Đề tài Chính sách cổ tức và bất cân xứng thông tin, Bằng chứng từ lợi nhuận giao dịch nội bộ

quyết định chia cổ tức, nhưng không tương quan với lợi ích nội bộ. Các biến này được bỏ qua trong các phương trình ở giai đoạn thứ hai để cung cấp vấn đề định dạng. Tuy nhiên, hầu hết các biến số ảnh hưởng đến quyết định chi trả cổ tức cũng là biến liên quan đến lợi ích nội bộ như chúng ta đã lập luận. Trong trường hợp này, chúng ta đã bỏ qua các biến BM và EV bởi vì các kết quả hồi quy trong các bảng IV và V cho thấy rằng các biến này xuất hiện không liên quan đến lợi ích trong nội bộ. Như vậy, trong giai đoạn đầu tiên, chúng ta ước tínhDYi = α + bmBMi + m v ln(MV)i + evEVi + drDRi + shln(SH )i + rdRDi + itITi + tT + exEX i + r v RVi + lsLSi + eEi + vi (4a). Trong giai đoạn thứ hai, chúng ta ước tính Rki = α + λdypredDYipred + λdyDYi + λm v ln(MV)i + λdrDRi + λshln(SH )i + λrdRDi + λitITi + λtT + λexEX i + λr v RVi + λlsLSi + λeEi + εki (4b) Các kết quả cho thử nghiệm Hausman(1978) không bác bỏ giả thuyết “không nội sinh”. Các kiểm định t về các biến hồi quy bổ sung trong hồi quy mua (bán) là -1,78 (-0,26) đối với mẫu gồm tất cả các công ty. Quan trọng hơn, các kiểm định t cho mẫu chỉ gồm các công ty chi trả cổ tức là 0,70 (-0,79) ( Lưu ý rằng chúng ta chỉ thêm một biến bổ sung, cho phép chúng ta kiểm tra ý nghĩa với một kiểm định t hơn là kiểm định F khi sử dụng thử nghiệm Hausman (1978) đối với biến nội sinh. Điều này quan trọng bởi vì chúng ta đang sử dụng các thủ tục Fama-Macbeth để kiểm tra ý nghĩa của các ước tính hệ số. Đối với các phương trình sử dụng các biến số cổ tức, chúng ta sử dụng chiến lược hai giai đoạn Heckman (1979) để kiểm tra biến nội sinh. Trong giai đoạn đầu tiên, chúng ta sử dụng mô hình probitMô hình probit là một mô hình toán kinh tế mà biến phụ thuộc yi có thể bằng 1 hoặc 0, và biến độc lập liên tục xi được ước tính trong: Pr(yi=1)=F(xi'b) ở đây, b là tham số ước tính, F là hàm phân phối tích lũy chuẩn CDF. để ước tính:  D*i = bmBMi +m v ln(MV)i +evEVi + drDRi +shln(SH )i + rdRDi + itITi + tT + exEX i + r v RVi + lsLSi + eEi + vi (5a) Di = 1 nếu D*i > 0 Di = 1 nếu D*i ≤ 0 D*ilà một biến tiềm ẩn không quan sát được xác định quyết định chi trả cổ tức của ban quản lý, Di là biến chi số cổ tức có thể quan sát, và vi là sai số. Giai đoạn thứ hai bao gồm việc sử dụng tỷ lệ nghịch đảo Mills để lựa chọn và không lựa chọn việc hình thành một biến hồi quy bổ sung cho phương trình (3c), với BM và EV bị loại trừ để xác định như trước. Vì vậy:Rki = α +λmills(Λ SDI i +Λ N (1 − DI i ))+ λd DI i + λmvln(MV )i + λdr DRi + λshln(SH )i + λrd RDi + λit ITi + λt T + λex EX i+ λrv RVi + λls LS i + λe Ei + ε ki (5b)  Trong đó, Λ S = và Λ N = là tỷ lệ nghịch đảo Mills để lựa chọn và không lựa chọn (.) và Φ (.) là hàm phân bố tích lũy và mật độ cho phân phối chuẩn. Các kết quả cho các thử nghiệm (1979) Heckman không bác bỏ giả thuyết không của “không nội sinh” vì biến hồi quy bổ sung là không đáng kể. Các kiểm định t của các biến hồi quy bổ sung trong hồi quy mua (bán) là -1,27 (-0,04). 4. Kiểm tra "lý thuyết thể chế giám sát" dựa trên dữ liệu về quyền sở hữu tổ chức Để kiểm tra xem cổ tức có là yếu tố quyết định quyền sở hữu tổ chức, chúng ta xem xét hai hàm hồi quy gộp là log của tỷ lệ phần trăm quyền sở hữu đối với công ty i; dữ liệu về quyền sở hữu tổ chức trích từ Compact Disclosure từ năm 1990 đến năm 1995: ln(I i )= α + λdy DYi + λ yy YY + ε i ln(I i )= α + λdy DYi + λspi SPI i + λbm BM i + λmv ln(MV )i + λ yy YY + ε i Trong đó: DYi là mức cổ tức trung bình (cổ tức/giá cổ phiếu) trong năm năm qua. SPI là một trong 2 biến 0,1; là 1 nếu một cổ phiếu thuộc S&P 500 và 0 nếu không thuộc. BMi là giá trị sổ sách cty từ năm tài chính trước đó. Ln (MVi) là hàm log giá trị vốn cổ phần thị trường của công ty của cuối năm tài chính trước. YY là biến chỉ số năm và ε i là sai số hồi quy. Có hai hàm hồi quy. Đầu tiên là Hàm đầu tiên là đơn biến không có biến chứng. Hàm thứ hai là đa biến có các biến chứng. Bảng VI trình bày các kết quả của 2 hàm này: Mục A1 cho thấy kết quả việc mua bán nội bộ đối với phương trình (1). Trong trường hợp này hệ số về mức cổ tức (DY) mang tính tích cực điều này phù hợp với “lí thuyết về thể chế giám sát” là cổ tức cao hơn cho thấy quyền sở hữu cao hơn. Tuy nhiên, khi thêm các biến kiểm soát trong bảng A2 ta có kết quả ngược lại: mức cổ tức là một yếu tố mang tính tiêu cực đối với quyền sở hữu tổ chức: cổ tức cao hơn dẫn đến quyền sở hữu thấp hơn. Kết quả này rõ ràng là không phù hợp với lí thuyết về thể chế giám sát. Như vậy, nếu như các kết quả nghiên cứu trước đó cho thấy vấn đề chi trả cổ tức đối với các lợi ích giao dịch nội bộ là phù hợp với cả "lý thuyết dòng tiền tự do" và "lý thuyết thể chế giám sát" thì qua nghiên cứu này, bằng quá trình loại trừ, các bằng chứng thực nghiệm cho rằng “lý thuyết dòng tiền tự do” mang tính qaun trọng và quyết định hơn. 5. Việc truyền tín hiệu và lợi ích nội bộ: Trong phần này chúng ta kiểm tra xem các thay đổi cổ tức có là một phương thức truyền tín hiệu làm giảm bất cân xứng thông tin bằng cách kiểm tra xem họ có liên quan đến lợi ích nội bộ không. Nếu việc sử dụng cổ tức để truyền thông tin về trạng thái của công ty là động lực quan trọng đằng sau chính sách cổ tức, thì các công ty truyền tín hiệu có lẽ có lợi ích nội bộ thấp hơn do thông tin bất đối xứng thấp hơn sau khi thay đổi chính sách cổ tức. Ví dụ, nếu cổ tức là một tín hiệu, thì sau khi một công ty gia tăng hoặc giảm cổ tức của mình, thì chúng ta mong đợi sau khi thay đổi chính sách cổ tức mức độ bất đối xứng thông tin sẽ giảm so với trước khi thay đổi.  