CÁC YẾU TỐ ĐẶCTRƯNG CỦA DOANH NGHIỆP ẢNH HƯỞNG ĐẾN BIẾN ĐỘNGGIÁcổ PHIÊU NIÊMYẾT...
Các yếu tố đặc trưng của doanh nghiệp ảnh hưởng đến biến động giá cổ phiếu niêm yết trên sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh
Lê Hà Diễm Chi11’
Ngày nhận bài: 04/9/2020 I Biên tập xong: 05/01/2021 I Duyệt đăng: 12/01/2021
TÓM TĂT: Bài viết nghiên cứu ảnh hưởng các nhân tố nội tại của doanh nghiệpnhư cổ tức bằng tiền mặt,thu nhập trên mỗi cổ phần (EPS), biến động của ROA,tăngtrưởng tổng tài sàn,quymô doanh nghiệp vàtỷ lệ nợ đến biến động giá cồ phiếu (BĐGCP) của các côngty niêm yết trên sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ ChíMinh (HOSE)giai đoạn 2010-2019. với phương pháp hồi quy bình phương tối thiểu tổng quất khả thi (Feasible Generalized Least Squares— FGLS) trên dữ liệu bảng không cân bằng, kết quả nghiên cứu cho thấy cổ tức bằng tiền thu nhập trên mỗi cố phần và quy mô tổng tài sản có ảnh hưởng ngược chiều đến BĐGCP. Biếnđộng của ROA, tăng trưởng tồng tài sản vàtỷ lệ nợcó tương quan thuận chiều với BĐGCP. Ngoài ra, bài viết đánh giá mứcđộ tác động của các yếutố nội tại đến BĐGCP và tìm thấy cổtức bằng tiền mặt có ảnh hưởngmạnh nhất, thứ hai làtỷ lệ nợ, thứ ba là hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp (EPS và ROA), thứ tư là quy mô tồng tài sản và cuối cùng làtăngtrưởng tổng tàisản.
TỪ KHÓA: Yếu tố nội tại, biến động giá cổ phiếu, hồi quy bình phương tối thiểutổngquátkhảthi.
Mã phân loại JEL: G12, G30, 012.
1. Giới thiệu
Hoạt động của thị trường chứng khoán giúp người cần vốn và người thừa vổn gặp nhau dễ dàng, manglạilợiíchcho cả hai bên.
Nhà đầu tư (NĐT) quyếtđịnh đẩu tư vào cổ phiếu của doanhnghiệp, nghĩa là họ đã đưa một lượng vốn của họ cho doanh nghiệp sử dụng. Khi NĐT nắm giữ cổ phiếu, BĐGCP thể hiện rủi ro hệ thống mà NĐT phải đối
mặt (Guo, 2002). Nhìn chung, NĐT đều sợ rủi ro, nhưng rủi ro là điếu tất yếu phải có.
Mỗi NĐT có một “khẩu vị rủi ro” khácnhau:
có NĐT chấp nhận rủi ro cao, có NĐTchấp
111 Lê Hà Diễm Chi - Trường Đại học Ngân hàng TP.HCM; 56 Hoàng Diệu 2, Quận Thủ Đức, Tp. Hồ Chí Minh; Email: chilhd@buh.edu.vn.
40 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 01+02.2021 Sô 178+179
LÊ HÀ DIỄM CHI
nhận mức độ rủi ro thấp. Khi nắm giữ cổ phiếu, NĐT sẽ chúý đến biến động giá cả của cồphiếu đó. Sựbiến động của cổ phiếu là một trongnhững tiêu chí đê xác định mức độ rủi ro.Nó thể hiện mức độ rủi ro mà NĐTgánh chịu khi nắm giữ cổ phiêu đó. Một sự biến động lớn của giá cổ phiêu dự báo khả năng lãi cao hoặclỗ cao hơn trong ngắnhạn. Tuy nhiên,vì giá cổ phiếu biến độngkhác nhau đángkể theo thời gian nên rất khó dự đoán giá tương lai của cổ phiêu, chính vi thế,các NĐT thường chọn đầu tư vàonhữngcổphiếu ít rủi ro hơn cho những khoản đầu tư dài hạn. Thực tế, không có một công cụnào có thể xác định chính xác BĐGCPtrong tương lai,nhưng xác định các nhân tố làm tăng hoặc làmgiảm mứcđộ BĐGCP trên thị trường là thực hiện được. Các nghiên cứu thực nghiệm thường xácđịnh các nhântố ảnhhưởng đến BĐGCP bao gốm hai nhóm yếu tố: (i) Các nhân tốnộitại của doanhnghiệp như tổng tài sản, tỷ lệnợ, doanh thu, cổtức,thunhập mỗi cồ phần,...; và (ii) Các nhân tố bên ngoài là các yếu tố vĩ mô như tăng trưởng kinh tế, lạm phát,lãi suất, tỷ giá,... Bài viết nàytậptrung nghiên cứu các nhântốnội tại ảnh hưởng đến BĐGCP dưới sự kiểm soát của cácbiến vĩmô.
2. Cơ sở lý thuyết và tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm
2.1. Cơ sởlýthuyết
Lý thuyết Danh mục đầu tư Markowitz hay còn gọi lýthuyếtDanh mục đầu tư hiệu quả Markowitz đê'cập đến việc xây dựng một danhmục đầu tư được tối đa hóa lợi nhuận kì vọng trên một mứcđộ rủi ro thịtrường nhất định, với rủirolà một phẩn cần đánh đổiđê’ có lợi nhuận cao hơn. Lý thuyết Danh mục đầu tư hàm ý một mối tương quantuyếntính giữa rủi rovà tỷ suất sinh lời chứng khoán.
Biến động giá chứng khoán thê’ hiện rủi ro mà NĐT phải gánh chịu và với mức độ đó, NĐT đòi hỏi một lợi nhuậntươngứng.
Lý thuyết Tín hiệu (Signaling theory):
lý thuyết Tín hiệu của Ross (1977) đề cập đến những thông tin của doanh nghiệp ảnh hưởng đến quyết định của các thành phẩn bên ngoài doanh nghiệp. Mộtthôngtintốt từ doanh nghiệp phátra,kỳ vọng sẽ nhận được phản ứng tích cực từ thị trường tại thờiđiểm thông báo. Thị trường luôn phản ứng với thôngtin do doanh nghiệpphát đi.Khi thông tin doanh nghiệp được phát đi, chúngsẽ được giảithích và phântích, sau đó được phân loại thành tín hiệutíchcực hoặc tín hiệu tiêucực.
