Bạn đang xem bản rút gọn của tài liệu. Xem và tải ngay bản đầy đủ của tài liệu tại đây (1.22 MB, 11 trang )
<span class="text_page_counter">Trang 1</span><div class="page_container" data-page="1">
<b>Trần Tất Thành </b>
<b>Trường Đại học Kinh tế Quốc dânEmail: </b>
<b>Nguyễn Thị Hải YenĐại học Cơng nghiệp Hà Nội </b>
<b>Email: ồng Kiều Anh</b>
<b>Trường Đại học Kinh tế Quốc dân Email: </b>
<i><b>Ngàynhận: </b>27/08/2022<b>Ngàynhận lại:</b>25/10/2022<b>Ngày duyệtđăng: </b>28/10/2022</i>
<i>một cơphiêucó tácđộng ngược chiểu đến biến động giá cổphiếu. Kết quả nghiên cửu phù hợp với lập luận của lýthuyết tín hiệu và có thểgiúp nhà đầu tưcó chiến lược đầu tư phùhợp.</i>
<i><b>Từ khóa:</b>chính sách cổ tức, cơng ty niêm yết, biến động giá cổphiếu.</i>
<i><b>JEL Classifications: D53, F65.</b></i>
<b>1. Giới thiệu</b>
cổ phiếu là vấnđề quan trọng đối vớicác nhà hoạch định chínhsách, các nhàquản lý và các nhà đầutư trong việc đưara quyết định trên góc độ rủiro đầu tư. Đã có nhiều nghiêncứu trước đây vềchủđề này
nghiên cứu về chủ đề này chưa nhiều và dữ liệu cũng chưacậpnhật.Thịtrườngchứng khoán tạiViệt
<b>khoa học</b>
<b>76 thuUng mại - — “ </b>
mạnh mẽ,thu hútngày càng nhiếu nhà đấu tư. Tác động của chính sách cổ tức tới biếnđộ ng giá cổ phiếu như thế nào vẫn là một câu hỏi cần nhiều nghiên cứu thực nghiệmbổ sung cho lịch sử nghiên
trả lờicâu hỏi nghiên cứu sau: Ảnh hưởng củachính
doanh nghiệp được niêm yết trênHOSEtronggiai đoạn từnăm 2016 đếnnăm2020 như thếnào? Bằng
HOSE, cóđầy đủ 5 năm trả cổ tức liêntụcbằngtiền
</div><span class="text_page_counter">Trang 2</span><div class="page_container" data-page="2">Ket quả nghiên cứu chỉra rằng chính sách cổ tức có
thang đo, ảnh hưởngsẽ khácnhau. Kếtquả nghiên
một cổ phiếu đến biếnđộng giá cổ phiếu. Kếtquả nghiêncứu cũngcung cấp thêm cơ sở đểđưa ra các khuyến nghị đố i với nhà đầu tư trên sởgiao dịch
khoánở Việt Nam nóichung.
<b>2. Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu</b>
Các lý thuyết về chính sách cổ tứcđ ãđược
tức bằng tiền mặt cógiá trị hơn làchờ đợi lãi về vốn
xứng nên các nhàđầu tư muốn nhận cổ tứchơn lợi
phiếu và tỷ lệ nghịch với chi phí vốn chủ sở hữu. Do đó, các doanhnghiệp phải thực hiện chính sách chi trả cổ tức cao để nâng caogiá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, Miller vàModigliani(1961) và Black và
chính sách cổ tức không ả nh hưởngđế n giá cổ phiếuvà chi phí vốn. Như vậy, chính sách cổ tức không liên quan đếnsự biếnđộng của giá cổ phiếu
Một số tác giảđã nhấn mạnh tầm quan trọngcủa
1983; Bom, Moser &officer 1983). Miller và Rock