Để kiểm tra ý tưởng này, chúng ta sử dụng một mẫu thay thế gồm tất cả các công ty chi trả cổ tức có thay đổi cổ tức trong thời gian mẫu. Để tạo một mẫu so sánh mua trong nội bộ, tất cả thay đổi cổ tức với mua trong nội bộ trước và sau khi thay đổi được lựa chọn để phân tích. Các mẫu cho giao dịch bán nội bộ được tạo ra theo cách tương tự. Sử dụng ngày công bố cổ tức từ CRSP là ngày 0, chúng ta xem xét liệu những lợi ích nội bộ là cao hơn, thấp hơn, hoặc không thay đổi sau khi thay đổi cổ tức. Để thực hiện việc so sánh này, chúng ta tính toán lợi nhuận trung bình nội bộ, hoặc vượt quá thu nhập tương đối so với chỉ số giá trị CRSP, đối với công ty i cho giao dịch diễn ra từ ngày-182 đến ngày -1 và so sánh điều này với những lợi ích nội bộ trung bình cho các giao dịch diễn ra từ ngày 1 đến ngày 182. Bảng VII cho thấy kết quả. Có vẻ như không có bằng chứng phù hợp rằng các thông tin bất đối xứng là thấp hơn sau khi một thay đổi trong cổ tức. Đối với mua nội bộ, lợi ích nội bộ thấp hơn sau khi thay đổi cổ tức, tức thông tin bất đối xứng thấp hơn. Tuy nhiên, kết quả không có ý nghĩa kiểm định. Đối với bán nội bộ, kết quả ngược lại, chỉ ra thông tin bất đối xứng cao hơn. Tuy nhiên, những kết quả này cũng không quan trọng. Như vậy, bằng chứng không cung cấp hỗ trợ cho "lý thuyết thông tin tín hiệu". Kết luận Nghiên cứu này xem xét các mối quan hệ giữa cổ tức, bất cân xứng thông tin, vàlợi nhuận kinh doanh. Các bằng chứng thực nghiệm chứng minh cho các đề xuất rằng cổ tức là một yếu tố mang tính quyết định cho lợi nhuận và bất đối xứng thông tin giữa các công ty. Trước tiên, chúng ta thấy rằng các công ty có chính sách cho trả cổ tức cao sẽ có mức lợi nhuận cũng như thông tin bất cân xứng nội thông tin thấp hơn so với các cty có chính sách chi trả cổ tức thấp. Những kết quả này phù hợp với "lý thuyết tự do lưu chuyển tiền tệ" và "lý thuyết thể chế giám sát" của chính sách cổ tức. Thứ hai, chúng ta thấy rằng các hành động chi trả cổ tức không phải là một yếu tố quyết định quan trọng của lợi nhuận nội bộ và bất cân xứng thông tin đối với các giao dịch mua bán . Điều này không phải không phù hợp với các “dòng tiền tự do” hoặc các “lý thuyết về thể chế giám sát cổ tức”. Nó chỉ đơn giản ngụ ý rằng sự khác biệt tương đối là giữa cổ tức cao và thấp, chứ không phải giữa không có cổ tức và có cổ tức. Tiếp theo, chúng ta kiểm tra xem có phải cổ tức là một yếu tố quyết định đối thể chế quyền sở hữu hay ko. Chúng ta thấy kết quả không phù hợp với "lý thuyết thể chế giám sát". Vì vậy, qua quá trình loại bỏ, các kết quả xem "lý thuyết dòng tiền tự do" như là lý do chính tại sao mức cổ tức là yếu tố quan trọng trong việc xác định tính bất cân xứng thông tin. Cuối cùng, chúng ta đã kiểm tra giả thuyết: Có phải cổ tức là một thiết bị truyền tín hiệu để giúp giảm bớt bất cân xứng thông tin? Nếu chính sách cổ tức được xem như là một động lực quan trọng để báo hiệu về tình trạng hoạt động của các công ty , thì các công ty cần phải có thông tin bất đối xứng thấp hơn sau khi có sự thay đổi trong chính sách cổ tức. Kiểm nghiệm này cho chúng ta chút ít bằng chứng để minh chứng cho các giả thuyết này.Nhìn chung, kết quả cho ta một số kết luận. Thứ nhất, mức cổ tức hay nói đúng hơn là quyết định quyết định chi trả cổ tức là một yếu tố quyết định quan trọng đối với lợi nhuận nội bộ. Thứ hai, khi giải thích mối quan hệ giữa mức cổ tức và không đối xứng thông tin,"thể chế giám sát lý thuyết" của chính sách cổ tức không phù hợp với kết quả của chúng ta nữa, chỉ có "Lý thuyết dòng tiền tự do" là lời giải thích tốt nhất cho lý do tại sao mức cổ tức là một yếu tố quyết định của thông tin bất cân xứng. Cuối cùng, chúng ta tìm thấy mội ít minh chứng cho khái niệm rằng những thay đổi cổ tức là một tín hiệu làm giảm tính bất cân xứng thông tin. Phụ lục 1 Tỷ lệ nghịch đảo Mills Trong thống kê , tỉ lệ nghịch đảo Mills , đặt theo tên của John P. Mills , là tỉ số giữa hàm mật độ xác suấtvới hàm phân bố tích lũy. Sử dụng tỷ lệ nghịch đảo Mills thường được thúc đẩy bởi các đặc tính sau đây của phân phối chuẩn rút gọn( phân phối xác suất của biến ngẫu nhiên mà giá trị có giới hạn trên hoặc dưới hoặc cả hai). Nếu x là một biến phân phối ngẫu nhiên với trị trung bình μ và phương sai σ 2, thì Trong đó, α là một hằng số, φ biểu thị hàm phân phối mật độ tiêu chuẩn, và Φ là hàm phân phối tích lũy tiêu chuẩn. Hai phân số này là tỷ lệ nghịch đảo Mills. Hàm phân phối tích lũy (CDF) mô tả khả năng mà biến ngẫu nhiên thuộc khoảng (−∞, x]. CDF của phân phối chuẩn – kí hiệu là Φ được xác định bởi công thức: Hàm mật độ xác suất (PDF) của biến ngẫu nhiên mô tả tần số tương đối của những giá trị khác nhau của biến ngẫu nhiên này. PDF của phân phối chuẩn được xác định bởi công thức: Hàm này chỉ đúng khi phương sai σ2 khác 0. Kiểm tra nhị thức là kiểm tra chính xác ý nghĩa thống kê của độ lệch từ các phân phối xác suất mong đợi của các quan sát theo hai hạng mục. Phụ lục 2 Mô hình ba nhân tố Fama – French Fama và French bắt đầu với việc quan sát hai loại cổ phiếu có khuynh hướng chung là tốt hơn thị trường: (i) small caps và (ii) stocks with a high book-value-to-price ratio (những cổ phiếu có hệ số giá trị sổ sách trên giá thị trường cao) - vẫn hay thường được gọi là những cố phiếu “giá trị”, ngược lại với chúng là những cổ phiếu “tăng trưởng". Và sau đó, nhúng thêm 2 nhân tố  vào mô hình CAPM để phản ảnh sự nhạy cảm của danh mục đối với 2 loại cổ phiếu này: r - Rf = β3 x (Km - Rf) + bs x SMB + bv x HML + alpha Đây là tỷ suất sinh lợi của danh mục. Rf  là tỷ suất sinh lợi phi rủi ro, Km là tỷ suất sinh lợi của cả thị trường chứng khoán. β “3-nhân tố” gần giống như beta truyền thống nhưng có giá trị nhỏ hơn, lý do là vì có thêm 2 nhân tố thêm vào để thực hiện công việc. SMB và HML tượng trưng cho sự khác biệt giữa tỷ suất sinh lợi hoặc tỷ lệ B/P của một công ty nhỏ và một công ty lớn, chúng đo lường sự khác biệt bề tỷ suất sinh lợi thặng dư của những công ty nhỏ và những công ty lớn trên thị trường một cách tổng thể. Cùng lúc với khi SMB và HML được xác định, các hệ số bv và bs sẽ có giá trị trong khoảng từ 0 đến 1: bs=1 có thể là danh mục cổ phiếu của những công ty nhỏ, bs=0 có thể của những công ty lớn hơn và bv=1 có thể là danh mục những cố phiếu có tỷ số B/P cao,.v.v. Điểm thú vị trong nghiên cứu này là Fama và French vẫn cho rằng tỷ suất sinh lợi cao là phần thưởng cho sự chấp nhận rủi ro cao, trong trường hợp riêng biệt điều này có nghĩa rằng nếu tỷ suất sinh lợi tăng lên cùng với tỷ số B/P, thì sau đó những cố phiếu có tỷ số B/P cao sẽ trở nên rủi ro hơn mức trung bình – chính xác với những gì mà những nhà phân tích kinh doanh truyền thống đã nhận định. Điểm khác