ẢNH HƯỞNG CỦA TÍNH THANH KHOẢN ĐÉN TỶ SUẤT SINH LỜI CỎ PHIÉU CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YÉT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỬNG KHOÁN VIỆT NAM

NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH Q N⅛Γ= NGUYỄN THI BÍCH TIÈN ẢNH HƯỞNG CỦA TÍNH THANH KHOẢN ĐÉN TỶ SUẤT SINH LỜI CỎ PHIÉU CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YÉT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỬNG KHOÁN VIỆT NAM MA SỐ 52340201 KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP CHUYÊN NGÀNH TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC TS DƯƠNG THỊ THÙY AN TP HỒ CHÍ MINH, NĂM 2020 1 ABSTRACT Vietnams stock market has undergone a development process for more than 20 years and and has proven its im.

NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH Q N⅛ Γ= NGUYỄN THI BÍCH TIÈN ẢNH HƯỞNG CỦA TÍNH THANH KHOẢN ĐÉN TỶ SUẤT SINH LỜI CỎ PHIÉU CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YÉT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỬNG KHỐN VIỆT NAM MA SỐ: 52340201 KHĨA LUẬN TỐT NGHIỆP CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC TS DƯƠNG THỊ THÙY AN TP HỒ CHÍ MINH, NĂM 2020 ABSTRACT Vietnam's stock market has undergone a development process for more than 20 years and and has proven its important role in raising capital for the economy However, the Vietnam stock market is still new and contains many hidden risks that investors must face, including liquidity risk when they transfer ownership of their securities Investors consider liquidity to be an important factor when making their investment decisions Many researchers investigate the return-illiquidity (liquidity) relation, but evidence over the past two decades is generally inconsistent and mixed There is a large body of research that supports the view that the liquidity of securities affects their expected returns Since rational investors require a higher risk premium for holding illiquid securities, cross-sectional riskadjusted returns are lower for liquid stocks This proposition has been empirically supported in various studies on mature capital markets While the majority of studies suggest that liquidity has a negative correlation with stock returns, experiments on emerging markets such as Asia and Africa have shown mixed results Therefore, I perform this study to investigate the effects of stock liquidity on stock returns in Viet Nam stock market I address the question of whether liquidity is an important variable to capture the shared time-series variation in stock returns by investigating whether the effect of liquidity on stock return remains after controlling for the well-known stock return factors using monthly Vietnam data The data set contains 40 companies that was collectted on the Hose stock Exchange and HNX stock Exchange from October 2014 to September 2019 I collect both stock price and number of outstanding shares as well as book equity for each firm The yiel ten years government bond is used to calculate the risk - free rate Using the Fama - French three - factor model including beta, size, book-to-market ratios, along with liquidity factor as a five - factor model The liquidity factor was conducted based on turnover ratio that are calculated by the average of the monthly of shares traded scale by the the average number of shares outstanding over three ii months before October The market excess return is calculated based on the yiel ten - years government bond Following the measurement of Lam and Tam (2011), I construct portfolios for first year using monthly VietNam stock data I form two sets of portfolios based on (1) size and liquidity, (2) book-to-market ratio (BM) and liquidity At the end of September 2014, I rank the stock data monthly