Mục lục
DANH MỤC BẢNG 1
Tóm tắt 2
1. Giới thiệu 2
2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây 5
3. Mối quan hệ theo chiều ngang giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tính thiếu thanh khoản 9
3.1. Đo lường tính thiếu thanh khoản 9
3.2. Mô hình hồi quy chéo và các biến 12
3.3. Dữ liệu 14
3.3.1. Nguồn dữ liệu 14
3.3.2. Xử lý dữ liệu 14
3.4. Thống kê mô tả các biến 16
3.5. Kết quả hồi quy chéo 18
4. Mối quan hệ theo thời gian giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tính thiếu thanh khoản. 26
4.1. Mô hình theo thời gian giữa tỷ suất sinh lợi và tính thiếu thanh khoản. 27
4.2. Tính thiếu thanh khoản thị trường và tỷ suất sinh lợi vượt trội dựa trên danh mục sắp xếp
theo quy mô 28
4.3. Tác động của tính thiếu thanh khoản, kiểm soát cho tác động của phần bù rủi ro kỳ hạn. 29
4.4. Kết quả mô hình hồi quy theo thời gian. 30
5. Kết luận 34
Tài liệu tham khảo 36
P a g e | 1
thanh khoản và tỷ suất sinh lợi chứng khoán trên thị trường chứng khoán Việt Nam,
sử dụng dữ liệu trên sàn giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) từ
năm 2007-2012. Kết quả cho thấy theo mô hình hồi quy chéo, tính thiếu thanh khoản
không có tác động đến tỷ suất sinh lợi. Đối với mô hình hồi quy theo thời gian, tính
thiếu thanh khoản không kỳ vọng của thị trường có tác động đến tỷ suất sinh lợi tại
cùng thời điểm, trong khi tính thiếu thanh khoản kỳ vọng thì không có tác động.
Đại diện của tính thiếu thanh khoản ở đây được áp dụng theo Amihud (2002), đo bằng
trung bình tỷ số hàng ngày của giá trị tuyệt đối tỷ suất sinh lợi chứng khoán chia cho
giá trị giao dịch của các chứng khoán.
1. Giới thiệu
Tính thanh khoản đo lường mức độ mà một tài sản bất kì có thể được mua hoặc bán
trên thị trường mà không làm ảnh hưởng đến giá thị trường của tài sản đó. Khi một
nhà đầu tư ra quyết định mua một tài sản, họ cần đánh giá khả năng bán lại tài sản đó
để có lời và liệu có phải chịu một khoản chiết khấu hoặc chi phí giao dịch trong tương
lai hay không. Điều này làm ảnh hưởng đến dòng tiền tự do có thể nhận được từ việc
bán tài sản, do đó tính thanh khoản là một nhân tố quan trọng được sử dụng để đánh
giá tài sản. Tính thanh khoản không chỉ liên quan đến các tài sản tài chính như chứng
khoán mà còn tác động đến giá cả của nhiều tài sản khác.
Chứng khoán có tính thanh khoản là những chứng khoán có sẵn thị trường cho việc
bán lại dễ dàng, giá cả tương đối ổn định theo thời gian và khả năng cao để phục hồi
nguồn vốn đã đầu tư ban đầu của nhà đầu tư. Nhờ có thị trường chứng khoán các nhà
đầu tư có thể chuyển đổi chứng khoán họ sở hữu thành tiền mặt khi họ muốn. Khả
năng thanh khoản chính là một trong những đặc tính hấp dẫn của chứng khoán và
cũng là rủi ro mà mọi nhà đầu tư trên thị trường luôn phải đối mặt.
Nhiều nghiên cứu đề xuất rằng tính thanh khoản của thị trường chứng khoán có thể
thúc đẩy sự phát triển của nền kinh tế. Một ví dụ đó là nghiên cứu của Levine và
P a g e | 3
Zerovos (1998) nghiên cứu theo chiều ngang ở 47 quốc gia, kết quả cho thấy tính
thanh khoản của thị trường chứng khoán có tác động tích cực đến tăng trưởng GDP
Tuy nhiên, hiện chưa có nhiều nghiên cứu về mối quan hệ giữa tính thanh khoản
(thiếu thanh khoản) và tỷ suất sinh lợi chứng khoán trên thị trường Việt Nam. Do đó,
dựa trên nghiên cứu của Amihud (2002), đề tài này thực hiện nghiên cứu mối quan hệ
giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tính thiếu thanh khoản trên thị trường chứng
khoán Việt Nam, sử dụng dữ liệu từ năm 2007-2012. Đề tài tập trung vào phân tích
thực nghiệm nhằm tìm ra bằng chứng về tác động của tính thiếu thanh khoản lên tỷ
suất sinh lợi chứng khoán. Để đạt được mục tiêu này, các câu hỏi nghiên cứu cần
được trả lời là: (i)Tính thiếu thanh khoản liệu có tác động đến tỷ suất sinh lợi của
chứng khoán khi đã được kiểm soát cho các biến đặc trưng của chứng khoán hay
không ? ; (ii) Theo thời gian, tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường (vượt trội trên lãi
suất tín phiếu kho bạc) có chứa đựng một phần bù cho tính thiếu thanh khoản của thị
trường hay không ?