thơng tin cịn thiếu về công ty và cho phép thị trường ước tính thu nhập hiện tại của cơng ty. Baskin (1989) đã đề xuất một lýthuyết cơ bảnliên quan đến chính sáchcổ tứcđối với sựbiếnđộnggiá
(1989)gợi ý rằng cổ tức có xuhướng làm cho cổ
nó,đồng thờicho rằng cổ tức khơng chỉ là mộttập hợp các luồng thông tin đưa vào thịtrường,mà cịn
hoạt động của cơng ty. Dựa trên hai lập luận này,
chi trả cổtứcnhư một dấu hiệu tốt về tình hình tài chính cũng như tiềm năng pháttriển của công ty ( (Miller & Modigliani, 1961); (Pettit, 1972); (Al- Malkawi, 2008)). cổ tức góp phần gia tăng sự tín
như bộ máy lãnh đạo của cơngty đó. Từđây, ta có thểđưarađánhgiá sơ bộ rằng chínhsáchcổ tứcrất
Trong bối cảnh các thị trường phát triểnnhưMỹ,
tớibiến động giácổphiếu. Black và Scholes (1974) sử dụng 25 danh mục đầutư trong giai đoạn 1926-1966để nghiên cứu mốiquan hệ giữa chính sáchcổ
định giátài sảnvốn và đưađến kết luận rằngchính
mối quan hệ tỷ lệ nghịch giữa biếnđộng giá cổ
hộkết quả này khithực hiện nghiêncứu với mẫulà 599 cơng ty cótrụ sởtại Mỹđược niêm yết trên s&p 500. Kết quảtươngtự được ghi nhận bởi Hussainey và cộng sự (2011)trong một nghiên cứuvề các công ty ở Anh từ năm 1998 đến 2007. Tại úc, Ball và
<b>khoa học </b> <small>csr</small>
<b>ttiuung mại 77</b>
</div><span class="text_page_counter">Trang 3</span><div class="page_container" data-page="3">bất kỳ bằng chứng nàocho thấy tỷ suất cổtức ảnh hưởng đến sự biến động giácổphiếu ở quốcgia này.
tức và biếnđộng giá cổphiếu cũng được ưanh luận rất sôinổitừ saunăm 2000.Tại Pakistan, Nishat & Irfan (2003), Nazir và cộng sự (2010) cũng như Shah và Noreen (2016) đều ủng hộ mối quan hệ giữa chính sách cổ tức (quahaithước đo tỷ lệchi trả cổ tứcvà tỷ suấtcổtức) với biến động giácổphiếu. Ramadan (2013) nhậnthấyrằng sự giatăngtrong tỷ
giảm biếnđộng giá cổ phiếu tại Jordan. Kết quả nghiên cứu tạiMalaysia đều cho rằng chính sách cổ tức có tác động đến giá cổ phiếu nhưngchưa có sự đồng thuận về chiều hướng tác động. Zakaria &
năm 2005 đến 2010, biếnđộng giácổ phiếu có mối quan hệtích cực với tỷ lệchi trả cổtức. Sew vàcộng sự (2015)sử dụngmộtbộ dữ liệu lớn gồm 319công
Kuala Lumpur lại cho kết quả ngược lại khi cho rằng tỷsuấtcổ tức và tỷ lệ chi trả cổ tức có quan hệ ngược chiều đến sự biếnđộng của giá cổ phiếu. Zainudin và cộng sự (2018) với mẫu nghiên cứu
mộtyếu tố dự đoánmạnh mẽ biến động giácổ phiếu
Yến Nhi (2015) đã nghiên cứu dữ liệu của 165
cũngxác nhận mối quanhệ cùng chiều giữa tỷ lệchi ưả cổ tức với biến động giá cổphiếu.
và ởViệt Namđã cung cấp bằng chứngthực nghiệm
<b>khoa hoc</b>
<b>78 tnoong mai --- </b>
thông tin ở các thị trường, tuy nhiên các kết quả
động của mối quan hệ này.