by market capitalization and divide the sample into three equal-size portfolios Independently, I calculate the annual respective liquidity proxy for each stock in the sample and assign each stock to three liquidity portfolios The size-liquidity portfolio was formed by an intersection between the size groups and liquidity groups Then, I repeat the portfolio-formation procedure using the book-to-market ratio and liquidity to form the book-to-market (BM) - liquidity portfolios After forming the two sets of portfolios, I compute the portfolios’equally-weighted monthly returns The excess portfolio return is the portfolio return minus the risk-free rate from I apply the fortfolios for the remaining years The book-to-market equity (BV/P) is computed as the ratio between a firm’s book equity and its market price Size is calculated by the number of outstanding shares multiplied by the share's market price at the end of September 2014 To the liquidity factor (LIQ) given by turnover ratio, at the end of September 2014, firms are sorted by size (market capitalization) and included in two portfolios: Small (S) and Big (B) The same stocks are independently sorted into three portfolios according to their turnover ratio: L1 (most illiquid), L2 (average liquidity), and L3 (most liquid) Six portfolios (S/L1, S/L2, S/L3, B/L1, B/L2, B/L3) are then formed at the intersection of size and turnover ratio The equally-weighted monthly returns on the six portfolios are calculated each month over years following portfolio formation LIQ is the simple average of the returns on the low-liquidity portfolios minus the returns on the high-liquidity portfolios I follow Fama - French (1993) method to construct size and book-to-market factors At the end of September 2014, firms are classified into portfolios: Big (B) and Small iii (S) by their size at the end of September 2014 There are stocks in the sample are independently sorted into three portfolios of book-to-market: Low (BL), Medium (BM), and High (BH) based on their book-to-market Six portfolios (S/L, S/M, S/H, B/ L, BM, and B/H) are then formed at the intersection of size and book-to-market and in a way of having approximately equal numbers of stocks The value-weighted monthly returns on the six portfolios are calculated each month over years following portfolio formation Ordinary Least Squares (OLS) method is used to estimate model I conducted Lam and Tam (2011) regressions for each month For each of the 59 months in the sample, I regressed stock returns on the liquidity measures First, I perform descriptive statistics and correlations on the variables that will be employed in my regression estimation As expected, all the variables not exhibit any specific correlation This shows that the variable liquidity is likely to be an independent variable to add in the Fama - French three factor model Then I performed hypothetical tests of the OLS method Using the Unit Root Test method to check the stationary of the return value chain of portfolios and the independent variables in the model including MP, SMB, HML, LIQ also results in stationary series, so the data is consistent with the original assumptions of OLS Multicollinearity test (VIF) for independent variables in the model, the results show that the independent variables in the model not have multicollinearity phenomenon Considering the phenomenon of variance change of the model by the Unit Root Test method, there are portfolios of variance changed and I have overcome this phenomenon by the Standard errors or robust standard errors Regression results for the Fama - French three-factor model (MP, SMB, and HML) along with liquidity factor as follows For the size- and liquidity-sorted results, most of the MP, SMB, and HML factor