Cảhai loại tín hiệu này sau đó làm thay đổi khối lượngcung cầu cồ phiếu, nó có thê’ làm tăng hoặc giảm giácổphiếu của chính doanh nghiệp đó. Lýthuyết Tín hiệu cho thấy, các yếutổnội tại củadoanh nghiệp sẽ làmột tín hiệu khiên giá cả cổ phiêu trên thị trường biến động.
2.2. Tổng quan các nghiên cứu liênquan BĐGCP là sự tăng lên và giảm xuống của giá cồ phiếu tính trong một thời kỳ nào đó. Đó là một hiện tượng phổ biến trên thị trường chứngkhoán và đo lường những thay đổi không lường trước được trong giá cổ phiếu.Kanniainen (2007) cho rằng, BĐGCP là thước đo thê’ hiện sự thayđồi của giá cổ phiếutừnhữngthông tin mới. Các NĐT, nhà môi giới, các nhà nghiên cứu vàcơquan quản lý đểu quan tầm vẽ sự biến động của giá cổ phiếu. Bởi vì sự BĐGCP không những đo lườngrủiro, ảnh hưởng đến giátrị của doanh nghiệp qua thịgiácổphiếu,mà còn phản ánh những tin tức quan trọng vế doanh nghiệp.
Guo (2002) cũng cho rằng, sự biến động của giá cổ phiếu là rủi ro hệ thống mà cácNĐT sởhữucổ phiêu thường phải đối mặt. vể bản chất, các NĐT là không thíchrủi rovà sự biến động của cổ phiếu làquan trọngvớihọ, bởi nó đo lường mứcđộ rủi ro mà họphảichịu cho cồphiếu màhọ đẩu tư. Suliman&ctg (2013) nghiêncứu ảnh hưởngcủa chính sách cổ tức đếnBĐGCP củanhững doanh nghiệp niêm
số 178+179 Thang 01+02.2021 TAP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 41
CÁC YÊU TỐĐẶC TRƯNG CỦA DOANH NGHIỆP ẢNH HƯỞNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG GIÁ cổ PHIẾU NIÊM YẾT...
yết trên sàn chứng khoán Karachi, Pakistan giai đoạn 2005-2009. Kếtquả cho thấy biên động giá chứng khoán tương quan dương với chính sách cồ tức, tốc độ tăng trưởng.
Hussainey & ctg (2010) kiểm tra tác động của chính sách cổ tức đến BĐGCP của 123 doanh nghiệp ở Anh giai đoạn 1998-2007.
Kết quả nghiên cứu của họ chỉ ra rằng, quy mô doanh nghiệp và tỷ lệ nợ có tươngquan mạnhmẽ đến BĐGCP. Nazir & ctg (2010) tìm thấy, sự ảnhhưởng ngược chiếu của tỷ suất cổ tức (Divident yield) và tỷ lệ chi trảcổ tức (Divident Payout) đến BĐGCP. Nazir & ctg (2010) cũng tìmkiếmmối quanhệ giữa quy mô và tỷlệ nợ với BĐGCP. Kết quả là họ tìm thấy, mối tương quannghịch biến của hai biến này vớiBĐGCP nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Hashemijoo, Aref, & Nejat (2012) sử dụng các biến nhưtỷ suất cổ tức, tỷ lệchi trả cổ tức, quymôvốn chủ sở hữu, biến động của thu nhập mỗi cổ phấn, đòn bẩy nợ, tăng trưởng trong mối quan hệ với BĐGCP của các doanh nghiệp ở Malaysia. Hashemijoo &
ctg(2012) tìm thấy, tương quan nghịch chiểu giữa BĐGCPvới tỷ suất cổ tức, tỷlệ chi trả cồtứcvàquymô trong khibiến động của thu nhập mỗi cổ phẩn tương quan thuận chiếu đến BĐGCP. Nghiên cứu không tìm thấy ý nghĩa thống kẻ của biến đòn bẩy nợ và tăng trưởng đến BĐGCP.
Ngoài các nghiên cứu chỉ xem xét mối quan hệgiữa các yếu tố nội tại với BĐGCP, có các nghiên cứu sử dụng thêm các yêu tố vĩ mô làm biến kiểm soát hoặc nghiên cứu ảnh hưởng của các biến vĩ mô đến BĐGCP.
Các nghiên cứu cho thấy, chính sách tiến tệ và các yếu tố vĩ mô có tương quan với biến động giá chứng khoán. Chẳng hạn, Nyamute (1998) nghiên cứu mối quan hệ giữa giá chứng khoán với các biếncung tiên, lãi suất, lạm phát và tỷ giá. Nyamute đãtìm ra mối tương quan dương giữa giá cổ phiếu và tỷ giá. Siele (2009) trong nghiên cứu giá trên thị trường chứng khoán đãsử dụng các
biến vĩ mô gổm tỷlệ tăng trưởng GDP, lạm phát, lãi suấtvà lãi suất trái phiếu. Kết quả nghiên cứu cho thấy, chỉsô'giá chứng khoán có tương quan dương vớilạm phát, lãi suất trái phiêu và GDP, nhưng có tương quan âm với lãisuất. Jefferis&Okeahalam (2000) xem xét ảnh hưởngcủacácnhân tố vĩ mô đến thị trường chứngkhoán NamPhi, Zimbabwe và Botswana. Họ nhận thấy rằng, giá cổ phiếu tương quan dương với GDP thực trong dài hạn ở cả ba thị trường và với tỷ giá thực ở thị trường Nam Phi và Zimbabwe. Giá cổ phiếu tương quan dương trong ngắn với tỷ giá và lãi suất ở thịtrường Botswana nhưng lạitương quan âm ởthị trường NamPhi. Pal
& Mittal(2011) nghiên cứumỗi quan hệ giữa thị trường vốnÂnĐộvới các biên vĩ mônhư lãi suất, lạm phát, tỷ giá và GDP trong giai đoạn 1995-2008. Kết quả tìmthấy mối tương quanchặtchẽ giữa các chỉ sô' trên thị trường vốn với các biếnsố kinh tê' vĩ mô.
3. Mô hình, giả thuyết, dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
3.1. Các giả thuyết nghiêncứu
Nghiên cứu của Nazir & ctg (2010) sử dụng mẫu gồm 73 doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Karachi (KSE) giai đoạn 2003-2008 và sử dụng phương pháp ảnh hưởng cố định (FEM), ảnhhưởng ngẫu nhiên (REM), đã tìm ra sự ảnh hưởng ngược chiếu của tỳ suất cồ tức bằng tiến mặt đến BĐGCP.Quan hệ nghịch biên giữa tỷ suất cổ tức và BĐGCP được khá nhiêu nghiên cứu tìm thấy (Hussainey & ctg, 2011; Okafor &
ctg, 2011; Hashemijoo & ctg, 2012; Lashgari
& Ahmadi, 2014). Bên cạnh đó, một số ít nghiên cứu lại tìm ra sự tác động của tỷ suất cổ tức đến BĐGCP là thuận chiếu nhưAsghar
&ctg(2011),Mehmood&ctg (2019). Cụthế, Asghar &ctg (2011) nghiêncứu tácđộng của chính sáchcổtức đến BĐGCP của các doanh nghiệp ở Pakistan giai đoạn 2005-2009. Kết
42 TẠP CHI KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Thang 01+02.2021 Sô 178+179
LÊ HÀ DIỄM CHI
quả hồi quy đabiến của họ cho thấy, tỷ suất cổ tức tác động thuận chiếu đến BĐGCP.