Tác động của tính thiếu thanh khoản lên tỷ suất sinh lợi chứng khoán được kiểm định
cả qua mô hình hồi quy chéo và hồi quy chuỗi thời gian.
Trong mô hình hồi quy chéo, tỷ suất sinh lợi chứng khoán là một hàm số của tính
thiếu thanh khoản và một số biến đặc trưng của chứng khoán. Tính thiếu thanh khoản
ở đây được đo lường bằng tỷ số hàng ngày giữa giá trị tuyệt đối tỷ suất sinh lợi chứng
khoán trên giá trị giao dịch của mỗi chứng khoán, sau đó tính trung bình qua một số
thời kỳ, kí hiệu là ILL. Đầu tiên, tỷ suất sinh lợi chứng khoán được hồi quy theo bốn
biến bao gồm tính thiếu thanh khoản, bêta, tỷ suất sinh lợi quá khứ của 100 ngày cuối,
tỷ suất sinh lợi quá khứ của 100 ngày còn lại. Tiếp theo, tỷ suất sinh lợi chứng khoán
được hồi quy theo tám biến. Ngoài bốn biến ở trên, còn có thêm biến quy mô, chỉ số
giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BM), tỷ suất cổ tức (DY), độ lệch chuẩn của tỷ
suất sinh lợi (SD). Cuối cùng, mô hình hồi quy được điều chỉnh để loại bỏ tác động
của tháng giêng cho tất cả các hồi quy. Ngoài ra, mô hình còn được ước lượng lại với
sự thay thế của biến thiếu thanh khoản theo năm bằng biến thiếu thanh khoản theo
tháng, đồng thời thêm vào biến chỉ số thu nhập trên giá (E/P)
Trong mô hình hồi quy chuỗi thời gian, tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường (vượt
trội trên lãi suất tín phiếu kho bạc) được hồi quy theo tính thiếu thanh khoản kỳ vọng
6 | P a g e
Brennan và Subrahmanyam (1996) tìm ra mối quan hệ có ý nghĩa giữa tỷ suất sinh lợi
yêu cầu và tính thanh khoản, các chứng khoán có tính thiếu thanh khoản sẽ nhận được
một tỷ suất sinh lợi cao hơn. Kết quả này vẫn có ý nghĩa sau khi thêm các nhân tố
Fama và French vào mô hình với vai trò là biến kiểm soát, cũng như sau khi điều
chỉnh cho các mức giá cả khác nhau.
Cách giải thích truyền thống cho lý do về mối quan hệ ngược chiều giữa tính thanh
khoản và tỷ suất sinh lợi chứng khoán là các nhà đầu tư nắm giữ chứng khoán nhận
biết rằng họ sẽ phải đối mặt với chi phí giao dịch khi bán chứng khoán trong tương
lai, do đó họ sẽ chiết khấu chứng khoán với một chi phí giao dịch cao hơn (Amihud &
Mendelson, 1986; Vayanos, 1998). Một giải thích khác được đề xuất bởi Baker &
Stein (2004) trên góc độ của tài chính hành vi học là tính thanh khoản không thường
xuyên của thị trường được tạo ra do sự chiếm ưu thế của các nhà đầu tư thiếu lý trí, họ
thường có những hành động quá mức đối với những thông tin về phát hành cổ phiếu
hay dòng tiền chu chuyển. Thanh khoản cao là dấu hiệu cho thấy các nhà đầu tư thiếu
lý trí này đang quá tự tin và đánh giá quá cao thị trường, họ hành động quá mức và sẽ
làm giảm tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trong tương lai.