coefficients are significant except MP factor ιv Besides, the regression coefficients of liquidity variables show that small and illiquid firms tend to have positive intercepts, while big and liquid firms tend to have negative intercepts The coefficients of SMB tend to decrease as the firm size increases, which is similar to result in the study of Lam and Tam (2011) If the portfolios are sorted by book-to-makert and liquidity, we find similar results Illiquid firms tend to have positive intercepts while liquid firms tend to have negative intercepts, the coefficient on HML increases as book-to-market ratio increases The coefficient of SMB generally increases as liquidity increases In addition, the Fama - French three factors model combines the liquidity factor proves effective in measuring fluctuations in stock returns on the stock market in Vietnam, as all of the intercepts are insignificant in the regression model The research results support most of abroad studies in that liquidity plays an important role in pricing returns Specifically, the research shows that liquidity is negatively correlated with stock returns, except low liquidity and small firms This trend is especially evident for the highly liquid portfolios, the more liquid a company is and the larger its size, the lower its share of return This is consistent with the theory of risk premium, low-liquidity stocks require higher returns to cover liquidity risk The study also denied the results in the research of Nguyen Anh Phong (2012) and Vo Xuan Vinh (2017) that liquidity is positively correlated with stock returns This proves that Vietnamese investors tend to value liquidity risks in their stock investments and this feature is consistent with the general trend of development of stock markets around the world The study also supports Bui Thi Le’s finding (2018) in the VietNam stock market Based on the results of regression analysis using data of 40 securities firms on stock exchanges, I advise investors to consider the stock's liquidity in their investment decisions to minimize the potential for losses v when the market is going down with great fluctuations in political and economic situation Therefore, the results may be affected and inconsistent with up market times or markets unconditional vi TÓM TẮT Nghiên cứu kiểm định tác động tính khoản đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu thị trường chứng khoán Việt Nam, sử dụng liệu cổ phiếu công ty niêm yết sàn chứng khoán Hose HNX giai đoạn năm từ tháng 10/2014 tháng 10/2019 Nghiên cứu sử dụng mơ hình nhân tố Fama - French bổ sung thêm nhân tố khoản đại diện số khối lượng giao dịch khối lượng cổ phiếu lưu hành (tỷ lệ turnover), giống nghiên cứu Wang Iorio (2005) hay Amihud (2002) Phương pháp phân chia danh mục tương tự nghiên cứu Lam Tam (2012), cổ phiếu phân loại dựa thành nhóm danh mục dựa quy mô - khoản tỷ lệ sổ sách giá thị trường - khoản Áp dụng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ OLS để kiểm định mơ hình, kết hồi quy nhóm danh mục cho thấy tính khoản định giá thị trường chứng khoán Việt Nam Cụ thể, khoản có mối tương quan âm tỷ suất sinh lời cổ phiếu ngoại trừ danh mục có tính khoản thấp quy mơ nhỏ Kết ủng hộ phần lớn nghiên cứu nước cho thấy nhà đầu tư Việt Nam xem xét tính khoản yếu tố rủi ro việc định giá cổ vii LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan khóa luận “Ảnh hưởng tính khoản đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu cơng ty niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam” cơng trình nghiên cứu riêng tơi, kết nghiên cứu trung thực, khơng có nội dung công bố trước nội dung người khác thực ngoại trừ trích dẫn dẫn nguồn đầy đủ khóa luận Tp Hồ Chí Minh, tháng năm 2021 Tác giả viii LỜI CẢM ƠN Em xin gửi lời cảm ơn