Như vậy, mối quan hệ giữa tỷ suất cổ tức và BĐGCP có hai quanđiểmkhác nhau, nhưng đa số các nghiên cứu ủng hộ quan điểm nghịchbiến. Bàiviếtủng hộ quan điểm mối quan hệ giữa tỷ suất cồ tức và BĐGCP là nghịch chiều. Dựavào đó, giảthuyết đẩu tiên cẩn kiểm địnhđượcđặt ra nhưsau:
Giả thuyết Hl:Tỷsuất cổ tức bằngtiên mặt có tương quannghịchchiều với BĐGCP
Một yếu tố nội tại khác ảnh hưởng đến BĐGCP được các nghiên cứu xem xét đó là yếu tổ thu nhập trên mỗi cổ phần (EPS).
Nghiêncứu của Liu & Hu (2005) trên dữliệu gổm 299 doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Trung Quốc cho thấy, những doanh nghiệpvớiEPS cànglớn thì giá chứng khoáncủanó càng cao vàngượclại,EPS càng nhỏ thì giá cổ phiêu càng giảm. EPS thể hiện thu nhập của cổ phiếu sau một thời kỳ hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp. Giống như cổ tức chi trả, EPS cũng đánh giá hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp và vì thê giữa EPSvới BĐGCP có mối quan hệ ngược chiếu. Cụthể,mối quan hệ ngược chiểucủa EPS với BĐGCP được tìm thấy trong Azeem
& Kouser (2011),Hunjra& ctg(2014)và Shah
& Noreen (2016). Tuy nhiên, trong nghiên cứu củaSadiq & ctg (2013), biên EPS có tác động tiêu cực lên BĐGCP của những công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Karachi nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Từ đó, Sadiq &ctg (2013) nhận định rằng,không có mối quan hệ giữa BĐGCP với EPS. Bài viết dựa trên kết quả nghiên cứunhận được nhiêu sựủng hộ, giả thuyết 2 đặtra là:
Giả thuyết H2: Có sự ảnh hưởng ngược chiểu của tỷ lệ thay đổi thu nhập trên mỗi cổ phần (AEPS) đên BĐGCP.
TheoHandayani&ctg(2018),tỷ suất sinh lời trênvốn chủ sở hữuthểhiện hiệu quả từ việc sử dụngvốn chủ sở hữu,cũng như hiệu quả sử dụng tổng tài sản trong hoạt động
kinh doanh của doanhnghiệp. Những doanh nghiệp với hiệuquả hoạt động tốtthường có lợi nhuận mua báncổ phiếu caovàngượclại, doanh nghiệp có hiệuquả hoạt động kém thì lợi nhuận từ việc mua bán cổ phiếu cũng thấp hơn. Điều này chỉ ra rằng, sự thay đổi mức lợi nhuận của cổ phiếu cao hay thấp thể hiện biến động của giá cả cổphiếumạnh hay yếu (Drees & Eckwert, 2000). Dựa trên các kết quả nghiên cứunày,bài viết đưa ra giả thuyết H3 cẩn kiểmđịnh:
Giả thuyết H3: Biến động củatỷ suất sinh lời trên tổng tàisản có tươngquan cùng chiểu vơi BĐGCP.
Tỷ lệ tăng tổng tài sản của doanh nghiệp ảnh hưởng đến BĐGCP cũng được đế cập trong Alzomania &A1-Khadhiri (2013), Lashgari & ctg (2014), Hooi, Albaity, &
Ibrahimy (2015) và Mehmood & ctg (2019).
Các nghiên cứu này cho rằng, những doanh nghiệp với cơ hội tăng trưởngcao thế hiện sự phát triểncủa doanh nghiệp trong tương lai và điếu này thường gặp ở những doanh nghiệp trẻ, chưa ổnđịnh.Khi NĐT nắmgiữ cổ phiếu của nhữngdoanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng mạnh đổngnghĩa với việc chấp nhậnmộtrủi ro cao trong nó. Vì vậy,bàiviết đưa ragiả thuyết H4 cần kiểm định ởđây là:
Giả thuyết H4: Có mối tương quan thuận chiều giũa tỳ lệ tăng trường tổng tài sản với BĐGCP.
Ngược với tỷlệ tăng trườngtổng tài sản, những doanh nghiệp với quymôtổng tài sản lớn thường là những doanh nghiệp đã ở giai đoạn trưởng thànhvàđivào giai đoạn ổnđịnh (Alzomania & ctg, 2013), cổphiếu của nó theo đó cũng ítbiến độnghơn. Cùnglập luận như vậy là nghiên cứu của Lashgari &ctg (2014) và Hooi & ctg (2015). Dựa theo các nghiêncứu, bài viết đưaragiả thuyết H5 như sau:
Giả thuyết H5: Có mối tương quan ngược chiều giữa quy mô tổng tàisản vớiBĐGCP.
Tỷ lệ nợthể hiện khả năng tựchủ tài chính của doanh nghiệp, mộttỷ lệ nợ thấpchothấy,
Sô 178+179 Tháng 01+02.2021 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 43
CÁC YÊUTố ĐẶCTRƯNGCỦA DOANH NGHIỆP ẢNH HƯỞNG ĐÊN BIÊN ĐỘNG GIÁcổ PHIẾU NIÊM YẾT...
doanh nghiệpcó tỷ lệvốn chủ sởhữu cao, khả năng tài chính mạnh và chủđộng vốn trong hoạt động kinh doanh; đây là yếu tố giảm rủi ro trong giá cổ phiếu của doanh nghiệp (Hashemijoo & ctg, 2012; Alzomania & ctg, 2013; Hooi &ctg, 2015). Dựa trên các nghiên cứunày,bài viết đưara giảthuyếtH6nhưsau:
Giả thuyêt H6: Có mối tương quan âm giữa quymôtổngtài sản vớiBĐGCP.