Bằng chứng không đồng nhất về mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi và chênh lệch giá
mua bán dẫn đến việc các nhà nghiên cứu đã đưa ra một vài đo lường thay thế khác
cho tính thanh khoản. Datar và các đồng sự (1998) sử dụng tỷ lệ luân chuyển (số
lượng chứng khoán đang giao dịch/số lượng chứng khoán đang lưu hành) như là một
đại diện cho tính thanh khoản. Kết quả cho thấy rằng tính thanh khoản đóng vai trò
quan trọng trong việc giải thích tỷ suất sinh lợi chứng khoán qua chiều ngang, chứng
khoán ít thanh khoản cho tỷ suất sinh lợi cao hơn.
Tương tự, Chordia và các đồng sự (2001) cũng nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ suất
sinh lợi mong đợi và tính thanh khoản với đại diện là hoạt động giao dịch. Bài nghiên
cứu sử dụng dữ liệu tỷ suất sinh lợi hàng tháng, các đặc trưng của chứng khoán trên
kỳ từ năm 1963-2002 sử dụng sáu đại diện đo lường cho tính thanh khoản. Đại diện
thứ nhất là giá trị giao dịch, tính bằng tích giữa số lượng chứng khoán giao dịch và giá
chứng khoán tại thời điểm tương ứng. Đại diện thứ hai là vòng quay cổ phiếu, bằng
tích của số cổ phiếu giao dịch chia cho số sổ phiếu đang lưu hành. Đo lường thứ ba và
8 | P a g e
bốn lần lượt là độ lệch chuẩn của khối lượng giao dịch và vòng quay cổ phiếu. Hai
cách đo lường cuối cùng là hệ số biến đổi của khối lượng giao dịch và vòng quay cổ
phiếu. Kết quả cũng cho thấy ảnh hưởng quan trọng của tính thanh khoản lên tỷ suất
sinh lợi danh mục, ngay cả sau khi xem xét tác động của quy mô, thị trường, giá trị sổ
sách/giá trị thị trường vốn cổ phần (BE/ME), tỷ suất sinh lợi quá khứ.
Về các nghiên cứu cho thị trường mới nổi và các nước châu Á, Jun và các đồng sự
(2003) thu thập dữ liệu tại 27 thị trường mới nổi giai đoạn từ 1992 – 1999 để nghiên
cứu hành vi của tính thanh khoản. Các tác giả tìm thấy rằng tỷ suất sinh lợi chứng
khoán tại thị trường các nước mới nổi có tương quan dương với tính thanh khoản của
toàn bộ thị trường với đo lường của tính thanh khoản là tỷ số luân chuyển cổ phần, giá
trị giao dịch và tích tỷ số luân chuyển - khối lượng giao dịch. Kết quả này thì nhất
quán ở cả hồi quy dữ liệu chéo và phân tích chuỗi thời gian, thậm chí cả sau khi kiểm
soát cho các biến beta thị trường thế giới, mức vốn hóa thị trường và chỉ số giá trị thị
trường trên giá trị sổ sách. Mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ suất sinh lợi và tính thanh
khoản ở đây được giải thích là do thị trường các nước mới nổi không hoàn toàn hội
nhập với thị trường thế giới. Vì vậy, tính thiếu thanh khoản không phải là một nhân tố
rủi ro nên không làm hạ thấp tỷ suất sinh lợi.
Bekaer và các đồng sự (2007) nghiên cứu ở 18 thị trường chứng khoán mới nổi bao
gồm Ac-hen-ti-na, Bra-xin, Chi Lê, Columbia, Thụy Điển, Ấn Độ, Hàn Quốc,
Malaysia, Indonesia, Mexico, Pakistan, Bồ Đào Nha, Philippin, Đài Loan, Thái Lan,
Venezuela, Zimbawe, Thổ Nhĩ Kỳ. Mở đầu, tác giả sử dụng đo lường của tính thanh
khoản là một biến đổi của tỷ lệ số ngày có tỷ suất sinh lợi bằng không trung bình qua
nổi, tính thanh khoản tác động đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán với mức độ và
chiều hướng khác nhau.
3. Mối quan hệ theo chiều ngang giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tính
thiếu thanh khoản
3.1. Đo lường tính thiếu thanh khoản
Tính thanh khoản có thể khá dễ dàng để định nghĩa nhưng lại được chứng minh là khó
có thể đo lường được một cách chính xác. Rất nhiều nhà nghiên cứu trước đây đã đưa
10 | P a g e
ra các đo lường khác nhau làm đại diện cho tính thanh khoản. Theo nghiên cứu của
Aitken và Winn (1997) cho thấy có 68 phương pháp đo lường hiện được sử dụng trong
nghiên cứu và đề xuất rằng chưa có sự đồng thuận về một phương pháp đo lường tốt
nhất. Aitken và Winn cũng trình bày là có ít hoặc không có liên hệ giữa các chuẩn đo
đó và phương pháp đo lường không thích hợp có thể dẫn tới kết luận sai lầm về sự thay
đổi trong cấu trúc thị trường.