<b>3. Giả thuyết và mơ hình nghiên cứu</b>
báo xây dựng các giả thuyếtsau đây:
Theo lý thuyết tínhiệu,các khoản chi trả cổ tức
giúphọdự đốn thu nhập rịng của cơng ty cũngnhư cổ tức màhọ sẽ nhận đượctrong tương lai, do đó có
nhóm tác giảđưa racác giả thuyết như sau:
<i>Hj: Có moi quan hệthuậnchiều giữa cổ tức trên</i>
<i>một cổ phiếuvàbiến độnggiá cố phiếu của cáccôngty niêm yết trên HOSE.</i>
<i>H2: Cómốiquan hệ thuận chiều giữa tỳ lệ chi</i>
<i>trả cổ tứcvà biến động giá cổphiếu của cáccôngtyniêm yết trên HOSE.</i>
về chủ đềnàyđể lựa chọn các biển kiểm sốtcó thể
Vìthế, mơ hình nghiên cứuđược xácđịnh như sau:
<i>SVPit = a + fiiDPSj.f + foDPpf + (ilSIZEj.f </i>
<i>+ ^LEVi;t+ ỉ5EVị;t + ^GAi;t+ui;t</i>
<i>DPị.Ị</i>là tỷ lệchihả cổ tức của công ty i tại năm t
<i>SIZE ị.t</i> là quy mô của công ty itại nămt
<b>Bảng 1: Mô</b><i>tả vàkỳvọng dấu các biến độc lập và biến kiểm sốt trong mơ hình</i>
DPS Cổ tức trên một cổ
Tổng số tiền cho việc chi trả cổ tức chia cho tổng sổ cổ phiếu đang được lưu hành tiền và bằng cổ phiếu cho mỗi cổ phiếu thường chia cho thu nhập trên mỗi cổ phiếu đó
Tổng các khoản nợ dài hạn chia cho tổng tài sản của năm tương (Rashid & Rahman, 2008); (Nishat & Irfan,
2003) EV Biến động
thu nhập
Độ lệch chuẩn cùa EBIT trong giai đoạn nghiên cứu
Tỷ sổ giữa sự thay đổi của tổng tài sản cuối năm so với đầu năm chia cho tổng tài sản đầu năm (Rashid & Rahman, 2008); (Nishat & Irfan,
<i>(Nguồn:Tổng hợp từ kếtquả tổng quan)</i>
</div><span class="text_page_counter">Trang 5</span><div class="page_container" data-page="5"><i>LEVị.Ị</i>làtỷlệ Nợ dàihạn trên tổng tài sản hay tỷ lệ đòn bẩy của công ty i tại năm t
<i>EVị.Ị là </i>biếnđộng thu nhậpcủa công ty i tạinăm t
tại năm
Biến phụ thuộc trong mơhình là biến động giá
(Baskin, 1989), biến này được tínhtheo công thức như dướiđây:
<i>I HP — LPSPV = <sub>\fHP + U> </sub>■ _—</i>
giácổ phiếu đã điều chỉnh hàng năm,chia cho bình
nhất trong một năm cụ thể. Sau đó, giátrị gốc được xác định sẽđược lấyđể tínhtốn sựbiến động giá cổ phiếu. SPV đượcsử dụng nhưmột đại diện cho
độlệch chuẩn có thể bị ảnh hưởng bởi các giá trị cực trị.
<b>4. Dữ liệu và phưoĩig pháp nghiên cứu</b>
<i><b>4.1.Dữ liệu nghiên cứu</b></i>
cấp gồm tồn bộ các cơng ty phi tài chính niêm yết
HOSE. Từ dữ liệuđó, nhóm tác giả đã lọc ra các công ty đápứng đượccác điềukiện sau:
tốn và cơng bố cơng khai từ năm 2016 tới năm 2020 tính tại thời điểm kết thúc khoảng thời gian thu
2020 tại thời đ iểm này nên không thu thập được thông tin về chi trả cổtức.
phiếu trong suốt các nămtừ2016tới 2020.
Chỉ có 112 cơng ty phi tài chính niêm yết trên
<b>khoa hoc</b>
<b>80 fluffing mại </b>
u cầucác cơng typhải trả cổ tức bằng cổ phiếu hoặc bằngtiền trong 6 năm hoặc 7 năm liêntiếp sẽ loại đithêm một số lượnglớncác công tynữa khỏi
cổ tức. Điều này dẫn tới tìnhtrạng mẫu nghiêncứu
vềviệc trả cổ tức liêntục sẽ càngnhỏ.Nhóm tác giả chọn dữ liệu tới năm 2020 là dữliệu cậpnhật nhất
tác động của Covid 19, nhóm tác giảđãchạy lại các mơ hình hồi quy của bài báo cho thời kỳ
DPS khơngbị thayđổi.
<i><b>4.2.Thốngkê mơ tả</b></i>
bìnhdương trong giaiđoạn nghiêncứu bảng 2:
doanh nghiệp trong mẫu thay đổi trong khoảng từ 4,47% đế n 45,56% với giá trị trung bình xấp xỉ
doanh nghiệp đều đang trong trạngthái tăng trưởng đều vàcó phần ổn định trong giai đoạn này.