3.2. Mô hình nghiên cứu
Theo các nghiên cứutrước của Hussainey
& ctg (2011), Hashemijoo & ctg (2012), Hunjra&ctg(2014),Handayani& ctg (2018), Mehmood &ctg(2019), tác giảxây dựng mô hình nghiêncứu BĐGCP và các yêutốnộitại như sau:
PriceVol. = Po + 0DivYit + P,AEPS]t + P,RoaVoỊt+ P4GrowthTA t + p.TA + p6Lev + p_%GOLD + pg%INT + p’%GDP + p/'
%CPI + e , ' “
t it’
Trongđó: PriceVol làbiên phụ thuộc,đại diệnchobiến động giá của chứng khoán.Các biến độc lập thuộc những yếu tố nội tại của doanhnghiệpgổmcổtức bằng tiềnmặt (DY), thunhập trên mỗi cổ phẩn (EPS), biếnđộng củatỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (RoaVol), tăng trưởng tồng tài sản (GrowthTA), quy mô tổngtài sản (TA),tỷ lệ nợ (Lev). Các biến kiểm soát điếu kiện vĩ môgốm tỷ lệ tănggiá vàng (% GOLD), tỷ lệ thay đổi lãisuất trung bình (% INT), tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội (% GDP), tốc độ tăng của chỉ số giátiêu dùng (%CPI). Cách đo lường cácbiến trong mô hình được trình bàytrong Bảng 1.
3.3. Dữ liệu nghiên cứu
Số liệu sử dụng được lấy từ các nguốn như Công ty cố phấn Vietstock, Tổng cục Thống kê,HOSEvàUy ban Chứngkhoán Nhà nước.
Dữ liệu đảm bảocác nguyên tắc bao gồm các
doanh nghiệp được niêm yết trên HOSEtrước ngày 01/01/2010 và có đầy đủ báo cáo tài chính đã kiểm toán cũng như tính đến ngày 31/12/2019,các doanh nghiệp vẫncòn niêm yết và cổ phiếu không bị tạmngừng giao dịch.
Vớinguồndữ liệu và nguyên tắcthuthập như vậy, dữ liệunghiên cứu của bài viết gồm 356 doanh nghiệp (khôngbao gổm các ngân hàng thương mại) niêm yết trên HOSEtrong giai đoạn2010-2019.
Bảng 2 trìnhbày kết quả thốngkêdữ liệu nghiên cứu.
BĐGCP trung bình của thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2010-2019 khoảng 55,28% với độ lệnh chuẩn trung bình 24,97%. Chứng khoán có biến động nhẹ nhất ở mức 0,16% và mạnh nhất ở mức 129,81%. Xem xét chi tiết dữ liệu nghiên cứu cho thấy BĐGCP mạnh trongnhữngnăm 2010, 2011và2012; trong giai đoạn 2013-2019, mức biến động được tương đốiổn định.
Cổ tức chi trả bằng tiến mặt cho mỗi cổ phiếutrung bình 511 đống cho một đổng cổ phiếuđược đấu tư, cónhững cổ phiếu không được chi trả cổ tức bằng tiền mặt và có cổ phiếu đạt mủc nhận cao nhất là 1.981 đồng.
Hình 2thể hiện cổtứcchi bằng tiênmặt nhiều nhất trong năm 2011, tương ứng với mức BĐGCPcũnglớnnhất trong năm này.
Tỷlệthay đổi thunhập mỗi cổ phấn EPS quathống kê dữ liệuthểhiện xu hướng giảm theo thờigian, trung bình EPS giảm mỗi năm khoảng 8,37%, EPSgiảmmạnhnhất 158,54%
vàtỷlệ tàng mạnh nhất cũng ở mức 150,71%.
Khoảng cách giữa tỷ lệ giảm nhiêu nhất và tảng mạnh nhấtcủa EPSkhiến độ biến động của nó ở mức 51,59%.
Tăng trưởng tổng tài sản các doanh nghiệp niêm yết trên HOSE trung bình ở mức 0,4%, mức thấp nhất vào năm 2012 và cao nhất vào năm 2010. Trong giai đoạn 2013-2019, tảng trưởng tổng tài sản củacác doanh nghiệp tương đương ổn định.
44 TAP CHÍ KINH TẼ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Thang 01+02.2021 Sô 178+179
LÊ HÀ DIỄM CHI
Bàng 1: Mô tà biến, cách đo lườngvà dấu của nghiên cứu
Tên biến Ký hiệu Biên Đo lường
1 n(
( Dấu ]hiên cứu
BĐGCP PriceVol Biến phụ
thuộc
pv=y
Hj là thị giá cao nhất L là thị giá thấp nhất
K+L
\ 2 /
cùa cổ phiếu i trong năm của cổ phiếu i trong năm LỢi tức cồ phiếu DivY Biến độc
lập
Tổng số tiền mặt cồ đông nhận được trong năm/Giá trị trung bình của thị giá cồ phiếu
trong năm
(-) Tỷ lệ thay đổi thu
nhập trên mỗi cổ phần
AEPS Biến độc
lập EPS năm t-EPS năm (t-1 )/EPS năm (t-1) (-) Biến động của ROA RoaVol Biến độc
lập Độ lệch chuẩn cùa ROA trượt 3 năm một (+) Tăng trưởng tổng
tài sàn GrowthTA Biến độc lập
[Ln(Tồng tài sản năm t)-ln(tồng tài sàn năm (t-1)]/[Ln(tổng tài sàn năm (t-1)] (+) Quy mô doanh
nghiệp TA Biến độc
lập Logarith tự nhiên của tổng tài sàn (-)
Tỷ lệ nợ Lev Biến độc
lập Tổng nợ phải trả/Tổng tài sàn (+)
TỐC độ táng giá
vàng % GOLD Biến kiểm
soát
[Ln(giá vàng cuối năm t) - Ln(giá vàng cuối năm t-1)]/[Ln(giá vàng cuối năm t-1)] (-) Tỷ lệ thay đối lâi
suất tiền gửi tiết kiệm trung bình kỳ
hạn 12 tháng
%INT Biến kiếm soát
[Lãi suất năm t - Lãi suất năm (t-1)]/
[Lãi suất năm (t-1)] (+)/(-) Tốc độ tăng trưởng
tổng sàn phẩm quốc nội
% GDP Biến kiểm soát
[Ln(GDP năm t) - Ln(GDP năm t-1)]/
[Ln(GDP năm t-1)I Tốc độ tăng cùa
giá tiêu dùng % CPI Biến kiềm soát
[Ln(CPI năm t) - Ln(CPI năm t-1)l/
[Ln(CPI năm t-1)l (+)
Tương tự hướng biến động của tăng trưởng tổngtài sản, mức biến động củaROA ổnđịnhgiai đoạn 2013-2019. Đối với tỷ lệ nợ (LEV), thống kê trong mẫu nghiên cứu cho thấy không có biến động lớn qua các năm.