nhau là ở chỗ liệu bạn có thể tin tưởng vào một thị trường hiệu quả (EMT) hay không. Một nhà phân tích kinh doanh không tin vào thị trường hiệu quả, do đó anh ta cho rằng một tỷ lệ B/P cao sẽ chỉ ra đó là một cơ hội để mua vào: giá các cổ phiếu xem ra rẻ. nhưng nếu bạn tinh chắc vào EMT và bạn cũng tin rằng những cổ phiếu giá rẻ chỉ có thể rẻ vì một lý do tốt, đó là vì những nhà đầu tư nghĩ rằng chúng có rủi ro cao… Fama và French không là trường hợp cá biệt về lý do tại sao mà tỷ số B/P đo lường rủi ro, mặc dù họ và những người khác đã đưa ra một số lí do có khả năng. Ví dụ, một tỷ số B/P cao có thể có ý nghĩa rằng cổ phiếu đó đang bị kiềm giá, nó đang bị bán dưới giá trong tức thời bởi vì những nguồn thu trong tương lai đang bị nghi ngờ về tính khả thi. Hoặc, nó có thể có nghĩa rằng cổ phiếu là phần thặng dư vốn, làm cho nó trở nên dễ bị tác động bởi thu nhập thấp trong thời kì kinh tế bị trì trệ. Tất cả những lập luận này có vẻ như là hợp lí, nhưng nó có vẻ như đang miêu tả những hoàn cảnh hoàn toàn khác biệt (và điều gì xảy ra khi một công ty có phần thặng dư vốn không bị kiềm giá). Có thể là sự thành công của mô hình này trong việc giải thích "phong độ" trong quá khứ của một công ty không phải là vì sự quan trọng của bất cứ yếu tố nào trong cả 3 nhân tố được tách riêng, nhưng với sự khác biệt tương đối, nếu được đi cùng nhau thì chúng sẽ có một tác động khá lớn trong việc làm căng thị trường Một danh mục thị trường lớn sẽ đánh giá các cổ phiếu trên khả năng vốn hóa của nó trên thị trường, làm cho quy mô và giá trị của nó bị sai lệch đi, và do đó, có thể có thêm 2 nhân tố trong mô hình này là những điều chỉnh tương ứng với hai vấn đề này. Điều này cũng giải thích tại sao đà tăng trường cũng đôi khi được sử dụng như một nhân tố khác: khả năng vốn hóa thị trường cho thấy nơi mà thị trường đầu tư trong nhiều năm dài, trong khi đà tăng trường cho thấy nơi mà đồng tiền được đầu tư vào sau đó, và do đó nếu bạn muốn lợi dụng dụng thị trường hiệu quả, bạn nên bắt dầu với những danh mục và sau đó điều chỉnh chúng một chút ít theo đà phát triển Ảnh hưởng giá trị sổ sách so với giá trị thị trường: Trong nghiên cứu của mình,  Fama và French đã cố gắng đánh giá các vai trò kết hợp của beta thị trường, quy mô, E/P, đòn bẩy tài chính và tỷ giá giá trị sổ sách trên giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu trong mẫu tiêu biểu của tỷ suất sinh lợi trung bình trên các cổ phiếu của NYSE, AMEX và NASDAQ.  Hai ông cho rằng quan hệ giữa beta và tỷ suất sinh lợi trung bình không tồn tại trong suốt thời kỳ 1963-1990, ngay cả chỉ dùng beta để giải thích cho tỷ suất sinh lợi trung bình. Trái lại, các kiểm định lần lượt giữa tỷ suất sinh lợi trung bình với quy mô, đòn bẩy, E/P và B/P cho thấy rằng tất cả các biến này đều quan trọng và có tín hiệu mong đợi. Bảng IThống kê mẫu của giao dịch nội bộ Bảng I trình bày tóm tắt số liệu thống kê cho các mẫu của các giao dịch nội bộ. Mục A sẽ trình bày số lượng các giao dịch nội bộ bằng chính sách cổ tức. Chúng ta xếp hạng các công ty do năng suất cổ tức trung bình trong năm năm qua và phân vùng mẫu nghiên cứu thành hai nửa. Các cty chi trả cổ tức cao là những cty chia trả cổ tức hơn 50% lợi nhuận , các cty chia trả cổ tức thấp là trả cổ tức thấp hơn 50% lợi nhuận. Bảng B trình bày số lượng doanh nghiệp bằng chính sách cổ tức. Panel A No. Transactions High-dividend-paying firms Insider Purchases 29,767 Insider Sales 56,439 Total 86,206 Low-dividend-paying firms 29,736 56,434 86,170 Total 59,503 112,873 Panel B No. Firms Insider Purchases Insider Sales Total High-dividend-paying firms 1672 2071 3,743 Low-dividend-paying firms 2748 2443 5,191 Total 4,420 4,514 Bảng IILợi nhuận nội bộ trong điều kiện thị trường đã được điều chỉnh Các cty chia trả cổ tức cao vs các công ty chi trả cổ tức thấp Bảng II cho thấy lợi ích trong nội bộ trung bình dựa trên 21 ngày kinh doanh.Chúng ta xếp hạng các công ty do năng suất cổ tức trung bình của họ trong năm năm qua và phân vùng mẫu thành hai nửa. Các cty chi trả cổ tức cao là những cty chia trả cổ tức hơn 50% lợi nhuận , các cty chia trả cổ tức thấp là trả cổ tức thấp hơn 50% lợi nhuận. Bảng A sẽ hiển thị những lợi ích được đo bằng tỷ lệ phần trăm vượt quá so với “chỉ số giá trị” NYSE CRSP / AMEX/NASDAQ. Bảng B hiển thị các lợi ích được đo do vượt quá tỷ lệ phần trăm lợi nhuận tương đối so với “chỉ số tương đương” NYSE CRSP / AMEX /NASDAQ. Các thống kê-t hiển thị cho sự khác biệt trong lợi nhuận giữa các công ty cao chi trả cổ tức cao và công ty chi trả cổ tức thấp. Panel A Excess Returns relative to CRSP value-weighted index Insider Purchases Insider Sales Difference t-statistic High-dividend-paying firms 1.27% 0.07% 1.21% 19.80 Low-dividend-paying firms 2.27% -0.05% 2.32% 22.80 Difference -0.99% ** 0.12% t-statistic -10.36 1.65 Panel B Excess Returns relative to CRSP equally-weighted index Insider Purchases Insider Sales Difference t-statistic High-dividend-paying firms 0.51% -1.01% 1.53% 24.57 Low-dividend-paying firms 1.41% -1.58% 3.00% 29.93 Difference -0.90% ** 0.57% ** t-statistic -9.39 8.27 Bảng IIILợi nhuận thu được với chi phí không đổi Cty trả cổ tức cao vs cty trả cổ tức Bảng A trình bày tỷ lệ phần trăm lợi nhuận nội bộ được đo bằng doanh thu 21 ngày kinh doanh vượt quá so với trọng số CRSP về bốn danh mục đầu tư. Chúng ta xếp hạng các công ty theo mức cổ tức trung bình trong 5 năm gần đây và phân chia mẫu thành hai nửa. Cty trả cổ tức cao các cty có mức chi trả hơn 50% lợi nhuận. Thấp là chi trả cổ tức ít hơn 50% lợi nhuận. Chúng ta tính doanh thu của danh mục đầu tư cho từng tháng như sau: Đầu tiên, chúng ta lấy số lượng giao dịch nội bộ mỗi ngày . Sau đó với mỗi giao dịch nội bộ, chúng ta tính toán lợi nhuận nội bộ là doanh thunguyên trong suốt 21 ngày giao dịch. Đối với mỗi công ty, chúng ta lấy trung bình số giao dịch. Tiếp theo, chúng ta tính doanh thu trên số công ty trong 4 doanh mục đầu tư. Các mục này bao gồm:các cty chi trả cổ tức cao cho phép nội bộ được mua cổ phiếu, cty trả cổ tức cao cho phép nội bộ được bán cổ phiếu, cty trả cổ tức thấp cho phép nội bộ mua cổ phiếu, cty trả cổ tức thấp cho