động giá của cổ phiếu có mối tương quan ngược chiềuvới tỷ lệ trả cổ tức, thunhập trên một cổ phiếu,
có quan hệthuận chiều với địnbẩytài chính vàbiến động lợi nhuận.
<i><b>4.3.Phươngpháp nghiên cứu</b></i>
</div><span class="text_page_counter">Trang 6</span><div class="page_container" data-page="6"><i>(Nguồn: Tínhtốn của nhóm tác giả)</i>
<b>Bàng 3: Ma</b><i>trận tương quan của các biếngiải thích</i>
<i>(Nguồn: Tỉnh tốn của nhóm tácgiả)</i>
hối quy dữ liệu bảng trên phấn mểm STATA 14. Trước tiên, thực hiện ước lượng OLS thơng thường, sauđóthựchiện các kiểm định để lựa chọn mơ hình
Breusch & Pagan Lagrangian và kiểmđịnh Hausman.
Kết quả kiểm định giá trị của F-test bằng 5,32. Khi so sánh với mức ýnghĩa thống kê là 1%thì F-test lớn hơn (5,32 > 0,01). Do đó, tacó cơsởđể kết luận mơ hình hồiquy OLSgộp khơng phù hợpbằng mơ hình hồi quy với tácđộng cốđịnh (FEM).Dođó
đãđượcthựchiệnđểxem mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên hay hồiquy OLSgộp hiệuquả hơn. Kết
mức ý nghĩa thống kê 1%, ta nhận thấy giá trị thống kê lớnhơn nên chora kết luậnước lượng tác động ngẫu nhiên hiệu quảhơnhồiquy OLS gộp.
Sau đó, nghiên cứu tiến hành kiểm tra bằng kiểm định Hausmanđểcânnhắcgiữaviệctậptrung vào tác động ngẫu nhiên haykết quả từ tácđộng cố định. Kết quả kiểm định được ghi nhậnởbảng dưới
<b>khoahọc </b><small>3= </small>
<b>--- thuungmại 81</b>
</div><span class="text_page_counter">Trang 7</span><div class="page_container" data-page="7"><b>Bâng 4: </b><i>Kết quả hồi quylựachọnmơ hình</i>
<b>Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test:</b> 217,10***
<i><b>Ghi chú: </b>t-Statistic trong ngoặcđơn (). ***, ** thế hiệnmức ỷ nghĩa thống kê 1%và 5%, tương ứng.</i>
<i>(Nguồn:Tínhtốn của nhóm tácgiả)</i>
rằng giá trị của P-value nhỏ hơn mức ý nghĩa thống kê 5%, chúng ta có thể kết luận rằng mơ hình tác động cố đị nh phù hợp hơn với mơ hình tác động ngẫu nhiên.
rút ra phươngphápướclượngphù hợplà mơ hình
Ngồi ra, nghiên cứu cịn thực hiện các kiểm
+ Kiểm định phương saisaisốthay đổi (White).
thay đổithu được:Bác bỏ giảthiết cho rằng mơ hình
ta kết luận mơhình ước lượng vi phạm giảđịnh của
phục bằng phương pháp GLS(Judge, 1988).
<b>khoa học</b>
</div><span class="text_page_counter">Trang 8</span><div class="page_container" data-page="8"><b>Bảng 5: Kết</b><i>quảkiếmđịnh phương sai thay đối</i>
<b>Kiểm định White cho phương sai thay đổi theo nhóm trong mơ hình hồi quy tác động cố định</b>
<i><b>Ho:Constant variance</b></i>
<i>(Nguồn: Tính tốn cùa nhóm tác giả)</i>
giữa haiphươngán khắc phục các khuyết tật này. Đó là: sử dụng phươngpháp bình phương tối thiểu tổng quát (GLS) trên dữ liệu bảng và sửdụng ước lượng OLS vừng trên dữ liệu bảng.Tuy nhiên, khi tínhtốn
chuẩn củahệsố hồi quythì các kiểm định hệ số hồi quy trởnên đáng tin cậy hơn. Do đó, tác giảquyết
cùa chính sách cổ tức vàbiếnđộnggiá cổ phiếu. Ket
trị P-value bằng 0,1265 lớn hơn mứcýnghĩa 5% cho thấy mơ hìnhđược sử dụng là thích hợp.