Tỷ lệ nợ trung bình 47,10%, trong đó tổntại một số doanh nghiệpcó tỷ lệ nợ chưa đến 1%
nhưng cũng có doanh nghiệp với tỷ lệ nợ ở mức 98,16%.Độ lệch chuẩn của tỷ nợ ở mức 21,06%.
3.4. Tương quan các biến trong mô hình Trước tiên, bài viết kiểm định sự cộng tuyến giữa cácbiên trong mô hình. Kết quả kiểm định hệ số phóng đại phương sai VIF cho thấy, các biến trong mô hình có mức độ cộng tuyến đều nhỏ hơn 4, mức độ cộng tuyến trung bình của các biến trong mẫu là 1,45. Như vậy, mức độ cộng tuyến của các biếntrong mô hình không gây thiên lệch kết quả hối quy. Để thêm bằng chứng về mối
số 178+179 Tháng 01+02.2021 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 45
CÁC YẾU TỐ ĐẶC TRƯNG CỦADOANH NGHIỆP ẢNH HƯỞNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG GIÁ cổ PHIẾU NIÊM YẾT...
Bảng 2: Thống kê dữ liệu Biến Sô quan sát Giá trị
trung bình
Độ lệch chuẩn
Giá trị nhỏ nhất
Giá trị lớn nhất
PriceVol 2.492 0,5528 0,2497 0,0016 1,2981
DivY 2.492 0,0511 0,0471 0,0000 0,1981
Aeps 2.492 -0,0837 0,5159 -1,5854 1,5071
RoaVol 2.492 0,0260 0,0372 0,0001 0,9090
GrowthTA 2.492 0,0040 0,0080 -0,0445 0,0781
TA 2.492 27,3512 1,5583 23,6348 33,5972
Lev 2.492 0,4710 0,2106 0,0005 0,9816
%G0LG 2.492 0,0025 0,0081 -0,0161 0,0179
%INT 2.492 -0,0461 0,1784 -0,4258 0,3566
%GDP 2,492 0,0081 0,0043 0,0041 0,0170
%CPI 2,492 -0,0028 0,0377 -0,0790 0,0860
tương quan giữa các biến, Bảng 3 trình bày ma trận tương quan cặp giữa cácbiến trong môhình. Theocácsố liệu Bảng3 chothấy,có tương quannghịch chiếugiữa biến cổ tức chi trảbằng tiềnmặt, thay đổi của EPSvà quy mô tổng tài sảnvới BĐGCP. Tương quan thuận chiều giữabiến tăngtrưởngtổng tàisản và tỷ lệ nợ với BĐGCP. Tấtcả các tương quan này đều có ý nghĩa thống kêở mức 1%. Ngoài ra, các hệ số tương quan đểu khá thấpso với mức 0,8.Điều này một lần nữakhẳng định các biến trong mô hình có mức độ cộng tuyến nhỏ, không gây ảnh hưởng đến kếtquảhổi quy.
3.5. Phươngpháp nghiêncứu
Bài viết tiến hànhhói quy mô hình theo OTS, FEM và REM (Bảng 4). Kết quả kiểm định F cho thấy giữa OLSvà FEM, mô hình FEM phù hợp hơn. Kiểm định Hausman giữa FEM và REM cũng cho biết mô hình FEM phù hợp hơn REM. Giữa mô hình OLS và REM, kiểm định Breusch & Pagan cho biết môhìnhREMphù hợp hơnOLS. Kết hợp kết quảcủa ba kiểm định này, lựa chọn FEM là phù hợp với mô hình nghiên cứu.
Lựa chọn FEM đưa đến yêu cầu kiểm định phương sai và tự tương quan của mô
hình. Kiểm định Wald cho thấy, mô hình có phương sai thay đổi, trong khi kiểm định Wooldridge cho biết mô hình có tự tương quan bậc 1.Vớikết quả này, mô hình cầnhổi quy theo phương pháp FGLS để khắc phục hiện tượngphươngsaivàtựtươngquan.
4. Kết quả nghiên cứu và thào luận
4.1. Chiều hướng tác động
Kết quả hồi quỵ FGLS được trình bày trong cột 1 Bảng 5. Theo kết quả này, cổ tức bằng tiến mặt có tác động nghịch chiếu với BĐGCPvàchothấyrằng,giả thuyết HI được chấp nhận.Cổ tức chitrả thể hiện lợi nhuận của doanhnghiệpvà là mộttrongnhữngcách phân phối thunhập trở lạicho cổ đông. Nếu doanhnghiệppháttriểntốt, kinh doanh hiệu quả, các cồ đông là người hưởng lợi chính.
Ngược lại, nếu doanh nghiệpkinh doanh gặp bất lợi, hiệu quả thấp thì cổ đông là những ngườiphải gánh chịu chính (Higgins, 1995).
Cổ tức chỉ là khoản thanh toán bằng tiên mặt thường xuyên được các công ty thực hiện cho các cổ đông của họ, được quyết định theotuyên bố của hội đồng quản trị và
46 TAP CHÍ KINH TẼ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 01+02.2021 số 178+179
LÊ HÀ DIỄM CHI
Bàng3:Ma trận tươngquan
cóthê’dao động từ 0đến bất kỳ số tiên nào mà doanh nghiệp có thể chi trả (McConnell & Lie, 1998).
Do đó, cổ tức chi trảbằngtiền mặt càng nhiều, thể hiện hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp thuận lợi, rủi ro nắm giữ cổphiếu của cổ đông cũnggiảm đi và theo đó, giá cổphiếuít biến động hơn.
Biến thu nhập mỗi cổ phần EPS cóảnh hưởng ngược chiếu với BĐGCP với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này cho biết, EPS tăng hàm ý giácổ phiếu ít biến động vàngược lại, EPS giảm khiến biến động cổ phiếu nhiều hơn. Với kết quả hổi quy này, giả thuyết H2 được chấp nhận. Thu nhập trên mỗi cổ phần có tính chất giống cổ tức chi trả cho mỗi cổ phiêu. EPS cũng đánh giá hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. EPS càng lớnchothấy, hiệu quả sử dụng vốncổ phẩn của doanh nghiệp là tốt. Rủi ro cho những NĐT nắm giữ cổ phấn của doanh nghiệp có EPS cao sẽ thấp hơn cổ phần của doanh nghiệp có EPS thấp và vì thê BĐGCP của doanh nghiệp cóEPScao càngít.