phép nội bộ bán cổ tức. Trong mục B chúng ta dùng mô hình 3 nhân tố Pama-French diễn tả doanh thu cho hai danh mục có chi phí bằng không. Danh mục đầu tiên thì đa dạng đối với các cty trả cổ tức cao cho phép nội bộ là người mua và ít đa dạng đối với cty trả cổ tức thấp, cũng cho phép nội bộ là người mua. Danh mục thứ hai cũng tương tự như đầu tiên, chỉ khác ở chỗ các cty là người bán. Ta có hàm hồi quy của danh mục có chi phí bằng 0 như sau: RHDPt − RLDPt = α + βRmt + γSMBt + λHMLt + ε t RHDSt − RLDSt = α + βRmt + γSMBt + λHMLt + ε t Trong đó: +RHDPt là doanh thu tháng thư t cho danh mục của cty trả cổ tức cao cho phép nội bộ là người mua + RLDPt là doanh thu tháng t cho danh mục của cty trả cổ tức thấp cho phép nội bộ là người bán +RHDSt là doanh thu tháng t cho danh mục HDP cho phép nội bộ là người bán + RLDSt là doanh thu tháng t cho doanh mục LDP cho phép nội bộ là người bán + α là một thuật ngữ tức doanh thu bất thường + β là độ nhạy cảm với các yếu tố thị trường + Rmt là doanh thu vượt múc thị trường, mà trong trường hợp này là trọng số CRSP + γ là độ nhạy cảm với các yếu tố kích thước + SMBt là danh mục đầu tư gồm các yếu tố tương tự Fama-French về kinh thước + γ là độ nhạy cảm với các yếu tố book-to-market + HMLt là danh mục đầu tư gồm các yếu tố tương tự Fama-French về book-to-value + et là sai số Panel A: Excess Returns Mean Excess Return Proportion Negative Binomial Test Insider Purchases High-dividend-paying firms 1.13% Low-dividend-paying firms 2.39% excess RHDPt – excess RLDPt t-statistic -1.26% ** -5.44 64.3% ** 3.70 Insider Sales High-dividend-paying firms Low-dividend-paying firms -0.14% -0.41% excess RHDSt – excess RLDSt 0.26% 42.9% * -1.85 t-statistic 1.30 Panel B: R-SQR Fama-French Regressions α Rmt HML SMB (adjusted) Insider Purchases RHDPt - RLDPt -0.0141 ** -0.1120 * 0.2306 * -0.4186 ** 0.2213 t-statistic -6.46 -2.01 2.34 -4.49 Insider Sales RHDSt - RLDSt 0.0016 -0.1108 ** 0.3879 ** -0.4351 ** 0.4764 t-statistic 1.07 -2.86 5.66 -6.72 * and ** indicate significance at the 0.05 and 0.01 levels (two-tailed, except binomial), respectively. Bảng IVFama-Macbeth tích hồi qui cho tất cả các công ty và công ty chi trả cổ tức Bảng này trình bày các hệ số trung bình và các thống kê liên quan đối với hàm hồi qui hàng tháng Fama-Macbeth về lợi nhuận nội bộ (được đo bằng lợi nhuận vượt quá trọng số CRSP) trong 21 ngày giao dịch. DY là mức cổ tức trung bình (cổ tức trên giá cổ phần) trong năm năm qua. BM là giá trị số sách của cty từ năm tài chính trước đó. Ln (MV) là hàm log giá trị vốn cổ phần thị trường của công ty của năm tài chính trước năm cuối. EV là các chênh lệch khoản thu nhập hàng năm trên mỗi cổ phiếu so với năm năm trước. DR là tỷ lệ của nợ dài hạn của công ty cộng với phí nợ trong một năm tính trên tổng tài sản từ năm tài chính trước đó. RD là trung bình của các tỷ lệ chi phí R & D so với doanh số bán trong năm năm trước. IT là tỷ lệ tài sản vô hình trên tổng tài sản từ năm tài chính trước đó. T là tỷ số của nhà máy, tài sản, thiết bị, đại diện cho tài sản hữu hình, trên tổng tài sản từ năm tài chính trước đó. Ln (SH) là hàm log số cổ đông vào cuối năm tài chính trước đó. EX là tổng hợp của các bất thường, ngưng hoạt động, và các mặt hàng đặc biệt trên tổng doanh thu từ năm tài chính trước đó. RV là phương sai của lợi nhuận hàng ngày trong năm trước đó. LS là một trong 2 biến 0,1; là 1 nếu thu nhập trên mỗi cổ phiếu là tiêu cực trong năm tài chính trước và 0 nếu ngược lại. E là một trong 2 biến 0,1; là 1 nếu công ty đã được giao dịch trên NYSE hoặc AMEX trong năm tài chính trước và 0 nếu không. Bảng A cho thấy các kết quả nếu mẫu là tất cả cty. Bảng B cho thấy các kết quả nếu mẫu chỉ là các cty có trả cổ tức. Có ba hàm hồi quy hàng tháng. Đầu tiên là đơn biến không có biến khác ảnh hưởng. Thứ hai là đa biến, có thêm các biến liên quan đến cả chính sách cổ tức cũng như thông tin bất đối xứng. Thứ ba là đa biến, có thêm các biến kiểm soát thông tin bất đối xứng. Rki = α + λdy DYi + ε ki Rki = α + λdy DYi + λbm BM i + λmv ln(MV )i + λev EVi + λdr DRi + λsh ln(SH )i + ε ki Rki = α + λdy DYi + λbm BM i + λmv ln(MV )i + λev EVi + λdr DRi + λsh ln(SH )i + λrd RDi + λit ITi + λt T + λex EX i + λrv RVi + λls LS i + λe Ei + ε k Bảng IV (tiếp theo) Panel A1 : All Firms Int ercept DY Insider P urchases Insider gains 0.0235 ** -0.1994 ** t -st at ist ic 10.08 -4.64 Insider Sales Insider gains -0.0053 * 0.1023 * t -st at ist ic -2.38 2.36 Panel A2: Insider gains 0.0547 ** -0.1537 ** -0.0041 -0.0061 ** 0.0000 -0.0208 ** 0.0034 ** t -st at ist ic 7.76 -3.67 -1.28 -5.39 -0.17 -3.25 3.08 Insider Sales Insider gains -0.0098 0.1185 ** 0.0023 0.0012 -0.0001 -0.0032 -0.0022 * t -st at ist ic -1.59 2.85 0.86 1.25 -0.93 -0.67 -2.27 All Firms Int ercept DY BM ln(MV) EV DR ln(SH) Insider P urchases Panel A3: All Firms Int ercept DY BM ln(MV) EV DR ln(SH) RD IT T EX RV LS E Insider P urchases Insider gains 0.0430 ** -0.1102 * -0.0026 -0.0050 ** -0.0003 -0.0163 * 0.0021 0.0915 * -0.0047 -0.0038 -0.0082 4.3628 * -0.0021 0.0071 ** t -st at ist ic Insider Sales 4.66 -2.36 -0.73 -3.39 -0.91 -2.25 1.38 2.46 -0.14 -1.12 -0.20 2.33 -0.42 2.67 Insider gains -0.0057 0.1167 ** 0.0004 -0.0006 0.0001 -0.0043 -0.0017 0.0243 -0.0039 0.0017 -0.0056 -1.0901 -0.0112 ** 0.0086 ** t -st at ist ic -0.84 2.72 0.14 -0.57 0.50 -0.72 -1.79 1.33 -0.28 0.57 -0.26 -0.66 -3.14 4.80 Bảng IV (tiếp theo) P anel B1: Dividend-p aying Firms Int ercept Dividend Yield Insider P urchases Insider gains t-st at istic Insider Sales 0.0188 ** 7.45 -0.1356 * -2.60 Insider gains t -st at ist ic -0.0048 * -2.42 0.0797 * 1.99 Panel B2: Dividend-paying Firms Int ercept DY BM ln(MV) EV DR ln(SH) Insider P urchases Insider gains 0.0344 ** -0.1626 ** 0.0029 -0.0039 ** 0.0000 -0.0060 0.0027 * t -st at ist ic Insider Sales 4.87 -2.96 0.83 -3.41 -0.06 -0.97 2.29 Insider gains -0.0169 ** 0.1287 ** 0.0002 0.0026 ** -0.0001 0.0024 -0.0035 ** t -st at ist ic -2.72 2.99 0.06 2.92 -0.81 0.53 -4.01 Panel B3 : Dividend-paying Firms Int ercept DY BM ln(MV) EV DR ln(SH) RD IT T EX RV LS E Insider P urch ases Insider gains 0.0 400 ** -0.20 72 ** -0.001 4 -0 .0058 * * -0.0004 0.0 066 0.003 9 * 0.147 3 * -0 .0553 -0.0 024 0.01 21 3.027 3 -0 .0057 0.0095 ** t -st at ist ic Insider Sales 4 .02 -2 .83 -0.3 2 -3.86 -1.14 0 .74 2.35 2.13 -0.95 -0.66 0 .20 0.9 7 -0.91 3.82 Insider gains -0.0 055 0.06 35 -0.000 3 -0 .0002 0.0000 0.0 013 -0.00 16 0.023 6 0 .0019 0.0 014 -0.02 90 -2.962 5 -0 .0066 0.0065 ** t -st at ist ic -0 .70 1.24 -0.1 0 -0.22 -0.23 0 .22 -1.5 0 0.76 0.13 0.48 -1 .34 -1.0 3 -1.36 3.41 * and ** indicate significance at the 0.05 and 0.01 levels (two-tailed), respectively. Bảng VHồi qui Fama-MacBeth cho cty trả cổ tức vs cty ko trả cổ tức Bảng này trình bày các hệ số trung bình và thống kê liên quan cho hàm hồi qui Fama-Macbeth hàng thàng về lợi nhuận nội bộ (được đo bằng lợi nhuận vượt quá chỉ số CRSP) trong 21 ngày giao dịch công ty i: DI là biến 0 hoặc 1; là 0 nếu công ty ko trả cổ tức trong năm năm tài chính trước và là 1 nếu công ty trả cổ tức trong thời gian đó. BM giá trị số sácg của công ty từ năm tài chính trước đó. Ln (MV) là hàm log giá trị vốn cổ phần thị trường khi kết thúc năm tài chính trước. EV là các khoản thu nhập hàng năm trên mỗi cổ phiếu biến động trong năm năm trước. DR là tỷ số của nợ dài hạn cộng với nợ đến hạn trong một năm trên tổng tài sản từ năm tài chính trước đó. RD là trung bình của các tỷ lệ chi phí R&D để bán hàng trong năm năm trước. IT là tỷ số giữa tài sản vô hình trên tổng tài sản từ năm tài chính trước đó. T là tỷ số giữa tài sản hữu hình trên tổng tài sản từ năm tài chính trước đó. Ln (SH) là hàm log số cổ đông vào cuối năm tài chính trước đó. EX là tổng hợp của các bất thường, ngưng hoạt động, và các mặt hàng đặc biệt trên tổng doanh thu từ năm tài chính trước đó. RV là phương sai của lợi nhuận hàng ngày trong năm trước đó. LS là một trong 2 biến 0,1; là 1 nếu thu nhập trên mỗi cổ phiếu là tiêu cực trongnăm tài chính trước và là 0 nếu ngược lại. E là một trong 2 biến 0,1; là 1 nếu công ty đã được giao dịch trên NYSE hoặc AMEX trong năm tài chính trước và 0 nếu không. Có ba hàm hồi qui hàng tháng. Đầu tiên là đơn biến không có biến chứng. Thứ hai là đa biến, có thêm các biến liên quan đến cả chính sách cổ tức cũng như thông tin bất đối xứng. Thứ ba là đa biến, có thêm các biến điều khiển không đối xứng thông tin. Rki = α + λdy DI i + ε ki Rki = α + λdi DI i + λbm BM i + λmv ln(MV )i + λev EVi + λdr DRi + λsh ln(SH )i + ε ki . Rki = α + λdi DI i + λbm BM i + λmv ln(MV )i + λev EVi + λdr DRi + λsh ln(SH )i + λrd RDi + λit ITi + λt T + λex EX i + λrv RVi + λls LS i + λe Ei + ε ki Bảng V (tiếp theo) P anel 1 Int ercept DI Insider P urchases Insider gains t -st at ist ic Insider Sales 0.0299 ** 9.37 -0.0159 ** -5.51 Insider gains -0.0063 * 0.0040 t -st at ist ic -2.20 1.74 P anel 2 Int ercept DI BM ln(MV) EV DR ln(SH) Insider P urchases Insider gains 0.0536 ** -0.0098 ** -0.0036 -0.0050 ** 0.0000 -0.0216 ** 0.0021 t -st at ist ic Insider Sales 7.55 -3.42 -1.24 -4.28 -0.06 -3.27 1.84 Insider gains -0.0103 0.0035 0.0032 0.0009 -0.0001 -0.0036 -0.0013 t -st at ist ic -1.67 1.58 1.20 0.93 -0.90 -0.75 -1.32 P anel 3 Int ercept DI BM ln(MV) EV DR ln(SH) RD IT T EX RV LS E Insider P urchases Insider gains 0.0 393 * * -0.00 13 -0 .003 4 -0.0 042 * * -0.0 003 -0.01 40 0 .000 7 0.0 862 * -0.00 94 -0 .005 0 -0 .0049 4.0 316 * 0.00 10 0 .006 9 ** t -st at ist ic Insider Sales 4 .21 -0.38 -0.9 9 -2.88 -0 .86 -1.89 0.4 9 2.45 -0 .32 -1.3 1 -0.1 1 2.18 0 .23 2.6 6 Insider gains -0.0 050 0.00 46 0 .000 6 -0.0 012 0.00 01 -0.00 34 -0 .000 9 0.0 306 -0.00 30 0.00 20 -0 .0013 -1.0 624 -0.01 17 ** 0 .008 5 ** t -st at ist ic -0 .75 1.87 0.1 9 -1.20 0 .41 -0.59 -0.9 2 1.53 -0 .23 0.66 -0.0 6 -0.63 -3 .32 4.5 6 * and ** indicate significance at the 0.05 and 0.01 levels (two-tailed), respectively. Bảng VIHồi quy về thể chế quyền sở hữu Bảng này trình bày các hệ số và các thống kê liên quan đối với hàm hồi quy đồng liên kết từ năm 1990-95 của hàm lấy log tỷ lệ phần trăm quyền sở hữu cho công ty i: DY là mức cổ tức trung bình (cổ tức trên giá cổ phiếu) trong năm năm qua. SPI là một trong 2 biến 0,1; là 1 nếu một cổ phiếu thuộc S&P 500 và 0 nếu không phải. BM là giá trị sổ sách cty từ năm tài chính trước đó. Ln (MV) là hàm log giá trị vốn cổ phần thị trường của công ty của cuối năm tài chính trước. YY là một năm biến. Có hai hàm hồi quy. Đầu tiên là đơn biến không có biến chứng. Các đa biến thứ hai với các biến chứng. ln(I i )= α + λdy DYi + λ yy YY + ε i ln(I i )= α + λdy DYi + λspi SPI i + λbm BM i + λs ln(MV )i + λ yy YY + ε i . P anel A1 Int ercept DY YY R-SQR (adjust ed) Insider P urchases Inst it ut ional Ownersh ip t -st at ist ic Insider Sales -251.2364 ** -17.01 3.8087 ** 15.25 0.1276 ** 17.22 0.0337 Inst it ut ional Ownersh ip t -st at ist ic -73.0955 ** -7.55 4.3618 ** 18.77 0.0384 ** 7.89 0.0132 P anel A2 Int ercept DY SP I ln(MV) BM YY R-SQR (adjust ed) Insider P urchases Inst it ut ional Ownership -18.8601 -1.79 55 ** -0.3242 ** 0.3372 ** 0.0281 ** 0.0102 0.3980 t -st at ist ic Insider Sales -1.57 -8.6 3 -13.99 81.10 2.74 1.6800 Inst it ut ional Ownership 31.4616 ** -1.89 31 ** -0.2802 ** 0.3655 ** 0.1702 ** 0.1702 ** 0.4177 t -st at ist ic 4.20 -10.13 -20.60 131.20 19.0 1 19.0100 * and ** indicate significance at the 0.05 and 0.01 levels (two-tailed, except binomial), respectively. Bảng VIILợi nhuận trước và sau khi thay đổi cổ tức khi thị trường có sự điều chỉnh Bảng này trình bày lợi nhuận thu được bình quân trong 21 ngày được đo bằng tỷ lệ phần trăm lợi nhuận vượt so với “chỉ số giá trị”” NYSE CRSP / AMEX /NASDAQ trọng. Ngày 0 là ngày tuyên bố có sự thay đổi trong chia cổ tức. Mọi thay đổi cổ tức-dù có sự mua bán trước và sau khi có thay đổi trong chia cổ tức-đều được bao gồm trong các vụ mua bán Mọi thay đổi cổ tức – dù có doanh thu trước và sau khi có thay đổi trong cổ tức – đều được kể đến trong các mẫu doanh thu. Tất cả lợi nhuận từ các giao dịch diễn ra từ ngày 1 đến ngày 182 được tính trung bình và thể hiện cho lợi nhuận sau khi có sự thay đổi cổ tức. Insider Purchases Mean # Obs. Insider Sales Mean # Obs. Before Dividend Increase 1.71% 355 0.22% 12,726 After Dividend Increase 0.73% 355 0.19% 14,016 