiếp theo, với mức ý nghĩa rất cao. Kết luận này cũng được tìm thấy trong nhiều nghiên cứu kiểm định lý thuyết tín hiệu cổ tức như: Grullon & cộng sự (2005), Choi & cộng sự (2011), Reza & cộng sự (2014). Vì vậy, trong các mô hình kiểm định mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai trên thị trường chứng khoán Việt Nam, tác giả cũng sử dụng biến ROEt-1 là biến kiểm soát cho mô hình. Mô hình 1: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1∆DIV0 + α2ROEt-1 + εt Trong đó: khi t = 0 là năm thay đổi cổ tức Tác giả kiểm định với t =1 (1 năm sau khi thay đổi cổ tức) và t =2 (2 năm sau 72 khi thay đổi cổ tức) ∆DIV0: Tỷ lệ thay đổi cổ tức năm 0 Et: Thu nhập năm t sau khi thay đổi cổ tức của doanh nghiệp i Et-1: Thu nhập 1 năm trước năm t của doanh nghiệp i B -1: Là giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu 1 năm trước khi thay đổi cổ tức ROEt-1: Là lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu 1 năm trước năm t Ví dụ: Nếu năm 2009 là năm thay đổi cổ tức, sẽ được đặt ứng với t=0, khi đó thay đổi cổ tức ∆DIV0 = (DIV2009 – DIV2008)/DIV2008 và biến phụ thuộc bằng: (E2010 – E2009)/ E2008 với t=1 và (E2011 – E2010)/ E2008 với t=2 Mô hình 1 (MH1) đánh giá ảnh hưởng của thay đổi cổ tức nói chung đến dự báo khả năng sinh lợi 2 năm sau. Tuy nhiên, Nissim and Ziv (2001) chỉ ra rằng mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lời tương lai không tương đồng trong trường hợp cổ tức tăng và trường hợp cổ tức giảm. Qua phân tích số liệu biến động lợi nhuận và khả năng sinh lợi trong năm thay đổi cổ tức và 2 năm tiếp theo (bảng số 2.11; 2.12 và 2.13) của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam cũng cho thấy mối tương quan có sự khác nhau trong trường hợp cổ tức tăng và trường hợp cổ tức giảm. Do đó, để làm rõ mối tương quan giữa tăng cổ tức và giảm cổ tức đến dự báo khả năng sinh lợi tương lai, tác giả sử dụng 2 hệ số khác nhau cho 2 trường hợp. Việc sử dụng 2 hệ số khác nhau này cũng được áp dụng trong nghiên cứu của Nissim & Ziv (2001), Grullon & cộng sự (2005) và Choi & cộng sự (2011). Mặt khác, qua bảng số liệu 2.11; 2.12 và 2.13 cũng cho thấy thay đổi cổ tức có tương quan mạnh với thay đổi lợi nhuận và khả năng sinh lợi tại năm t=0. Nghiên cứu của Benartzi & cộng sự (1997), Nissim & Ziv (2001), Grullon & cộng sự (2005) cũng tìm thấy mối tương quan này. Do đó, mối quan hệ giữa thay đổi cổ tức và thay đổi khả năng sinh lợi trong 2 năm tiếp theo có thể gặp phải vấn đề tự tương quan trong chuỗi thay đổi lợi nhuận, nên biến trễ của biến phụ thuộc sẽ được đưa vào mô hình 1 để kiểm soát khả năng tự tương quan trong chuỗi thay đổi lợi nhuận. Vì vậy, mô hình thứ hai của Nissim & Ziv (2001) sẽ được vận dụng để kiểm định mối quan hệ một chiều giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai trên thị trường chứng khoán Việt Nam: Mô hình 2: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1DPC.∆DIV0 + α2DNC.