Biến động ROA có tác động dương đến BĐGCP với mức ý nghĩa 1%. ROA càngít biến động, thểhiện doanhnghiệphoạtđộng kinh doanh có hiệu quả ổn định. Điều này sẽ làm NĐT antâm hơn đối với doanh nghiệpcó ROA biến động mạnh.Họ cũng đánh giárủi ro khi nắm giữcổ phiếu doanh nghiệp ở mức thấp hơn và do đó BĐGCP cũng ít hơn. Kết quả hói quy quan hệ thuậnchiếu với BĐGCP và biến động ROA chothấy, giả thuyết H3đượcchấp nhận.
Kết quả hổi quy với biến tăng trưởng tổng tài sản (GrowthTA)
Sô 178+179 Tháng 01+02.2021 TẠPCHÍ KINH TÊ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 47
CÁC YẾU TỐ ĐẶCTRƯNG CỦA DOANH NGHIỆP ẢNHHƯỞNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG GIÁ cổ PHIẾU NIÊMYẾT...
Bàng 4: Lựa chọn phương pháp hồi quy
Kết luận: Mô hình FEM là mô hình phù hợp Biến phụ
thuộc:
PriceVol
OLS ________ FEM REM
Hệ số p-value Hệ SỐ P-value Hệ sô p-value
DivY -1,2395*** 0,000 -0,4341*** 0,000 -0,8721*** 0,000
△EPS -0,0371*** 0,000 -0,0296** 0,001 -0,0359*** 0,000
RoaVol 0,5134*** 0,000 0,4828*** 0,000 0,4926*** 0,000
GrowthTA 1,8933** 0,001 0,8633 0,144 1,6061** 0,004
TA -0,0130*** 0,000 0,0309*** 0,000 -0,0082** 0,038
Lev 0,1254*** 0,000 0,0515 0,263 0,0976*** 0,000
%GOLD -1,1987* 0,100 -1,8272** 0,008 -1,1895* 0,081
%INT 0,0442 0,263 0,0606* 0,099 0,0549 0,135
%GDP 20,5648*** 0,000 22,2362*** 0,000 20,3453*** 0,000
%CPI 0,6797*** 0,000 0,5814*** 0,000 0,6424*** 0,000
_cons 0,7268*** 0,000 -0,48382** 0,045 0,5983*** 0,000
Kiểm định F Hausman Breusch & Pagan
Lựa chọn OLS và FEM FEM và REM OLS và REM
Già thuyết Ho
Không có sự khác biệt giữa các đối tượng hoặc các thời điểm khác nhau
Không có sự tương quan giữa sai số đặc trưng giữa các đối tượng với các biến
giải thích
Sai sô cùa ước lượng không bao gồm các sai lệch giữa các đối tượng Giá trị thống kê F(355, 2126) = 2,43 chi2(10) = 96,53 chibar2(01) = 111,72
P-value Prob > F = 0,0000 Prob > Chi2 = 0,0000 Prob > Chibar2 = 0,0000
Mức ỷ nghĩa 1% 1% 1%
Kết luận Bác bỏ Ho Bác bỏ Ho Bác bỏ Ho
Chọn FEM FEM REM
Kiểm định Wald:
Giả thuyết Ho: Phương sai thuần nhất Giá trị thống kê: chi2 (356) = 1.2e+05
Prob > chi2 = 0,0000 < 1%: bác bò giả thuyết Ho Kiếm định Wooldridge:
Già thuyết Ho: Không có tự tương quan bậc 1 Giá trị thống kê: F(1, 318) = 24,611
Prob > F = 0,0000 < 1%: bác bỏ giả thuyết Ho
Kết luận: Mô hình FEM có phương sai thay đồi, tự tương quan bậc 1 -> phương pháp phù hợp FGLS
* 4» vả »♦* tương ưng với các mưc ý nghĩa 10%, 5% và 1°/o Nguồn: Tnch xuàt từstata15.
trongBảng 5 làtương quandương với BĐGCP với mức ý nghĩa 5%. Kết quả nàychokết luận giả thuyết H4 được chấpnhận. Doanhnghiệp
có mức tăng trưởng tổng tài sản cao thường xuất hiện ở những doanh nghiệp có tiềm nàng pháttriển, cơhội tăng trưởng tốt và là
48 TẠP CHI KINH TÊ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 01+02.2021 .SỐ178+179
LÊ HÀDIỄM CHI
Bảng 5: Kết quả hồi quy biến động giá và các yếu tố nội tại
Biến phụ thuộc: PriceVol
Hệ sô' beta hổi quy
(1)
p.value (2) __________________
Beta chuẩn hóa (3)
DivY -1,0734*** 0,000 -0,2025***
AEPS -0,0442*** 0,000 -0,0914***
RoaVol 0,6157*** 0,000 0,0919***
GrowthTA 1,3589** 0,005 0,0435**
TA -0,0084** 0,002 -0,0521**
Lev 0,1323*** 0,000 0,1116***
%GOLD -1,4129** 0,008 -0,0459**
%INT 0,0765** 0,010 0,0546**
%GDP 22,2535*** 0,000 0,3862***
%CPI 0,6205*** 0,000 0,0937***
_cons 0,5566*** 0,000 -0,0790***
số quan sát 2,492
Số nhóm 356
Kiềm định Wald Trị số thống kê p.value
chi2(10) = 977,54 Prob > chi2 = 0,000
** và *** tương ứng với các mức y nghĩa 10%, 5% và r/o
những doanh nghiệp trẻ, chưa ổnđịnh. NĐT nắm giữ cồ phiếu củanhững doanh nghiệp này đồng nghĩavới việcchấpnhậnmộtrủi ro cao, giá cổ phiếu biếnđộng mạnh (Alzomania
&ctg, 2013; Lashgari&ctg, 2014;Hooi & ctg, 2015, Mehmood & ctg, 2109).
Theo kết quả hôi quy, quy mô tổng tài sản (TA) có ảnh hưởng âm đếnBĐGCP với mức ý nghĩa thống kê 5%. Kếtquả này cho thấy giả thuyết H5 đượcchấp nhận. Điếunày hàm ýrằng, những doanh nghiệp với quymô lớn là những doanh nghiệpcó uy tín trên thị trường vốn, có nhiếu lợi thế cạnhtranh, nhất là lợi thê' huyđộngvốn từnợ với giá rẻ hơn từ vốncồphần. Chi phí vốnthấp là mộttrong những yếu tố quan trọng nâng cao hiệuquả kinh doanh cho doanh nghiệp (Alzomania &
ctg,2013). Với những lợi thê'từquy môlớn, thị trường thông thường đánh giá cổ phiếu của nó ít rủi ro hơn và giá cổ phiếu ít biến
động hơn, phù hợp với kết quả nghiên cứu màbài viếttìm thấy.