Difference 0.98% 0.03% t-stat 1.87 0.31 Before Dividend Decrease 0.00% 135 0.23% 3,092 After Dividend Decrease Difference -0.70% 0.69% 138 -0.21% 0.45% 3,771 t-stat 0.57 1.93 * and ** indicate significance at the 0.05 and 0.01 levels (two-tailed, except binomial), respectively. Phần mở rộng Chính sách cổ tức ở Australia và Nhật Bản1.Mục tiêu của đề tài Australia và Nhật Bản hai trong những nước phát triển nhất trong khu vực châu Á Thái Bình Dương.Tuy nhiên, 2 quốc gia này có nhiều điểm khác nhau về văn hóa nguồn lực tài chính, luật pháp và thể chế chính trị. Mục tiêu nghiên cứu của bài này là tìm hiểu sự tác động của những yếu tố môi trường có tạo sự khác biệt giữa chính sách cổ tức của 2 quốc gia:Australia-Nhật Bản và nếu có, từng nhân tố ảnh hưởng đến quốc gia như thế nào( tính quan trọng của nhân tố) 2. Đối tượng nghiên cứu: Dữ liệu trong 10năm của2235 quan sát theo năm của công ty từ các cổ phiếu hợp thành chỉ số ASX 200 của thị trường chứng khoán Australia và chỉ số Nikkei 225 của thị trường chứng khoán Nhật Bản 1992-2001, sử dụng mô hình hồi quy nhân tố cố định. 3. Giới thiệu một vài đặc điểm môi trường ở 2 quốc gia Dựa trên sự phân loại của các biến môi trường trong nước và các loại thuế doanh nghiệp trong nước thành viên của Tổ chức hợp tác và phát triển kinh tế OECD ,Bảng 1 cho thấy sự khác biệt giữa các môi trường Australia và Nhật Bản hệ thống kế toán của họ rất khác nhau, trong đó Australia theo mô hình Anh-Mỹ và Nhật Bản dựa trên mô hình Châu Âu lục địa. Những yếu tố môi trường gây ra sự khác biệt về mức độ yêu cầu công bố thông tin của thị trường chứng khoán để đáp ứng với mức độ khác nhau của chính trị, Tài chính, và nguy cơ kinh tế có liên quan đến chính sách cổ tức. Bảng 1 Những biến số môi trường của Australia và Nhật Bản Biến số Australia Nhật Bản Tài trợ bên ngoài Thị trường chứng khoán Các ngân hàng Hệ thống pháp luật Thường luật Luật La Mã Quan hệ chính trị và kinh tế Khối thịnh vượng chung Mỹ và Châu Á Thuế và Châu Á Thuế cổ điển 1987 Cổ điển với cổ tức Gán thuế sau 1987 Tín dụng thuế Culture: Chủ nghĩa cá nhân Cao Thấp Tránh rủi ro Yếu Mạnh Quan hệ đại lý phù hợp lý thuyết truyền tín hiệu của chính sách cổ tức, các yếu tố môi trường cho thấy chi trả cổ tức ở Nhật Bản thấp hơn so với ở Australia. Quyết định cổ tức của một Doanh nghiệp có liên quan với việc triển khai của lợi nhuận được tạo ra từ hoạt động của mình. Lợi nhuận hoặc để lại cho Doanh nghiệp tái đầu tư hoặc phân phối cho các cổ đông. Các nghiên cứu sâu rộng về chính sách cổ tức trong những 50 năm qua đã không thể đạt được một sự đồng thuận về một lý thuyết cổ tức chung có thể giải thích quá trình ra quyết định chia cổ tức, hoặc dự đoán một chính sách cổ tức tối ưu. Các kịch bản phức tạp của việc ra quyết định chia cổ tức đòi hỏi một cái nhìn toàn diện của nhiều mối quan hệ tương quan giữa chính sách cổ tức với các biến số quyết định quan trọng khác trong một chiến lược tổng thể của công ty nhằm mục đích để đạt được mục tiêu của Doanh nghiệp trong điều kiện chịu sự tương tác của môi trường. Với sự đa dạng trong các mục tiêu doanh nghiệp và môi trường, có thể hiểu được có chính sách cổ tức khác nhau riêng cụ thể cho Doanh nghiệp, ngành, thị trường, hoặc khu vực. John, Kalay, Loewenstein, và Sarig [2000] kết luận rằng bất kỳ lời khuyên về cách thiết lập chính sách cổ tức phải được thực hiện ở cấp độ vi mô – từng công ty cụ thể. Nhà quản lý tài chính phải xem xét liệu sự cọ sát thị trường khác nhau như thông tin bất đối xứng, chi phí đại diện, thuế, và chi phí giao dịch ảnh hưởng đến công ty như thế nào 4. Mô hình thực nghiệm: sử dụng mô hình nhân tố cố định của phân tích hồi quyNghiên cứu được mô tả ở đây được tiến hành theo hai giai đoạn: -Ở cấp độ vi mô, để xác định các biến Tài chính quan trọng có ảnh hưởng đến chi trả cổ tức Doanh nghiệp ở Australia và Nhật Bản -Ở cấp độ vĩ mô, để xác định những ảnh hưởng khu vực và ngành. Để xác định các biến Tài chính quan trọng có ảnh hưởng đến chi trả cổ tức của Doanh nghiệpở Australia và Nhật Bản, mô hình nhân tố cố định được áp dụng cho các dữ liệu bảng từ các cổ phiếu thành phần của chỉ số ASX 200 của thị trường chứng khoán Australia và chỉ số Nikkei 225 của thị trường chứng khoán Nhật Bản. Các mô hình thực nghiệm của Aivazian, Booth, và Cleary [2001] chỉ ra rằng chính sách cổ tức của Doanh nghiệpbị ảnh hưởng bởi lợi khả năng sinh lợi, tính quy mô, nợ, rủi ro, tài sản cố định hữu hình, và tăng trưởng. Bổ sung thêm thanh khoản cho các thiết lập của các biến giải thích, đó là một một mô hình hồi quy nhân tố cố định: Yit = αi + β0Xit + %it . Yit αi = = DPit, chi trả cổ tức của Doanh nghiệp i trong năm t Hệ số chặn của Doanh nghiệp i (1)β0 = vector hàng của các hệ số độ dốc của biến hồi quy độc lậpXit = vector cột của các biến Tài chính của Doanh nghiệp i trong t nămX 1 = ROC E, lợi nhuận trên vốn sử dụng đại diện cho khả năng sinh lợi X 2 = SI ZE, Vốn thị trường trong hàm Logarit tự nhiên đại diên cho các chi phí giao dịch X 3 = WCR, Tỷ lệ vốn lưu động đại diện cho thanh khoảnX 4 = DEBT, nợ Tỷ lệ nợ trên vốn cổ phần đại diện cho các đòn bẩyX 5 = BET A, Chứng khoán Beta đại diện cho các rủi roX 6 = T AN G,tỉ lệ TSCĐHH đại diện cho các kết hợp tài sảnX 7 = MT BV, Tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách, đại diện cho sự tăng trưởng% it = sai số của Doanh nghiệp i trong t năm Các giả thuyết là - β0 = 0 : chi trả cổ tức của Doanh nghiệpkhông bị ảnh hưởng bởi khả năng sinh lợi, kích thước của nó, tính thanh khoản, đòn bẩy, rủi ro, kết hợp tài sản và tăng trưởng. Những dấu hiệu hy vọng cho các biến giải thích trong mô hình thực nghiệm được đưa ra trong Bảng 5, đưa ra giả thuyết rằng chi trả cổ tức của Doanh nghiệpbị ảnh hưởng tích cực của khả năng sinh lợi, kích thước, và tính thanh khoản; và tiêu cực của đòn bẩy, rủi ro, kết hợp tài sản và tăng trưởng dựa trên quan hệ đại lý, sự truyền thông tin, và lý thuyết chi phí giao dịch của chính sách cổ tức.Tuy nhiên, các bằng chứng về sự tăng trưởng về tác động chi trả cổ tức là không rõ ràng. La Porta, Lopez-de-Silanes, Shleifer và Vishny [2000] thấy rằng Doanh nghiệp ở các nước sử dụng thông luật, nơi nhà