chân thành đến giáo viên hướng dẫn khóa luận TS Dương Thị Thùy An, cô hướng dẫn tận tình hỗ trợ em khoảng thời gian thực khóa luận Em xin chân thành cảm ơn Thầy, Cô công tác giảng dạy Trường Đại học Ngân hàng, đặc biệt Thầy, Cô khoa Tài - Ngân hàng truyền đạt kiến thức bổ ích suốt năm qua để em có đủ kiến thức hồn thành khóa luận tốt nghiệp Đây tảng vững cho em nghiệp sau Cơng trình nghiên cứu khóa luận tâm huyết, cơng sức thân em thực khoảng thời gian tháng Do hạn chế mặt kiến thức thời gian nên khó tránh khỏi sai sót, nhiên khóa luận hội tốt để em tổng kết kiến thức học khoảng thời gian qua vào mục đích nghiên cứu thực nghiệm Vì em mong nhận góp ý q Thầy, Cơ để khóa luận hồn thiện Em xin chân thành cảm ơn! Tác giả 49 động lớn theo tỷ lệ nghịch Điều phù hợp với lý thuyết phần bù rủi ro, cổ phiếu có khoản thấp đòi hỏi mang lại tỷ suất sinh lợi cao để bù đắp phần bù rủi ro khoản Nghiên cứu phù hợp với hầu hết nghiên cứu nước ngoài, ủng hộ nghiên cứu Bùi Thị Lệ (2018) Đồng thời nghiên cứu phủ nhận kết nghiên cứu Nguyễn Anh Phong (2012) Võ Xuân Vinh (2017) cho khoản có mối tương quan dương với tỷ suất sinh lời cổ phiếu Ngồi yếu tố kích thước cơng ty, tỷ lệ giá sổ sách giá thị trường, nhà đầu tư Việt Nam có xu hướng định giá rủi ro khoản việc đầu tư cổ phiếu đặc tính phù hợp với xu hướng phát triển chung thị trường chứng khoán giới Nghiên cứu tồn hạn chế định số lượng mẫu quan sát thị trường chứng khốn Việt Nam chưa đủ lớn mang tính chất đại diện Hầu hết liệu thu thập sàn chứng khốn Hose, có vài cổ phiếu sàn HXN Quá trình xử lý phân tích liệu khó tránh khỏi có sai sót Ngồi liệu cổ phiếu tính tốn tháng vòng năm từ 2014 - 2019 khoảng thời gian ngắn để bao quát toàn thị trường Trong giai đoạn nghiên cứu này, tính hình thị trường có xu hướng xuống nên khơng mang tính đại diện cho trường hợp thị trường khơng điều kiện thị trường lên Tuy nhiên kết nghiên cứu xem sở để nhà đầu tư đánh giá tình hình thị trường dự đoán xu hướng đầu tư dựa liệu phân tích 5.2 Kiến nghị Dựa phân tích kết hồi quy mục 4.2.2 kết luận mục 5.1, đưa lời khuyên cho nhà đầu tư Việt Nam nên quan tâm đến thay đổi tính khoản cổ phiếu thị trường chứng khoán, bên cạnh nhân tố khác tỷ lệ giá sổ sách giá thị trường quy mô công ty Nếu tỷ suất sinh lời cơng ty có 50 tăng nhà đầu tư nên mua vào cổ phiếu có BV/P cao bán cổ phiếu có BV/P thấp Ngồi nghiên cứu sở lý thuyết vững để nhà đầu tư đánh giá tình hình thị trường chứng khốn năm qua dự đoán xu hướng thị trường năm tới TÀI LIÊU THAM KHẢO A W Lo and J Wang 2002 "Trading volume: definitions, data analysis, and implications of portfolio theory." The Review of Financial Studies 257-300 Acharya V.V., Pedersen, L.H 2005 "Asset pricing with liquidity risk." Journal of Financial Economics 77 Amihud 2002 "Illiquidity and stock returns: cross-section and time-series." Journal of Financial Markets Amihud, Y and H Mendelson 1986 "Asset Pricing and The Bid-Ask Spread." Journal of Financial Economics 17 223-249 Amihud, Y., H Mendelson and L H Pedersen 2005 "Liquydity and Asset Prices." Foundations and Trends in Finance 269-364 B M Tabak and S.M Guerra 2002 "Stock returns and volatility." Journal of Economic Literature Bekaert G., Harvey, C., Lundblad, C 2007 "Liquidity and expected returns: lessons from emerging markets." Review of Financial Studies Billou, Nima 2004 "Tests of the CAPM and Fama and French Three-factor Model." Canada: Simon Fraser University Chan, H W and R W Faff 2005 "Asset Pricing and The Illiquydity Premium." The Financial Review 40 429- 458 Datar, V T., N Y Naik and R Radcliffe 1998 "Liquidity and stock returns: An alternative test." Journal of Financial Markets 203-219 51 E Kazumori et al 2019 "Asset pricing with liquidity risk: A replication and out-ofsample tests with the recent US and the