Giả thuyết H6 được chấp nhận dựa trên kết quả hói quy biến tỷ lệ nợ LEV có ảnh hưởng thuậnchiềuđến BĐGCP. Kếtquả này cóý nghĩa rằng doanh nghiệp với tỷlệ nợ cao, cổ phiếu của nó càng chứa đựng nhiếu rủi ro.
Vì vậy, NĐT thường yêu cầu một suất sinh lờicaokhihọnắm giữ cổ phiếu (Drees& ctg, 2000). Đòi hỏi này hoàn toàn phùhợpvớilý thuyết danh mục đầu tư: rủi ro cao đi đôi với lợi nhuận lớn. Mức độ rủi ro của cổ phiếu những doanh nghiệp nàyđo lường thông qua biến độnggiámạnh của nó.
4.2. Mức độ tác động
Để đánhgiá mức độ tác động của các biến nội tại cómặt trong mô hình đến BĐGCP,bài viếttínhbeta chuẩn hóa từ hệ sốbeta hói quy như trìnhbày ở cột3 Bảng5. Trongsáunhân
Sô 178+179 Tháng 01+02.2021 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 49
CÁCYẾU TỐ ĐẶC TRƯNG CỦA DOANH NGHIỆP ẢNH HƯỞNG ĐẾNBIẾN ĐỘNG GIÁ cổ PHIÊU NIÊM YẾT...
tốnội tại đưa vào mô hình, cổtứcchitrả bằng tiền mặt khiêngiá cổ phiêu biến động mạnh nhất (1 %thay đổi độlệch chuẩn củaDivY sẽ làm BĐGCP thay đổi 0,2025%). Đó là lýdo nhiều nghiên cứu tập trung vào mối quan hệ giữa chính sách cổ tức và biến động giá (Hussainey & ctg, 2011; Ilaboya và Aggreh, 2013; Lashgari & ctg,2014,Jahfer &Mulafara, 2016). Kếtquả này cũng hàmý BĐGCP khá nhạycảmvớichính sách cổtức. Thông tin vê' việc chi trảcổ tứcsẽngaylậptứcảnh hưởng đến giá cổ phiếu, nhất là hình thức chi trả tứcbằngtiển mặt hay bằng cổ phiếu.Vì vậy, nhiều nhàquảntrị doanh nghiệpdùngcồ tức như một công cụ để truyền tải thôngtin tốt vê' doanh nghiệp đến cổ đông cũng như thị trường (Al-Malkawi, 2007).
Yếu tố tác động mạnh thứ hai đến BĐGCP là tỷ lệ nợ. Tỷ lệ nợ thế hiện khả nàng tự chủ tài chính và giá mua vốn của doanhnghiệp. Thông tin luôn bất cân xứng giữa NĐTvàdoanh nghiệp. NĐT nhìn thấy một tỷ lệ nợ cao và đưa ra một phán đoán rủi rocao cho cổ phiếu của doanhnghiệp. Ở những doanhnghiệp với tỷ lệ nợ cao, NĐT rấte ngại vớicổ phiếu củachúng và đòi hỏi một mức sinh lời cao để bù đắp rủi ro khi họ đầu tư vào cổ phiếu này (Drees & &ctg, 2000). BĐGCP nhạy cảm với tỷlệnợ ởmức kế tiếpsau cổ tức.
Yếu tố tác động thứ ba sau cổ tức và tỷlệ nợ đó là hiệuquả hoạt động kinh doanh (thể hiện ở biếnEPS và ROA). CảEPS vàROAđều được tính từ lợi nhuận ròng, thể hiện hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp.
Do đó, EPS và ROA có mức độ ảnh hưởng đến BĐGCP ngang nhau (0,0914 và 0,0919).
Tiếpđến,mứcđộ tác độngđến đếnBĐGCP làquymôtổng tàisản (0,0521) và mức độ ảnh hưởng thấp nhất là cơ hộităng trưởng tồng tài sản(0,0435).
tượng nghiên cứu và sử dụng phương pháp FGLS, bài viết đã kiểm định sáu giả thuyết liên quan đến các yếu tố nội tại của doanh nghiệp và BĐGCP của các doanh nghiệp niêm yết trên HOSE. Các giả thuyết đưa ra đểu được chấp nhận dựatrênkết quả hồiquy, bao gồmcổ tức bằng tiến mặt, thu nhập trên mỗi cổ phấn EPS và quymô tổng tài sản có ảnh hưởng ngược chiếu đến BĐGCP. Biến độngROA,tăng trưởng tổng tài sản và tỷlệ nợ có quan hệnghịch chiếu với BĐGCP. Các kết quả tìm thấy trong bài viếtnày đượcủng hộ bởi nhiêu nghiên cứu trước đây. Ngoài kết quả nghiên cứu vê'dấu hiệu tác động, bài viết củngđã tìm thấy sự ảnh hưởng của cổ tức bằng tiếnmặt đến BĐGCP là mạnh nhất trong sáu yếu tố nội tại được đưa vào mô hình. Tác động mạnhthứ hai đến BĐGCP là tỷlệ nợ, thứ ba là EPSvàbiến động ROA, thứ tư là quy mô tổngtài sảnvà cuốicùng làtăng trưởng tổngtài sản.
Kết quảnghiên cứu gợi ý chính sách mà nhà quản lý có thể cân nhắc với các quyết định nhằm tối đa hóa giá trị doanh nghiệp như các quyết định liên quan đến tỷ lệchiacổ tức, hình thức chi trả cổ tức, cơ cấu vốn với tỷ lệ nợ hợp lý, số lượng cổphiếu lưu hành,...
Đối với các NĐT, kết quả vê dấu hiệu và mứcđộ ảnh hưởng của các yếu tố nội tạiđến BĐGCP có thể giúp họ đánh giá được mức độ rủi ro của cổ phiếu khi quyết định nắm giữ một cổphiêu nào đó trong danh mục đầu tư của mình.
5. Kết luận và khuyên nghị
Với dữ liệu gồm 2.492 quan sát, 356 đối
50 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Thang 01+02.2021 Sô 178+179
LÊ HÀ DIỄM CHI
Tài liệu tham khảo
Al-Malkawi, H. (2007). Determinants of corporate dividend policy in Jordan: an application of the Tobit model, Journal of Economic and Administrative Sciences, 23(22), 44-70.
Alzomaia, T. s. & Al-Khadhiri, A. (2013). Determination of dividend policy: The evidence from Saudi Arabia, International Journal of Business and Social Science, 4(1), 181-192.
Asghar, M„ Shah, s. z. A., Hamid, K„ & Suleman, M. T. (2011). Impact of dividend policy on stock price risk: Empirical evidence from equity market of Pakistan. Far East Journal of Psychology and Business, 4(1), 45-52.
Azeem, M. & Kouser, R. (2011). International Accounting Standards and Value Relevance of Book value and Earnings: Panel study from Pakistan. International Journal of Contemporary Business Studies, 1(9), 18-35.