đầu tư được bảo vệ thường tốt hơn, chi trả cổ tức cao hơn quốc gia sử dụng dân luật. Ở các nước thông luật, tăng trưởng doanh nghiệp cao làm cho chi trả cổ tức thấp hơn Doanh nghiệp tăng trưởng thấp .Các bằng chứng thực nghiệm từ Aivazian et al. [2001] cho thấy kết quả ngược lại mà chi cổ tức tăng nhanh ở thị trường mới nổi cao hơn tại Mỹ. Tất cả các kết quả này với nhau có xu hướng chỉ ra tầm quan trọng của các biến môi trường: thông luật so với luật dân sự, và thị trường mới nổi so với thị trường phát triển.4. Mẫu mô tả Dữ liệu mẫu trong mười năm 1992-2001, bao gồm các 2235 quan sát theo năm của công ty từ 332 Doanh nghiệp tại các thị trường chứng khoán Australia và Nhật Bản: 840 quan sát theo năm của công ty từ số 140 cổ phiếu thành phần của chỉ số ASX 200 tại Australia và năm 1395 quan sát theo năm của công ty từ số 192 cổ phiếu thành phần của chỉ số Nikkei 225 tại Nhật Bản. Các dữ liệu được trích xuất từ Datastream, được cung cấp bởi Công ty cung cấp thông tin Thomson Financial. Các mẫu đầy đủ mẫu của khu vực và thời gian được mô tả trong Bảng 2 Bảng 2 Miêu tả mẫu Số công ty (Yi ) Số quan sát cố đinh năm(Yit) Kích thước mẫu (N ) Theo khu vực Australia 140 840 Nhật Bản 192 1395 Tổng 332 2235 2235 Theo năm Australia Nhật Bản Tổng 1992 42 128 170 1993 44 116 160 1994 60 131 191 1995 75 157 232 1996 86 161 247 1997 98 138 236 1998 107 125 232 1999 116 145 261 2000 107 148 255 2001 105 146 251 Total 840 1395 2235 Từ những thống kê mô tả trong bảng 3 và kiểm tra giả thuyết của các trung bình mẫu trong Bảng 4, Australia có một chi trả cổ tức hơn trung bình 0,620 cao hơn so với 0,333 của Nhật Bản, một khả năng sinh lợi cao hơn (16,288 % so với 5,429 %), và tăng trưởng (3,175 so với 2,192), nhưng thấp hơn so với Nhật Bản về kích thước (7,023 so với 12,802), đòn bẩy (0,720 so với 2,161), nguy cơ (0,803 so với 0,961), và kết hợp tài sản (0,301 so với 0,324). Hơn nữa, không có sự khác biệt thống kê đáng kể trong tính thanh khoản giữa Australia và Nhật Bản (1,452 so với1,412). Các cổ phiếu thành phần của hai chỉ số được phân loại vào các ngành khác nhau theo các hoạt động kinh doanh của chúng. Những chỉ số ngành cho thấy các nhà đầu tư thực hiện của các tlĩnh vực khác nhau của thị trường chứng khoán. Với Doanh nghiệp bị phân nhóm theo khu vực và ngành, các đối số cho các tác động của công ty về chính sách cổ tức như tầm quan trọng tương đối của cạnh tranh và lây lan truyền thông tin trong nội ngành có thể được tìm hiểu. Về ảnh hưởng của khu vực, một Doanh nghiệp không tồn tại riêng mình, mà hoạt động trong một môi trường kinh doanh chịu sự tác động của nền kinh tế chính trị . Các bên liên quan chịu chi phối của hệ thống chính trị [Cornell và Shapiro, 1987] cần phải được đưa vào xem xét bởi những người đưa ra quyết định của công ty, bao gồm cả việc xác định chính sách cổ tức. Một lập luận hợp lý cho tác động của ngành là chiến lược đa dạng trong lý thuyết đầu tư hiện đại, và một cách để đa dạng hóa bởi ngành. Một Doanh nghiệphoạt động trong một ngành cụ thể phải xác định được bản chất của vị thế cạnh tranh của mình trong ngành đó. Chính sách cổ tức của công ty là một trong nhiều yếu tố cạnh tranh ảnh hưởng đến nhu cầu thị trường cho vốn chủ sở hữu. Nó có thể tác động đến vị trí Doanh nghiệp trong ngành và tầm quan trọng tác động là đối tượng nghiên cứu thực nghiệm. Bảng 3 Thống kê mô tả DP ROCE SI Z E W CR DEBT BET A T AN G M T BV Full sample (N = 2235) Mean 0.441 9.256 10.630 1.425 1.636 0.904 0.315 2.561 Median 0.420 7.100 11.778 1.240 0.930 0.897 0.308 1.930 σ 0.295 12.758 3.095 0.746 10.785 0.356 0.187 6.454 Australia (N = 840) Mean 0.620 16.288 7.023 1.452 0.720 0.803 0.301 3.175 Median 0.670 12.450 6.865 1.290 0.590 0.776 0.285 2.090 σ 0.281 18.744 1.489 0.921 3.482 0.417 0.245 10.297 Japan (N = 1395) Mean 0.333 5.429 12.802 1.412 2.161 0.961 0.324 2.192 Median 0.300 4.980 12.812 1.220 1.280 0.949 0.316 1.880 σ 0.247 4.331 1.207 0.640 13.240 0.303 0.142 1.609 DP: chi trả cổ tức; ROCE: phần trăm lợi tức trên vốn sử dụng; SI ZE: sự vốn hóa trong hàm Logarit tự nhiên ; WCR: Tỷ lệ vốn lưu động; DEBT: Tỷ lệ nợ trên vốn cổ phần; BET A: Cổ phần Beta; T AN G: tỉ lệ TSCĐHH = Tài sản cố định hữu hình ròng / Tổng tài sản; MT BV: Tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách. Bảng 4 Kiểm tra giả thuyết cho trung bình mẫu Dependent variable Sample size t -stat Prob value Result (Y ) DP 2235 25.252∗ 0.000 Australia higher than Japan ROCE 2154 20.652∗ 0.000 Australia higher than Japan SI ZE 2235 -100.261∗ 0.000 Australia lower than Japan WC R 2094 1.158 0.247 No difference DEBT 2194 -3.016∗ 0.003 Australia lower than Japan BET A 2177 -10.110∗ 0.000 Australia lower than Japan T AN G 2202 -2.787∗ 0.005 Australia lower than Japan MT BV 2235 3.497∗ 0.000 Australia higher than Japan ∗ Ý nghĩa thống kê tính tại 1 phần trăm . 5.Kết quả thực nghiệm Chạy mô hình hồi quy với LIMDEP 7.0 Kết quả thực nghiệm được báo cáo trong bảng 5, 6 và 7 theo hai giai đoạn nghiên cứu. Ở cấp độ công ty, cổ tức chi trả làthụt lùi với các tác động Cố định (Yit = αi + β0Xit + %it) trong mẫu đầy đủ dựa vào bảy biến Tài chính : khả năng sinh lợi, kích thước, tận dụng, rủi ro,kết hợp tài sản, tính thanh khoản, và tăng trưởng. Mỗi mô hình nhân tố cố định trong Bảng 5 được kiểm định dựa vào phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) đối chiếu với (Yit = αi + β0Xit + %it) trong Bảng 6 thông qua một Kiểm định-F. TABLE 5 Mô hình nhân tố cố định DP ROC E SI Z E W C R DEBT BET A T AN G M T BV Expected Sign Dividend Theory +ve ST +ve T C +ve ST -ve AT -ve AT -ve AT -ve AT Full Sample: N = 2235, Adj R2 = 0.637, df = 1896 β 0.133 0.209 -0.112 0.112 0.269 -0.277 0.100 E-05 E-01∗∗ E-03 E-03 E-04 E-04 E-03 t stat 0.023 2.407 -1.413 1.140 1.011 -0.269 0.130 prob value 0.982 0.016 0.158 0.254 0.312 0.788 0.897 Vs OLS Model (Yit = α + β0Xit + εit )F(331, 1896) = 9.614 with prob value = 0.000∗ Australia: N = 840, Adj R2 = 0.695, df = 693 β 0.710 0.330 -0.112 0.111 0.200 -0.37 0.381 E-06 E-01∗ E-03 E-03 E-04 E-04 E-03 t stat 0.014 3.023 -1.617 1.251 0.850 -0.411 0.560 prob value 0.989 0.003 0.106 0.211 0.395 0.681 0.576 Vs OLS