Chênh lệch giá mua - bán là một đo lường được các nhà nghiên cứu trước đây sử dụng
rộng rãi để làm sáng tỏ mối liên hệ giữa tỷ suất sinh lợi tài sản và tính thanh khoản
(Amihud,1986; Eleswarapu,1997). Ngoài ra, có thể đo lường bằng xác suất giao dịch
dựa trên thông tin (Easley và các đồng sự, 1999), xác suất này phản ánh chi phí lựa
chọn bất lợi do hậu quả của bất cân xứng thông tin giữa các nhà đầu tư, cũng như
phản ánh rủi ro giá chứng khoán đi chệch hướng so với giá trị thông tin đúng. Tuy
nhiên, những đo lường này đòi hỏi nhiều dữ liệu vi mô không có sẵn ở thị trường
chứng khoán Việt Nam. Do đó bài nghiên cứu này sẽ sử dụng tỷ số Amihud (2002)
làm đại diện cho tính thanh khoản. Tỷ số này có thể dễ dàng tính toán từ dữ liệu hàng
ngày của tỷ suất sinh lợi và khối lượng giao dịch trong một thời gian khá dài.
Theo Amihud (2002), tính thiếu thanh khoản hàng ngày của một chứng khoán, kí hiệu
là ILL
iyd
1
/
Trong đó D
iy
là số ngày giao dịch trong năm y.
Tính thiếu thanh khoản hàng năm của thị trường là trung bình tính thiếu thanh khoản
của tất cả các chứng khoán trong năm.
y
Ny
t
iy
yM
N
ILL
ILL
1
,
Với N
y
là số chứng khoán trong năm y.
Tương tự ta có công thức tính sự thiếu thanh khoản hàng tháng của một chứng khoán
và của thị trường
im
Dim
t
imdimd
là số chứng khoán
trong tháng m.
12 | P a g e
3.2. Mô hình hồi quy chéo và các biến
Mối quan hệ theo chiều ngang của tính thiếu thanh khoản và tỷ suất sinh lợi hàng
tháng của chứng khoán R
imy
được kiểm định theo mô hình của Amihud như sau:
)1(
2
1,1,10 imy
n
j
yjijmyyimymyimy
XkILLAkkR
Vào thời điểm đầu năm, các nhà đầu tư khi ra quyết định đầu tư sẽ xem xét các nhân
tố đặc trưng của chứng khoán vào năm trước đó nên các biến nằm phía vế phải mô
hình có độ trễ một năm so với biến tỷ suất sinh lợi bên vế trái.
Do tính thanh khoản hàng năm của chứng khoán biến đổi khá nhiều qua các năm, nên
biến ILL
iy
được chia cho tính thiếu thanh khoản của thị trường ILL
M,y
để có được giá
trị thanh khoản hiệu chỉnh (ILLA
là tỷ
suất sinh lợi suốt 100 ngày giao dịch cuối của chứng khoán i năm y-1, R100YR
iy
là tỷ
suất sinh lợi của chứng khoán i trong thời gian còn lại năm y-1, chính là khoảng thời
gian nằm giữa thời điểm đầu năm và 100 ngày trước khi kết thúc giao dịch;(6) BM
i,y-1
chỉ số giá trị sổ sách chia cho giá trị thị trường của chứng khoán i năm y-1; (7) E/P
i,y-1
chỉ số thu nhập trên giá của chứng khoán i năm y-1.
ε
imy
là phần dư.
P a g e | 13
LnCAP
i,y-1
được sử dụng với vai trò là biến kiểm soát thể hiện tác động của quy mô đã
được nhắc đến trong nhiều bài nghiên cứu. Tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của chứng khoán
thì có mối quan hệ ngược chiều với quy mô (Reinganum, 1981; Fama French 1992),
quy mô cũng được coi là một đại diện cho tính thanh khoản.