<b>5. Kêt quả tính tốn thực nghiệm</b>
được kết quả ở Bảng 6,biến động giá thị trường của các cổ phiếu chịu tácđộng ngược chiều của thu nhập trên mỗi cổ phiếu và thuận chiều củatỷlệ chi
của các nghiên cứu trước đây của (Hussainey và
cộng sự, 2012).
<i>Thứ nhất, về</i> mối quan hệ ngược chiều của cổ
cổ phiếu.
Nhàđầutư cá nhân nói chungvà ở Việtnam nói
rằng đâylà hành động mang tín hiệuthơng tin tích
nhà đầu tư sẽmặcđịnhrằng đây là tín hiệu thơngtin
<b>Bảng 6: </b><i>Kết quả hồi quyGLS</i>
</div><span class="text_page_counter">Trang 9</span><div class="page_container" data-page="9">mà các nhà quản trị muôn truyên tải đến họ (
đặn mỗi quý hoặcmỗi năm vớimột nguồn thu nhập ổn định thì các nhàđầutưdàihạncàngcó xu hướng nắm giữ lâu hơn, tin tưởng vào ban lãnh đạo và
cho giácổ phiết có sự biếnđộng hơn.
Hầu hết nhữngnghiêncứu trướcđây cũng đồng tình với kết quả này như nghiên cứu của Baskin (1989); Hussainey và cộng sự (2011); Hashemijoo
cộng sự (2014); Sew và cộng sự (2015); Shah &
như Asgharvà cộng sự (2011). Asghar và cộng sự
nhiều nhàđầu tư nhỏ lẻ khác khiến họ có kỳvọng
động khôngnhỏ nhờ vào tâm lý thị trường vàhiệu ứng bầyđàn.
Phạm Thị Yến Nhi, 2015) nhưng lại ủng hộ kết quả từmộtsố nghiên cứu khác ( (Hussainey và cộng sự,
Nhà đầutưtin rằng các cơng ty có tỷ lệchi trả cổ tức trên thu nhập cao nghĩa là công tyđóphảicósức khỏe tàichính tốt, có triểnvọng cài thiệnhoạt động
vào dần dần mãcổ phiếu đó với lượngtiền lớn trước khi ra tintrả cổ tức và sau đó, doanhnghiệp lại có vốn để mở rộng hoạtđộng sản xuất kinh doanh.
đồng thời khiến cho mãcổ phiếu đócó sựbiến động lớn về giá.
Tóm lại,kết quả nghiên cứu cho thấycócơ sở để
nghiệp. Phầnsau của nghiêncứusẽ đưa ra khuyến nghịchính sách dựatrênkết quả của nghiêncứu.
<b>Bảng 7: Tống</b><i> hợpkết quảnghiên cứu về các nhăntố ảnh hưởng theo lý thuyết</i>
<b>Kết quả hồi quy</b>
<b>Kết luận</b>
Cổ tức trên một cổ phiếu DPS 4- (-“*) Bác bỏ giả thuyết H1
Tỷ lệ chi trả cổ tức <sub>DP</sub> + <sub>(+***)</sub> Chấp nhận già thuyết Hi
<i>(Nguồn: Sosánh kết quả hồi quy vàgiả thuyết nghiên cứu)</i>
<i>Thứ hai, về </i>ảnh hưởngcùng chiều củatỷlệ chi trả cổ tức tới biến động giá cổ phiếu
biến động mạnh. Điều nàytrái với kết quả nghiên cứu của một số công trinh trước đ ây ( (Baskin,
<b>6. Kết luận và hàm ý nghiên cứu</b>
<i><b>6.1. Ket luận</b></i>
sách cổ tức đến biến động giá cổ phiếu của các
cácmơ hình kiểm định và đưa ra phương pháphồi
<b>khoa học</b>
</div><span class="text_page_counter">Trang 10</span><div class="page_container" data-page="10">quy phù họp nhất, nhóm tác giả đã chỉ ra rằng: cổ tứctrênmột cổ phiếu có mốiquan hệ ngược chiều và tỷlệchi trả cổ tức có mốiquan hệ cùng chiều với
<i><b>6.2. Hàm ý nghiên cứu</b></i>
Nghiên cứu cung cấp thêm bằng chứng về tác
phiếu của doanh nghiệp. Từ đó, các nhà đầu tư có tầm nhìn sâuhơn về chính sách cổ tức. Họ sẽ có
ro, họ có thể lựa chọn những cổ phiếu được phát
cao vì giácổ phiếu sẽít biến động hơn. Ngược lại khihọ ưa thích những cổ phiếu có rủi ro caovàlợi nhuận đột biến, họ có thể cân nhắc giải ngân vào
nhược điểm của mỗi loại hình trả cổ tức đối với từng
<i><b>Tàiliệu thamkhảo:</b></i>
1. Aharony, J., & Swary, (1980). Quarterly Dividend and Earnings Announcements and
<i>Journalof Finance,</i> 35(1), 1-12.