Japanese market data." Critical Finance Eleswarapu V.R., Reinganum, M 1993 "The seasonal behavior of liquidity premium in asset pricing." Journal of Financial Economics 34 Fama, E F and J D MacBeth 1973 "Risk, Return and Equylibrium: Empirical Tests." Journal of Political Economy 81 607-636 Fama, E F and K R French 1992 "The Cross-Section of Expected Stock Returns." Journal of Finance 47 427-465 H Lin, J Wang and C Wu 2011 "Liquidity risk and expected corporate bond returns." Journal of Financial Economics H.K., Lam Keith S.K &Tam Lewis 2011 "Liquidity and asset pricing: Evidence from the Hong Kong stock market." Journal of Banking & Finance 35 J Chen and M Sherif 2016 "Illiquidity Premium and Expected Stock Returns in the UK: A new Approach." Physica A: Statistical Mechanics and its Applications J.A Batten and X.V Vo 2014 "Liquidity and return relationships in an emerging market." Emerging Markets Finance and Trade 5-21 J.Y Campbell, S.J Grossman and J Wang 1992 "Trading volume and serial correlation in stock returns." National Bureau of Economic 41-93 Keynes, John Maynard 1930 "Treatise on money." In Treatise on money: Pure theory of money, by John Maynard Keynes, Vol.I Harcourt, Brace and Co L Chen, S Li and J Wang 2011 "Liquidity, skewness and stock returns: evidence from Chinese stock market." Asia-Pacific Financial Markets 5352 M Salehi, G Talebnia and B Ghorbani "A study of the relationship between PHỤ2011 LỤC liquidity and stock returns of companies listed in Tehran Stock Exchange." World A DANH SÁCH CÁC DOANH NGHIỆP CÓ TRONG MẢU NGHIÊN CỨU Applied Sciences Journal Oanh, Võ Hoàng 2013 "Mối quan hệ tính khoản tỷ suất sinh lợi chứng khoán: Bằng chứng thực nghiệm từ thị trường Việt Nam." Tạp chí khoa học Trường Đại học Thủ Dầu Một Pastor L., Stambaugh, R.F 2003 "Liquidity risk and expected stock returns." Journa of Political Economyl 111 Phong, Nguyễn Thanh 2012 “Tác động khoản đến suất sinh lời cổ phiếu niêm yết thị trường chứng khoán VN.” Tạp chí phát triển kinh tế, Số 264 33-39 S G Jun, A Marathe and H.A Shawky 2003 "Liquidity and stock returns in emerging equity markets." Emerging Markets Review T Chordia, A Sarkar and A Subrahmanyam 2005 "An empirical analysis of stock and bond market liquidity." The Review of Financial Vinh, Võ Xuân 2017 "Thanh khoản, biến động lợi nhuận tỷ suất sinh lời cổ phiếu - Nghiên cứu thị trường chứng khoán Việt Nam." Tạp Chí Khoa Học Trường Đại Học Mở TP.HCM Võ Hồng Đức and Mai Duy Tân 2014 "Sự phù hợp mơ hình Fama-French-5 nhân tố cho thị trường chứng khốn Việt Nam." Tạp chí Kinh tế Ngân hàng châu Á Y Wang and A Di Iorio 2007 "The cross section of expected stock returns in the Chinese A-share market." Global Finance Journal MÃ CK STT TÊN DOANH NGHIỆP SÀN VỐN THỊ TRƯỜNG (tỷ đồng) BVH Tập đoàn Bảo Việt _ HOSE 48,993 VIC Tập đoàn Vingroup - CTCP (CTCP) _ HOSE 371,053 DGC DH CTCP Tập đồn Hóa chất Đức Giang HOSE 7,676 CTCP Dược Hậu Giang HOSE 13,676 G C 10 11 12 13 14 15 DM CTCP Xuất nhập Y Tế Domesco _ HOSE 2,032 NLG CTCP Đầu tư Nam Long HOSE 8,501 VHC CTCP Vĩnh Hoàn _ HOSE 7,693 HPG MB CTCP tập đồn Hịa Phát _ HOSE 140,318 B VN MDP M VCS MS N ACB Ngân hàng thương mại cổ phần Quân đội (MBBank) HOSE 70,389 CTCP Sữa Việt Nam (Vinamilk) HOSE 231,567 Tổng Cơng ty Phân bón Hóa chất Dầu khí HOSE 7,456 CTCP Vicostone HNX 13,920 CTCP Tập đoàn Masan (Masan Group) HOSE 104,387 Ngân hàng TMCP Á Châu (ACB) _ HNX 54,039 HT1 CTCP Xi măng Hà Tiên _ HOSE 7,174 16 IMP CTCP Dược phẩm Imexpharm _ HOSE 3,713 17 KBC KD Tổng Công ty Phát triển Đô thị Kinh Bắc _ HOSE 12,844 CTCP Đầu tư Kinh doanh Nhà Khang Điền HOSE 17,013 CTCP Đầu tư Thế Giới Di Động HOSE 55,246 18 19 HMW 20 NTP CTCP Nhựa Thiếu niên Tiền Phong _ HNX 4,382 21 LIX CTCP Bột Giặt Lix HOSE 1,750 22 PTB CTCP Phú Tài HOSE 2,965 23 VSC