SD
i,y-1
được đưa vào mô hình bởi lý do danh mục của các nhà đầu tư có thể không
được đa dạng hóa tốt, vẫn còn rủi ro không hệ thống. DY
i,y-1
được xem là một nhân tố
quan trọng để xác định tỷ suất sinh lợi chứng khoán ở Mĩ. DY phải có mối quan hệ
cùng chiều với tỷ suất sinh lợi nếu nhà đầu tư yêu cầu đền bù cho thuế suất cao hơn
mty
là tỷ suất sinh lợi thị trường (Ở đây được lấy là sự thay đổi trong chỉ số
VN-INDEX)
Bêta của mỗi chứng khoán là bêta của danh mục chứa chứng khoán đó
1
. 1
Mô hình cũng sử dụng bêta riêng lẻ của từng chứng khoán để chạy lại mô hình thay vì bêta của cả
danh mục. Kết quả cho thấy bêta không có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi quy. Kết quả về ILL
14 | P a g e
Biến BM
i,y-1
không được Amihud (2002) đưa vào mô hình bởi vì theo Easley & các
đồng sự (2002) và Loughran (1997) không tìm thấy tác động của chỉ số giá trị sổ sách
trên giá trị thị trường vốn cổ phần trên thị trường chứng khoán New York. Tuy nhiên,
biến BM được xác định là một trong ba nhân tố có tác động đến tỷ suất sinh lợi chứng
khoán trong mô hình được Fama-French đưa ra trong bài nghiên cứu năm 1993. Mô
hình này cũng được kiểm định là có hiệu quả tại thị trường các nước mới nổi như Ấn
Độ (Connor và Senghal, 2001), Đài Loan (Eva H.Tu, 2002). Do đó, trong bài nghiên
cứu ở Việt Nam này biến BM được đưa vào mô hình để thể hiện ảnh hưởng của nó
lên tỷ suất sinh lợi.
3.3. Dữ liệu
3.3.1. Nguồn dữ liệu
Mẫu trong bài nghiên cứu bao gồm các công ty cổ phần niêm yết trên sàn giao dịch
chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE). Số lượng các công ty trong mẫu cuối
điều kiện đầu tiên).
Kiểm định giá trị bất thường: Giá trị bất thường là một hiện tượng phổ biến trong
nghiên cứu khoa học. Trong cuốn sách “Statistical Design and Analysis of
Experiments”, các tác giả Mason, Gunst, và Hess định nghĩa giá trị bất thường như
sau: giá trị bất thường là các giá trị cực so với các giá trị khác được quan sát trong
cùng một điều kiện. Giá trị bất thường có thể là một giá trị đơn lẻ, nhưng cũng có thể
là giá trị từ hai hay nhiều biến số. Các giá trị bất thường nếu không bị loại bỏ sẽ làm
ảnh hưởng tới kết quả ước lượng.
Có nhiều phương pháp để kiểm định giá trị bất thường, đề tài này dùng phương pháp
đơn giản nhất là dựa vào giả định phân phối chuẩn. Chúng ta biết rằng nếu biến
số X tuân theo luật phân phối chuẩn với trung bình m và độ lệch chuẩn s thì 99% các
giá trị của X phải nằm trong khoảng từ m – 2.576 s đến m + 2.576 s. Do đó, bất cứ
số x
i
nào có giá trị thấp hơn hay cao hơn thì có thể coi là giá trị bất thường.
Tỷ suất sinh lợi chứng khoán:
Tỷ suất sinh lợi kỳ t = ln (Giá đóng cửa cuối kỳ t/Giá đóng cửa cuối kỳ t-1). Kỳ ở đây
tương ứng là ngày, tháng khi tính tỷ suất sinh lợi cho chứng khoán theo ngày, tháng.
Tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường:
Để có tỷ số BM ta tính giá trị sổ sách của mỗi cổ phiếu: BVPS= (Vốn chủ sở hữu-Tài
sản vô hình) / Tổng khối lượng cổ phiếu đang lưu hành.
Quy mô của doanh nghiệp:
16 | P a g e
Giá trị vốn hóa thị trường của doanh nghiệp năm y được xác định bởi giá đóng cửa
của chứng khoán ngày cuối cùng của năm y nhân cho tổng khối lượng cổ phiếu phổ
thông đang lưu hành.
Bêta của chứng khoán: Thay vì chạy mô hình hồi quy để tìm bêta, để đơn giản đề tài
thiếu thanh khoản hiệu chỉnh của chứng khoán i qua các ngày d của năm y. SIZE
i,y
là giá trị
vốn hóa thị trường vào cuối năm y của doanh nghiệp (tính bằng triệu VND). lnCAP
i,y
là
logarit của giá trị vốn hóa thị trường, SD là độ lệch chuẩn của chứng khoán i qua các ngày
P a g e | 17
trong năm y, được nhân cho 10
2
. β là beta thị trường của chứng khoán i trong năm y, được
ước tính bằng phương pháp của Fama-French (1992) kết hợp với Scholes và William
(1977). DY
i,y
là tỷ suất cổ tức, được tính bằng tỷ số giữa cổ tức tiền mặt và giá của chứng
khoán trong năm y. BM
i,y
là chỉ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường. R100 là tỷ suất sinh
lợi quá khứ của 100 ngày cuối của chứng khoán i năm y. R100YR là tỷ suất sinh lợi quá khứ
của những ngày còn lại từ thời điểm bắt đầu đến trước 100 ngày cuối cùng trong năm y.