Drees, B. & Eckwert, B. (2000). Leverage and the Price Volatility of Equity Shares in Equilibrium.
Quarterly Review of Economics and Finance, 40, 155-167.
Guo, H. (2002). Stock market returns, volatility and future output. Federal Reserve Bank of St.
Louis. Development Review, 41(4), 517-533
Handayani, H., Muharam, H„ Mawardi, w„ & Robiyanto, R. (2018). Determinants of the Stock Price Volatility in the Indonesian Manufacturing Sector. International Research Journal of Business Studies, 11(3), 179-193.
Hashemijoo, M„ Aref, M. A., & Nejat, Y. (2012). The Impact of Dividend Policy on Share Price Volatility in the Malaysian Stock Market .Journal of Business Studies Quarterly, 4(1), 111-129.
Higgins (1995). Dividend changes and future profitability. The Journal of Finance, 56(6), 2111-33.
Hooi, s. E„ Albaity, M„ & Ibrahimy, A. I. (2015). Dividend policy and share price volatility.
Investment Management and Financial Innovations, (12,Ne 1 (contin. 1)), 226-234.
Hunjra, A. L, Ijaz, M„ Chani, D„ Irfan, M„ & Mustafa, u. (2014). Impact of dividend policy, earning per share, return on equity, profit after tax on stock prices. Hunjra, AI, Ijaz, M. s, Chani, MI, Hassan, s. & Mustafa, U.(2014). Impact of Dividend Policy, Earning per Share, Return on Equity, Profit after Tax on Stock Prices. International Journal of Economics and Empirical Research, 2(3), 109-115.
Hussainey, K„ Mgbame, c. o„ & Chijoke-Mgbame, A. M. (2011). Dividend policy and share price volatility: UK evidence. The Journal of Risk Finance, 12(1), 57-68.
Ilaboya, o. J., & Aggreh, M. (2013). Dividend policy and share price volatility. Journal of Asian Development.
Jahfer, A. & Mulafara, A. H. (2016). Dividend policy and share price volatility: evidence from Colombo stock market. International Journal of Managerial and Financial Accounting, 8(2), 97-108.
Jefferis, K. R. & Okeahalam, c. c. (2000). The impact of economic fundamentals on stock Markets in Africa. Development Southern Africa, 17(1), 23-51.
Kanniainen, J. (2007). On dividend expectations and stock return volatility. International Research Journal of Finance and Economics, 12(3), 116-132.
So 178+179 Tháng 01+02.2021 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 51
CÁC YẾU TỐ ĐẶC TRƯNG CỦA DOANH NGHIỆP ẢNH HƯỞNG ĐẾNBIẾN ĐỘNG GIÁcồ PHIẾU NIÊMYẾT...
Lashgari, z. & Ahmadi, M. (2014). The impact of dividend policy on stock price volatility in the Tehran stock exchange. Kuwait Chapter of the Arabian Journal of Business and Management Review, 3(10), 273.
Liu, s. & Hu, Y. (2005). Empirical Analysis of Cash Dividend Payment in Chinese Listed Companies. Nature and Science, 1 (3), 65-70
McConnell, J. L, & Lie, E. (1998). Earnings signal in fixed price and Dutch auction self-tender offers. Journal of Financial Economics, 16(6), 161-186.
Mehmood, A., Ullah, M., & Sabeeh, N. (2019). Determinants of stock price volatility: Evidence from cement industry. Accounting, 5(4), 145-152.
Nazir, M. s., Nawaz, M. M., Anwar, w., & Ahmed, F. (2010). Determinants of stock price volatility in karachi stock exchange: The mediating role of corporate dividend policy. International Research Journal of Finance and Economics, 55(55), 100-107.
Nyamute, M. (1998). The relationship between stock prices and exchange rate, Interest rates, Money Supply, inflation rate Unpublished MBA Project, University of Nairobi.
Pal, K., & Mittal, R. (2011). Impact of macroeconomic indicators on Indian capital markets. The Journal of Risk Finance.
Ross, s. A. (1977). The determination of financial structure: the incentive-signalling approach.
The bell Journal of economics, 8, 23-40.
Sadiq, M„ Ahmad, s., Anjum, M. J., Suliman. M„ Sayyad-ULAbrar & Saif-Ur-Rehman Khan (2013). Stock Price Volatility in Relation to Dividend Policy; A Case Study of Karachi Stock Market, Middle-East Journal of Scientific Research, 13(3), 426-431.
Shah, s. A. & Noreen, u. (2016). Stock price volatility and role of dividend policy: Empirical evidence from Pakistan. International Journal of Economics and Financial Issues, 6(2).
Siele, w. (2009). An Empirical investigation of the relationship between selected Macro Economic variables and the Nairobi Stock Exchange 20 Share Index. Unpublished MBA Project, University of Nairobi.
Suliman, M., Ahmad, S., Anjum, M. J., & Sadiq, M. (2013). Stock price volatility in relation to dividend policy; A case study of Karachi stock market. Middle-East Journal of Scientific Research, 13(4), 426-431.
52 TẠP CHÍ KINHTẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á , Tháng 01+02.2021 số 178+179
LẼ HÀ DIỄM CHI
Stock Price Volatility and Firm Specific Financial Variables: Empirical Evidence from Vietnamese Listed on Ho Chi Minh of Stock Exchange
Le Ha Diem Chi(1)
(1) Banking University of HCMC;
56 Hoang Dieu 2 street, Thu Duc District, Ho Chi Minh City.
Received: 04 September 2020 I Revised: 05 January 2021 I Accepted: 12 January 2021
ABSTRACT: This paper studies the influence of firm-specific financial factors such as cash dividend, earning per share (EPS), ROA volatility, total asset growth, firm size, and debt ratio on stock price volatility in companies listed on the Ho Chi Minh of stock Exchange (HOSE) during the period 2010-2019.
Using Feasible Generalized Least Squares (FGLS) regression with unbalance panel data, the research results show that cash dividend, earning per share, firm size have significant negative impact on stock price volatility.
ROA volatility, total asset growth, and debt ratio are positively related with stock price volatility. In addition, the paper analyzes the impact level of firm-specific financial variables on stock price volatility and found that cash dividend has the strongest impact on stock price volatility, followed by debt ratio, firm performance (EPS and ROA) and firm size; the factorthat has the worst influence isgrowth of total assets.
KEYWORDS: Firm specific financial factors, stock price volatility, Feasible Generalized Least Squares.
JEL classification: G12, G30,012.
Le Ha Diem Chi
Email: chilhd@buh.edu.vn.
SÕ178+179 Tháng 01+02.2021 : TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 53