∆DIV0 + α3ROEt-1 + α4(E0 – E-1)/B-1 + εt Trong đó: DPC: Là biến giả bằng 1 nếu cổ tức tăng (∆DIV0>0) và bằng 0 trong các trường hợp khác DNC: Là biến giả bằng 1 nếu cổ tức giảm (∆DIV0<0) và bằng 0 trong các 73 trường hợp khác E0: Lợi nhuận của doanh nghiệp i năm thay đổi cổ tức (năm 0) E -1: Lợi nhuận của doanh nghiệp i năm trước khi thay đổi cổ tức Choi & cộng sự (2011) lại cho rằng các biến trong mô hình 1 của Nissim & Ziv (2001) có thể xảy ra hiện tượng tự tương quan với dữ liệu thời gian, để khắc phục hiện tượng này tác giả đã bổ sung các biến trễ của biến giải thích trong mô hình 1 và thêm biến (E0 – E-1)/B-1 vào mô hình. Vì vậy, Choi & cộng sự (2011) chuyển mô hình 1 thành mô hình với biến trễ như sau: Mô hình 3: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1∆DIV0 + α2ROEt-1+ α3∆DIV-1 + α4ROEt-2 + α5(E0 – E-1)/B-1 + εt Tiếp theo, tác giả thực hiện hồi quy mô hình 3 để kiểm định giả thuyết H1 và giả thuyết H2. Ngoài 3 mô hình trên, tác giả vận dụng mô hình hồi quy kiểm soát khả năng phi tuyến tính trong thu nhập của Grullon & cộng sự (2005) để kiểm định mối quan hệ nhân quả giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi tương lai trên TTCK Việt Nam. Mô hình 4: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1DPC.∆DIV0 + α2DNC.∆DIV0 + (β1DFE0+β2NDFED0.DFE0+β3NDFED0.DFE02+β4PDFED0.DFE02) + (λ1CE0+ λ2NCED0.CE0+ λ3NCED0.CE02 + λ4PCED0.CE02) + εt Trong đó: DFE0 = ROE0 – E[ROE0], với E[ROE0] là giá trị kỳ vọng của ROE0 ROE0: Thu nhập trên vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp năm 0 (năm thay đổi cổ tức) E[ROE0] là giá trị kỳ vọng của ROE0, thu được bằng cách hồi quy theo từng năm ROE0 dựa trên logarit tự nhiên của tổng tài sản năm -1, logarit tự nhiên giá trị thị trường/giá trị sổ sách của cổ phiếu năm -1 và ROE -1, sau đó dùng lệnh Predict để tính E[ROE0] E[ROE0] = α0 + α1log(SIZE-1) + α2log(MTB-1) + α3ROE-1 + εt SIZE -1: Tổng tài sản năm trước khi thay đổi cổ tức (năm -1) của doanh nghiệp MTB -1: Giá trị thị trường/giá trị sổ sách của cổ phiếu năm trước khi thay đổi cổ tức (năm -1) của doanh nghiệp ROE -1: Thu nhập trên vốn chủ sở hữu năm -1 của doanh nghiệp NDFED0 là biến giả bằng 1 nếu DFE0 âm (DFE0<0) và bằng 0 trong trường hợp còn lại 74 PDFED0 là biến giả bằng 1 nếu DFE0 dương (DFE0>0) và bằng 0 trong trường hợp còn lại CE0 = (E0 – E-1)/B-1 NCED0 là biến giả bằng 1 nếu CE0 âm (CE0<0) và bằng 0 trong trường hợp còn lại PCED0 là biến giả bằng 1 nếu CE0 dương (CE0>0) và bằng 0 trong trường hợp còn lại Cuối cùng, tác giả mở rộng mô hình hồi quy của Nissim & Ziv (2001) bằng việc thêm các biến kiểm soát gồm: Quy mô của doanh nghiệp, cơ hội đầu tư và tốc độ tăng trưởng vào mô hình. Tác giả thêm các biến kiểm soát trên vào mô hình vì nội dung lý thuyết vòng đời phát biểu rằng các nguồn lực của doanh nghiệp, khả năng tiếp cận thị trường vốn và cơ hội đầu tư thay đổi theo các giai đoạn phát triển của một doanh nghiệp (Mueller, 1972). Dựa trên lý thuyết vòng đời, nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã cho thấy, trong giai đoạn đầu, doanh nghiệp có xu hướng không trả cổ tức hoặc trả cổ tức ở mức thấp bởi vì doanh nghiệp cần giữ lại tiền mặt cho tăng trưởng và các cơ hội đầu tư. Đến giai đoạn trưởng thành, doanh nghiệp thường tăng mức trả cổ tức cho cổ đông. Do đó, lý thuyết vòng đời đưa ra cách giải thích khác cho sự thay đổi cổ tức giữa các doanh nghiệp. Nghiên cứu của Fama & French (2001) phát hiện ra các công ty có quy mô nhỏ nhưng cơ hội đầu tư cao, tốc độ tăng trưởng cao thì tỷ lệ cổ tức giảm đáng kể. Nghiên cứu của Grullon & cộng sự (2002), DeAngelo & cộng sự (2006), Kowaleski & cộng sự (2007), Denis & Osobov (2008) cũng đưa ra kết luận tương tự. Ngoài ra, việc đưa thêm các biến kiểm soát vào mô hình sẽ giúp làm giảm vấn đề tương quan giữa biến độc lập và phần dư, hạn chế vấn đề nội sinh của mô hình. Quy mô doanh nghiệp (SIZE) Yếu tố quy mô doanh nghiệp