Chứng khoán trong mẫu phải thỏa mãn điều kiện có dữ liệu giao dịch hơn 200 ngày trong
năm y và có giá đóng cửa lớn hơn 5000 đồng; các giá trị bất thường của tính thiếu thanh
khoản hàng năm nằm ở 1% cao nhất và thấp nhất của phân phối bị loại bỏ.
Mỗi biến được tính cho mỗi chứng khoán trong mỗi năm, sau đó trung bình, độ lệch chuẩn
và độ nhọn được tính chéo qua các chứng khoán trong mỗi năm. Bảng này trình bày trung
bình qua 5 năm của giá trị trung bình hàng năm, độ lệch chuẩn hàng năm, trung vị của trung
bình hàng năm, giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất của trung bình hàng năm. Tương tự, hệ số
tương quan cũng được cho từng năm và sau đó là trung bình qua các năm.
Thời kỳ mẫu là từ năm 2007-2011, dữ liệu các chứng khoán niêm yết trên sàn HOSE.
22%
34%
1.185
4,799,170
0.086
Median of
annual means
1.049
0.877
5%
1
-10%
-9%
3.416
2,236,397
0.126
Mean of
annual
skewness
1.739
0.434
121%
2.599
-3%
15%
2.349
4
0.199
Min of annual
means
BM
LNCAP
R100
R100YR
SD
ILLA
0.100
-0.227
0.118
-0.313
0.088
0.045
-0.027
DY
-0.167
0.134
-0.318
-0.073
-0.002
-0.062
BETA -0.164
0.495
-0.084
-0.029
0.032
BM
0.192
3.5. Kết quả hồi quy chéo
Trong mô hình (1), tỷ suất sinh lợi của mỗi chứng khoán trong từng tháng của năm y
được hồi quy theo dữ liệu ILLA
iy
và các biến đặc trưng của chứng khoán vào năm y-
1. Mô hình được ước lượng cho 60 tháng (5 năm), tạo ra 60 bộ hệ số hồi quy k
jmy
,
m=1,2,3….,12 và y = 2008, 2009, 2010, 2011,2012. Trung bình và sai số chuẩn của
60 bộ hệ số hồi quy này được tính cho mỗi biến độc lập. Sau đó, dùng kiểm định t để
kiểm định ý nghĩa thống kê của chúng tại các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Để kiểm soát tác động của hiệu ứng tháng Giêng, kiểm định được thực hiện lại cho
mẫu với sự loại trừ đi các dữ liệu của tháng Giêng. Kết quả được trình bày ở bảng 2.
Hai cột đầu của bảng trình bày kết quả của mô hình hồi quy tỷ suất sinh lợi mỗi tháng
theo bốn biến bao gồm tính thiếu thanh khoản, bêta chứng khoán và hai biến tỷ suất
sinh lợi quá khứ:
R
i,m
= k
0y
+ k
1y
ILLA
i,y-1
+ k
2y
β
i,y-1
+ k
+ k
4y
R100YR
i,y-1
+ k
5y
DY
i,y-1
+ k
6y
BM
i,y-1
+ k
7y
lnCAP
i,y-1
+ k
8y
SD
i,y-1
(3)
Bảng 2: Kết quả hồi quy chéo của tỷ suất sinh lợi theo tính thiếu thanh khoản và các
biến đặc trưng khác.