Model (Yit = α + β0Xit + εit )F(139,693) = 13.661 with prob value = 0.000∗ Japan: N = 1395, Adj R2 = 0.427, df = 1196 β -0.469 0.123 0.822 0.243 -0.133∗ -0.683 -0.916 E-03 E-01 E-01∗ E-03 E-01 E-02 t stat -0.227 0.747 3.167 0.586 -3.909 -0.415 -1.560 prob value 0.820 0.455 0.002 0.558 0.000 0.678 0.119 Vs OLS Model (Yit = α + β0Xit + εit )F(191, 1196) = 5.727 with prob value = 0.000∗ * Ý nghĩa thống kê tại 1 phần trăm. ** Ý nghĩa thống kê tại 5 phần trăm. ST: Lý thuyết truyền tín hiệu của chính sách cổ tức; TC: Thuyết chi phí giao dịch của chính sách cổ tức; AT: Lý thuyết quan hệ đại lý của chính sách cổ tức. Trong bảng 5 các mô hình hồi quy nhân tố cố định trên toàn bộ mẫu mẫu có giá trị R2 là 0,637 và Kiểm định F là 9,614 với một giá trị xác suất 0,000. Các mẫu của Australia có số liệu thống kê tương ứng 0,695, 13,661, và 0,000, trong khi mẫu của Nhật Bản là 0,427, 5,727 và 0,000. Đối ứng OLS , mẫu của Australia và Nhật Bản có R 2 điều chỉnh lần lượt là 0,172, 0,049 và 0,053. Khi Doanh nghiệp sử dụng để kiểm soát chính họ, sức mạnh giải thích của mô hình hồi quy tác nhân cố định tăng trong mọi trường hợp ,nó chịu tác động đáng kể của các yếu tố của cố định cụ thể TABLE 6 Ordinary Least Squares Models DP ROCE SIZE WCR DEBT BETA TANG MTBV Full Sample: N = 2235, Adj R2 = 0.172, df = 2227 β -0.258 E-06 -0.341 E-01∗ -0.198 E-03∗ 0.478 E-04 -0.259 E-04 0.156 E-03 -0.306 E-02∗ t stat -0.006 -17.483 -6.605 0.466 -0.707 1.493 -3.471 prob value 0.996 0.000 0.000 0.641 0.479 0.135 0.001 Australia: N = 840, Adj R2 = 0.049, df = 832 β 0.470 0.261 -0.108 0.221 0.928 0.592 -0.403 E-04 E-01∗ E-03∗ E-04 E-05 E-04 E-02∗ t stat 1.010 3.961 -3.428 0.207 0.248 0.546 -4.349 prob value 0.313 0.000 0.001 0.836 0.804 0.585 0.000 Japan: N = 1395, Adj R2 = 0.053, df = 1387 β -0.393 0.177 -0.204 0.445 -0.173∗ 0.982 -0.182 E-02∗∗ E-03 E-01 E-03 E-01 E-01∗ t stat -2.170 0.025 -1.627 0.894 -5.736 1.910 -4.204 prob value 0.030 0.980 0.104 0.371 0.000 0.056 0.000 * Ý nghĩa thống kê tại 1 phần trăm. ** Ý nghĩa thống kê tại 5 phần trăm. Đối với bảy biến giải thích, các số liệu thống kê t-cho SI ZE có ý nghĩa thống kê tại 1 phần trăm trong mẫu ở Australia, mặc dù có ý nghĩa ở mức 5 phần trăm trong các mẫu Tổng thể. Các kiểm đinh t cho WCR và BET A có ý nghĩa thống kê tại 1 phần trăm trong mẫu ở Nhật Bản. Những tác dụng mô hình hồi quy tác nhân cố định chỉ ra rằng chính sách cổ tức bị ảnh hưởng tích cực của kích thước ở Australia và thanh khoản ở Nhật Bản, và chỉ bị ảnh hưởng tiêu cực bởi nguy cơ ở Nhật Bản. Trong Bảng 7, các mô hình hồi quy tác động cố đinh được kiểm định lại đối với các mô hình hồi quy OLS cho những tác động khu vực và ngành. Kiểm định F là 210,180 với xác suất 0,000 cho thấy sự tồn tại của một tác động do khu vực giữa Australia và Nhật Bản. Các công ty ở Australia có chính sách cổ tức khác công ty tại Nhật Bản do tác động của môi trường khác nhau. Hơn nữa, kiểm định F-10,695 với một giá trị xác suất 0,000 cho thấy sự tồn tại tác động ngành giữa các lĩnh vực khác nhau của thị trường trong các mẫu tổng thể. Tác đọng của các ngành tương tự cũng được tìm ra và có ỹ nghĩa ở cả Australia và Nhật Bản. Miller [1986] thêm vào việc cổ tức bất thường cho các vấn đề thuế. Đó là, có một sự thiên vị thuế sự lựa chọn của thu nhập đầu tư, mà là một yếu tố quan trọng ở một số nước. Hai hệ thống thuế có liên quan đến cổ tức tại các nước phát triển: hệ thống thuế cổ điển như ở Nhật Bản, và hệ thống quy thuế như ở Australia. Các hệ thống thuế thuế cổ điển, một Doanh nghiệp như một thực thể chịu thuế riêng biệt với cổ đông. Các lợi nhuận của một Doanh nghiệptheo hệ thống này bị đánh thuế hai lần, lần đầu khi được thực hiện bởi các Doanh nghiệpvà một lần nữa khi phân phối cho cổ đông như cổ tức. Hệ thống quy thuế thuế nghĩa là cổ đông bị đánh thuế vào cổ tức có quyền khấu trừ với thuế doanh nghiệp đã nộp. TABLE 7 Hypothesis Tests of Fixed Effects Models Fixed Effect Sample Size F Test Prob Value Result Region 2235 F(1, 2226) =210.180∗ 0.000 Region Effect i = 1 (Australia) Not Rejected i = 2 (Japan) Industry in Full Sample 2235 F(67, 2160) = 10.695∗ 0.000 Industry Effect i = 1, 2,..., 68 Not Rejected Industry in Australia 840 F(49, 783) = 13.958∗ 0.000 Industry Effect i = 1, 2,..., 50 Not Rejected Industry in Japan 1395 F(44, 1343) = 7.059∗ 0.000 Industry Effect i = 1, 2, ..., 45 Not Rejected * Kiểm định có ý nghĩa tại 1 phần trăm. 6. Kết luận Hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm về chính sách cổ tức đã được tiến hành ở các nước Anglo-Saxon, đặc biệt tại Mỹ. Tuy nhiên, Tsay [1998] kết luận rằng có những khác biệt quan trọng, cũng như một số điểm tương đồng, ở Nhật Bản . Các bằng chứng cho thấy Australia có một chi trả cổ tức cao hơn so với Nhật Bản cho vay hỗ trợ để các tác động môi trường về chính sách cổ tức. chính sách cổ tức tại Australia và Nhật Bản đang bị ảnh hưởng bởi các yếu tố Tài chính khác nhau: ảnh hưởng tích cực của quy mô ở Australia và tính thanh khoản ở Nhật Bản, và tiêu cực bởi nguy cơ chỉ ở Nhật Bản. Những kết quả này có xu hướng hỗ trợ các quan hệ đại lý, truyền tín hiệu, và chi phí giao dịch các lý thuyết về chính sách cổ tức. Tác động của ngành cũng được tìm thấy ở cả Australia và Nhật Bản, mà chỉ ra tầm quan trọng của ngành, trong đó Doanh nghiệpcạnh tranh. Thêm vào đó là yếu tố tác động môi trường vào chính sách cổ tức. Vấn đề cơ bản là mức độ mà chính sách cổ tức là bị ảnh hưởng bởi các biến môi trường, và các tương tác giữa các biến môi trường. Ví dụ, với tác dụng ưu thế thuận lợi hơn về thuế của cổ tức tại Australia, các tác động tích cự của kích thước cho thấy rằng các giao dịch chi phí là một yếu tố quyết định quan trọng của phân phối các khoản chi trả cho các cổ đông tại Australia nhưng không phải ở Nhật Bản, có thể vì kích thước tương đối nhỏ Doanh nghiệp của nó. La Porta et al. [2000] tìm ra các tác động của hệ thống pháp luật về chính sách cổ tức trên toàn thế giới, nhưng cần nghiên cứu thêm để khẳng định tầm quan trọng của các yếu tố môi trường. Nguồn tham khảo: HORACE HO, Dividend Policies in Australia and Japan www.wikipedia.com www.saga.vn www.tratu.vn www.oldict.com