được tìm thấy có mối quan hệ cùng chiều với tỷ lệ chi trả cổ tức trong nghiên cứu thực nghiệm của Al-Malkawi (2007), Mansourinia & cộng sự (2013); Nguyễn Thị Minh Huệ & cộng sự (2014) trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Điều này được giải thích là do các công ty lớn thường dễ dàng tiếp cận được thị trường vốn, khả năng huy động nguồn vốn bên ngoài cao hơn các công ty có quy mô nhỏ. Vì vậy các công ty có quy mô lớn có khả năng duy trì cổ tức và trả cổ tức ở mức cao. Trong nghiên cứu này, quy mô doanh nghiệp được đo lường bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản, tương tự như nghiên cứu của Smith & cộng sự (1992), Milton (2004): SIZE = ln(Total Assets) Cơ hội đầu tư (MTB) Theo nội dung lý thuyết vòng đời và kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Fama & French (2001), Grullon & cộng sự (2002), DeAngelo & cộng sự (2006), Kowaleski & 75 cộng sự (2007) cho thấy cơ hội đầu tư có mối quan hệ ngược chiều với mức cổ tức của doanh nghiệp. Một công ty có nhiều cơ hội đầu tốt trong tương lai có xu hướng giảm phần lợi nhuận dành trả cổ tức cho cổ đông hoặc không trả cổ tức, mà dành phần lớn lợi nhuận để tái đầu tư nhằm tạo giá trị gia tăng cho doanh nghiệp trong tương lai. Do đó, cơ hội đầu tư tương lai có thể ảnh hưởng đến thay đổi cổ tức của doanh nghiệp, từ đó ảnh hưởng đến tín hiệu cổ tức. Nghiên cứu của Choi & cộng sự (2011) kiểm định lý thuyết tín hiệu cổ tức trên thị trường chứng khoán Hàn Quốc cũng cho thấy nội dung thông tin cổ tức có sự khác nhau giữa 2 nhóm: công ty có cơ hội đầu tư cao và công ty có cơ hội đầu tư thấp. Vì vậy, tác giả đưa yếu tố cơ hội đầu tư vào mô hình làm biến kiểm soát. Tác giả sử dụng chỉ tiêu giá trị thị trường/giá trị sổ sách (MTB) để đo lường cơ hội đầu tư của doanh nghiệp, cách đo lường này được vận dụng theo Fama & French (2001). MTB = Giá trị thị trường của cổ phiếu/giá trị sổ sách của cổ phiếu Tốc độ tăng trưởng (GROW) Theo lý thuyết vòng đời, tốc độ tăng trưởng có quan hệ ngược chiều đến tỷ lệ cổ tức của doanh nghiệp. Khi một doanh nghiệp đang ở trong giai đoạn tăng trưởng, các nhà quản trị có xu hướng ưu tiên dùng vốn nội tại để thực hiện các dự án đầu tư phát triển, nên cổ tức của các doanh nghiệp trong giai đoạn này thường thấp (Jensen & cộng sự, 1992). Trong nghiên cứu này, tác giả vận dụng cách đo lường tốc độ tăng trưởng của Denis & Osobov (2008). Trong đó, tốc độ tăng trưởng bằng tỷ lệ tăng trưởng tổng tài sản hàng năm. GROW = (Tổng tài sản năm t – tổng tài sản năm t-1)/tổng tài sản năm t-1 Như vậy, mô hình cuối cùng kiểm định mối quan hệ một chiều giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam như sau: Mô hình 5: (Et - Et-1)/B-1 = α0 + α1DPC.∆DIV0 + α2DNC.∆DIV0 + α3ROEt-1 + α4(E0 – E-1)/B-1 + α5SIZE0+ α6MTB0 + α7GROW0 + εt Trong đó: SIZE0: Quy mô doanh nghiệp năm thay đổi cổ tức MTB0: Giá trị thị trường/giá trị sổ sách của cổ phiếu năm thay đổi cổ tức GROW0: Tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp năm thay đổi cổ tức. Sau khi hồi quy 5 mô hình nghiên cứu trên, tác giả thực hiện phân tích Robust để làm rõ hơn mối quan hệ một chiều giữa thay đổi cổ tức và khả năng sinh lợi 2 năm tiếp theo trên thị trường chứng khoán Việt Nam với biến phụ thuộc là thay đổi thu nhập trên tổng tài sản (ROAt – ROAt-1). Lý do vì, theo Grullon & cộng sự (2005) thay đổi lợi nhuận chủ yếu cho biết tăng trưởng về lợi nhuận của doanh nghiệp khi so sá