Bảng này trình bày trung bình hệ số hồi quy từ mô hình hồi quy chéo của tỷ suất sinh lợi
chứng khoán cho từng biến độc lập. Vào mỗi tháng của năm y, y=2008, 2009,2010, 2011,
2012, tỷ suất sinh lợi chứng khoán được hồi quy chéo theo các biến đặc trưng của chứng
khoán năm y-1. β
i,y-1
là hệ số góc có được từ hồi quy chuỗi thời gian của tỷ suất sinh lợi hàng
ngày của một trong 10 danh mục sắp xếp theo quy mô đối với tỷ suất sinh lợi thị trường, sử
20 | P a g e
Biến
Tất cả các tháng
Trừ tháng
Giêng
Tất cả các tháng
Trừ tháng
giêng
Hằng số
-0.010
-0.008
-0.016
-0.002
(-0.097)
(-0.083)
(-0.084)
(-0.010)
BETA
i,y-1
-0.017
(0.234)
(0.251)
R100YR
i,y-1
-0.015
-0.018
-0.008
-0.011
(-0.417)
(-0.493)
(-0.201)
(-0.265)
LNCAP
i,y-1
0.000
-0.002
(-0.035)
(-0.136)
SD
i,y-1
(0.372)
(0.355)
Bảng 2-Kết quả hồi quy chéo
Với mô hình (2), hệ số hồi quy ước lượng trung bình cho tất cả các tháng của ILLA là
0.002, t = 0.261, t rất nhỏ nên không có ý nghĩa thống kê. Khi dữ liệu tháng Giêng bị
loại bỏ ra khỏi kiểm định, hệ số hồi quy của ILLA cũng rất nhỏ và vẫn không có ý
nghĩa thống kê. Điều này cho thấy tại thị trường Việt Nam, tính thiếu thanh khoản
(đại diện bởi tỷ số Amihud) và tỷ suất sinh lợi chứng khoán không có mối quan hệ với
nhau theo chiều ngang. Kết quả này không giống với Amihud (2002) và một số
nghiên cứu tại các thị trường mới nổi. Tuy nhiên, kết quả này nhất quán với nghiên
cứu của Chen và Kan (1995) trong bài nghiên cứu về mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi
sử dụng chênh lệch giá mua-bán làm đại diện cho tính thanh khoản. Hai tác giả cũng
không tìm được bằng chứng rõ ràng về mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi và tính thanh
khoản cho thị trường chứng khoán New York giai đoạn 1961-1980. Trong bài nghiên
cứu của Fang và các đồng sự (2010) sử dụng chỉ số Amihud làm thước đo tính thiếu
thanh khoản cho thị trường chứng khoán Nhật Bản cho thấy vào giai đoạn thị trường
đi xuống từ 1990-1999 mối quan hệ giữa tính thiếu thanh khoản và tỷ suất sinh lợi
P a g e | 21
cũng không có ý nghĩa thống kê. Nghiên cứu Hasbrouck (2005) cũng tìm thấy rằng
mối liên hệ giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tỷ số Amihud thì không vững chắc và
nhạy cảm với những giá trị cực. Gần đây có bài nghiên cứu của Lischewski và
Voronkova (2012) nghiên cứu các nhân tố tác động đến giá cả chứng khoán tại thị
trường Ba Lan - một thị trường mới nổi. Trái ngược với những kỳ vọng rằng tính
thanh khoản là một nhân tố tác động đến giá cả thì hai tác giả cũng không tìm được
bằng chứng nào ủng hộ cho giả thuyết này. Bằng việc phân tích các đặc tính của thị
trường, hai tác giả đã xem xét các khả năng có thể giải thích cho phát hiện này. Một
giải thích được đề xuất là do cấu trúc đặc biệt của thị trường chứng khoán Ba Lan.
Trong một thị trường nhỏ, thì các chứng khoán lớn được sở hữu chủ yếu bởi các nhà
đầu tư tổ chức lớn, chỉ có những chứng khoán nhỏ là sẵn sàng cho giao dịch. Do đó,
chưa đủ sức để tạo nên một danh mục thị trường, dựa trên hai phương diện. Một là
danh mục này chưa có đầy đủ các lĩnh vực ngành nghề trong nền kinh tế. Hai là trong
từng lĩnh vực không bao gồm các doanh nghiệp đại diện cho lĩnh vực đó. Chính vì
vậy sự biến động của danh mục chưa đánh giá chính xác sự biến động của nền kinh tế.
Nên khi dùng VN-INDEX để xác định độ nhạy cảm của chứng khoán đối với danh
mục thị trường sẽ không chính xác. Thứ ba là dữ liệu dùng để hồi quy bêta trong thời
gian chưa đủ dài.
Trong khi hệ số hồi quy trung bình của tỷ suất sinh lợi quá khứ R100, R100YR trong
bài nghiên cứu của Amihud tất cả đều dương và có ý nghĩa thống kê cho các chứng
khoán trên sàn chứng khoán New York, thì hệ số hồi quy ở đây lại không có ý nghĩa,
trong hồi quy bốn biến. Điều đó cho thấy rằng, tỷ suất sinh lợi không có tính xu
hướng, tỷ suất sinh lợi tương lai không bị ảnh hưởng bởi tỷ suất sinh lợi quá khứ.