2. Allen, D. E., & Rachim, V. s. (1996). Dividend policy and stock price volatility:
6(2), 175-188.
<i>business,</i> 13(2), 177-195.
4. Asghar và cộng sự, M. s. (2011). Impact of Dividend.<i> FarEast Journal of Psychology and Business,</i> 4(1), 45-52.
5. Asquithvà cộng sự, p. D. (1983). The impact of Initiating Dividend Payments on Shareholders’
<i>Management4, 13-26.</i>
7. Baskin, J. (1989). Dividend policy and the
<i>Portfolio Management, 15,</i> 19-25.
information, dividend policy, and“The Birdin The Hand” fallacy.<i>Journalof Economics,</i> 10, 259-270.
stock prices and returns.<i> Journal ofFinancial Economics,</i> 1, 1-22.
10. Breusch, T, & Pagan, A. (1980). The
<i>Reviewof Economic Studies, </i>47, 239-253.
11. Đặng Thị Quỳnh Anh, & PhạmThịYến Nhi.
trường chứng khốnViệt Nam. <i>Tạp chí Phát triển </i>
<i>và Hội nhập, </i>61-65.
12. Gordon, M. J. (1959). Dividends, Earnings, and Stock Prices. <i>Review of Economics and</i>
13. Gordon, M. J. (1963). Optimal investment and financing policy. The<i> Journal of finance, 18(2), </i>
impact ofdividendpolicy on share price volatilityin
<i>Studies Quarterly, 4(1), 111-129.</i>
15. Hunjra và cộng sự, A. s. (2014). Impactof dividend policy, earning per share,return onequity,
<b>khoa học C3=</b>
<b>fluffing mai 85</b>
</div><span class="text_page_counter">Trang 11</span><div class="page_container" data-page="11"><i>Journal of Economics and Empirical Research, </i>
Dividend policy and share price volatility: UK
17. Judge, G. G. <i>(1988). Introduction to thetheory and practice ofeconometrics. </i>New York: Wiley-Blackwell.
earnings, and taxes. <i>The American Economic Review.</i> 46,97-113.
Dividend policy, growth, and the valuation of
20. Nazir, M. N. (2010). Determinants of stock price volatility in Karachi stock exchange:.
<i>InternationalResearch Journal of Finance and Economics,</i> 55, 100-107.
21. Nishat, M., & Irfan, c. (2003). Dividend
<i>Working Paper in 11th PacificBasin Finance, Economics andAccounting Conference.</i>
22. Pettit, R. (1972). Dividend announcements, security performance, and capital market efficiency.
<i>TheJournal of Finance, </i>27(5), 993-1007.
23. Profilet, A., & Bacon,w. (2013). Dividend
<i>International Journal of AcademicResearch inAccounting,FinanceandManagementSciences,</i>
3(2), 15-22.
25. Rashid,A., & Rahman, A. (2008). Dividend Policy and Stock Price Volatility: Evidence from Bangladesh. <i>TheJournal ofApplied Business andEconomics, 71-81.</i>
<i>Finance, 44(5),</i> 1115-1153.
<b>khoa học</b>
price volatility. <i>Investment Management and</i>
<i>FinancialInnovations,</i> 12(1),226-234.
28. Shah, s., & Noreen, u. (2016). Stock price volatility and role of dividend policy: empirical
<i>Economics and FinancialIssues, </i>6(2),461-472. 29. Shiller, R. (1981). Do stock pricesmove too
PriceVolatilityin Vietnam stock market. <i>Journal of Economics andDevelopment, 20(3), 48-55.</i>
31. Zainudin, R. M. (2018).Dividendpolicy and
<i>Market,</i> 13(1),203-217.
Stock Market Volatility and macroeconomics
<i>Quarterly, 4(2),</i>61-71.
use regression model toevaluate the above impact. We also conductnecessarytests tosolve issues such
ment strategy.
</div>