Với mô hình (3), kết quả thì giống như mô hình (2), hệ số hồi quy của biến ILLA rất
nhỏ (gần bằng 0) và cũng không có ý nghĩa thống kê trong cả hai hồi quy 8 biến. Hệ
số hồi quy của các biến lnCAP, SD, DY và BM cũng rất nhỏ và không có ý nghĩa.
Điều này trái với kết quả của Amihud (2002) là tất cả các biến trừ bêta đều có ý nghĩa
thống kê trong hồi quy bảy biến của ông. Kết quả này đề xuất rằng các nhân tố tác
động đến tỷ suất sinh lợi ở thị trường chứng khoán Mĩ thì không có tác động tương tự
trên thị trường Việt Nam.
So sánh kết quả giữa mô hình hồi quy bao gồm dữ liệu tháng Giêng và không có
tháng Giêng thì không có gì khác biệt. Như chúng ta đã biết, hiệu ứng tháng Giêng là
P a g e | 23
thuật ngữ chỉ hiện tượng thị trường chứng khoán có diễn biến khả quan hơn vào tháng
đầu tiên của năm mới. Theo thống kê trên thị trường chứng khoán Mỹ từ năm 1945
đến nay, nếu trong phiên giao dịch đầu tiên của năm mới thị trường tăng điểm, thì
74% là thị trường trong năm đó sẽ tăng với mức tăng trung bình trên 10,2%. Còn nếu
tháng Giêng thị trường tăng thì 73% là thị trường sẽ tăng trong vòng 12 tháng sau đó.
Vì thế, thuật ngữ hiệu ứng Tháng Giêng ra đời cho rằng, sự tăng giảm của thị trường
chứng khoán vào tháng Giêng sẽ ảnh hưởng lớn đến xu hướng thị trường trong cả
β
i,y-1
+ k
3y
PR
i,y-1
(2a)
Hai cột sau là kết quả từ mô hình 8 biến:
R
i,m
= k
0y
+ k
1y
ILLA
i,m-1
+ k
2y
β
i,y-1
+ k
3y
PR
i,m-1
+ k
4y
DY
i,y-1
+ k
5y
là biến thiếu thanh khoản hiệu chỉnh theo tháng (được tính bằng biến thiếu thanh khoản của
từng chừng khoán trong tháng m chia cho tính thiếu thanh khoản trung bình của toàn bộ
chứng khoán cũng trong tháng đó). PR
i,m-1
là tỷ suất sinh lợi của chứng khoán vào tháng m-1
. lnCAP
i,y-1
là logarit tự nhiên của quy mô doanh nghiệp. SD
i,y-1
là độ lệch chuẩn của tỷ suất
sinh lợi hàng ngày trong năm, DY
i,y-1
là tỷ suất cổ tức, tính bằng tổng cổ tức tiền mặt chia
cho giá đóng cửa chứng khoán vào cuối năm. BM
i,y-1
là chỉ số giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường. E/P
i,y-1
là tỷ số thu nhập chia cho giá chứng khoán năm y-1
Dữ liệu bao gồm 60 tháng – 5 năm, từ 2008-2012 (các biến đặc trưng của chứng khoán tính
từ 2007-2011). Chứng khoán trong mẫu phải thỏa mãn điều kiện có dữ liệu giao dịch hơn
200 ngày trong năm y và có giá đóng cửa lớn hơn 5000 đồng; các giá trị bất thường của tính
thiếu thanh khoản hàng năm nằm ở 1% cao nhất và thấp nhất của phân phối bị loại bỏ.
Biến
Tất cả các
tháng
Trừ tháng
Giêng
Tất cả các
-0.001
(-0.115)
(-0.13)
(-0.148)
(-0.152)
PR
i,m-1
0.021
0.036
-0.005
0.009
(0.167)
(0.289)
(-0.04)
(0.072)
E/P
i,y-1 0.054
0.047
(0.265)
(0.22)
LNCAP
i,y-1
(0.52)
BM
i,y-1 0.010
0.009
(0.37)
(0.325)
Bảng 3-Kết quả hồi quy chéo (sử dụng biến thiếu thanh khoản theo tháng)
Kết quả của mô hình (2a) và (3a) thì tương tự như mô hình (2) và (3). Tấc cả các hệ số
hồi quy đều rất nhỏ và t không có ý nghĩa thống kê.
Nhìn chung, mô hình hồi quy chéo của tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tính thiếu
thanh khoản sử dụng tỷ số Amihud làm đo lường với sự có mặt của một số biến kiểm
Copyright: Tài liệu đại học ©