CTCP Container Việt Nam HOSE 24 25 DBC CTCP Tập đoàn Dabaco Việt Nam HOSE 3,109 6,013 VCB Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam _ HOSE 368,292 26 TLG CTCP Tập đoàn Thiên Long _ HOSE 3,166 27 28 FPT CTCP FPT (FPT Corp) _ HOSE 49,156 REE DX CTCP Cơ Điện Lạnh (REE Corp) _ HOSE 15,565 CTCP tập đoàn Đất Xanh _ HOSE 8,841 PAN CTCP Tập đoàn Pan _ HOSE 7,399 PPC CTCP Nhiệt điện Phả Lại _ HOSE 8,009 29 30 31 G G 32 33 Tổng Công ty Khí Việt Nam _ HOSE CTCP Gemadept 54 HOSE 172,256 CTCP Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh _ HOSE 9,666 CTCP Tập đồn Hà Đơ _ HOSE 6,842 CTCP Xây dựng Coteccons (Coteccons) _ HOSE 6,063 PNJ CTCP Vàng Bạc Đá quý Phú Nhuận (PNJ) _ HOSE 18,316 38 PVI CTCP PVI _ 39 40 34 35 36 37 GAS GM DHC MHD G CTD 10,036 HNX 7,800 PVT Tổng Công ty cổ phần Vận tải Dầu khí _ HOSE 4,067 SSI CTCP Chứng khoán SSI HOSE 20,349 Linear regression Number of Obs F(4, 59 54} = 1.58 Frob > F 0.1917 R-squared 0.1328 Root HSE 04667 B KẾT QUẢ HỒI QUY CỦA DANH MỤC THEO QUY MÔ - THANH Coef KHOẢN RSLlRf MP • Danh mục S/L1 0144943 -.0174031 SMB HM L LIQ cons Robust t p>∣t∣ Beta -1.20 0.235 -.092783 Std Err .2300125 MP SMB 2□62057 reg RSLlSf EML LIQ,1.12 robust 0.27□ beta 1791861 -.1739096 1695858 -1.03 0.310 -.1537257 251753 - 0044302 1965414 1.28 —□- 0.206 0.499 21□1527 006505 68 reg RSL2Rf l.RSL2Rf MP SMB Source Model Residual Tortal SS EML LIQ 05373222 136276052 190008272 df MS 010746444 52 002620693 57 oib b Nu 55 er of Obs F(5, Fro 52) :> F MSE 58 4.10 0.0033 R-Sqjared Adj Roo 003333478 = = 0.2828 R-squared = 0.2138 05119 t = RΞL2Rf RΞL2Rf LI MP ΞM B HM L LIQ _cons Coef -.1609483 Ξtd Err .1187867 t p>∣t∣ -1.35 0.181 -.3993112 0774145 -.0451884 0600541 0074328 0262235 0.28 0.778 6826736 1911958 3.57 0.001 [95% Conf Interval] 2990111 1.066336 -.0954249 -.2504437 1723128 1712208 -0.55 -1.46 0.582 0.150 -.4411958 -.5940233 250346 093136 -.0059069 0068413 -0.86 0.392 -.019635 0078211 reg RSL3Rf MP SMB EML LIQ,beta Source Model Residual Total RΞL3Rf MP SMB HML LIQ _cons SS df 088269219 152997333 • Danh mục S/L3 54 241266552 Coef -.0161081 58 Std Err .027142 MS 022067305 002833284 004159768 t Number of Obs F(4, 54) Frob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P:> 11 I = 59 = = 7.79 0.0000 = 0.3659 = = 0.3189 05323 Eeta -0.59 0.555 188689 1973537 0.96 0.343 -.56937 1770721 -3.22 0.002 -.3773423 -.799385 -.0055535 1778105 0070161 -4.50 -0.79 0.000 0.432 -.5003045 Danh mục S/L2 -.0643879 1102091 reg IiMLlRf MP SMB EML LIQ,beta Source S3 Model 042458459 Residual 155764423 Total RMLlRf MF EM B HM L LIQ _cons Coef Ξtd Err _cons 002884526 003417636 t F(4, 54) = 59 = = Frob > F R-sqaared Adj R-squared Root M3E 3.68 0.0101 = 0.2142 = = 0.1560 05371 p> 11 I Eeta -0.65 0.519 -.0784868 -.0190905 1991303 -0.10 0.924 -.0123016 -.5511876 1786662 -3.09 0.003 -.4030065 2327823 -.□028888 1794112 0070792 1.30 -0.41 0.200 0.685 df 54 • Danh mục M/L2 168002945 Coef 0129118 1607311 beta 35 01203738 EMB HM L LIQ 010614615 Humber of ob≡ 56 0273863 155965565 MP M3 -.0177978 Model RML Rf 54 58 Residual Total 198222882 reg RML2Rf MP SMB EML LIQr Source df 58 Std Err Humber of Obs = 59 003009345 F(4, 54) Prob > F = = 1.04 0.3942 002888251 R-sqaared = 0.0716 Adj R-squared = 0.0029 002896602 Root M3E t p>∣t∣ = 05374 Beta 0.47 0.639 -.0928323 1992588 -0.47 0.643 -.0649771 -.026676 1787815 -0.15 0.882 -.0211861 179527 0070838 -1.93 -1.56 0.059 0.126 -.2601815 -.3469029 -.0110194 027404 MS Danh mục M/L1 0618494 reg RML3Rf MP SMB EML LIQ Source SS Model 099797113 Residual 1315211 Total RML3Rf MP SMB HM L LIQ _cons Model Residual Total RSLlRf df Coef .□12782S MS 024949278 54 002435576 231318214 58 Std Err .003988245 t 025165 0.51 Nuniher of obs 57 F(4, 54) = Frob > F R-Sqaared Adj R-squared Root MSE 59 = = 10.24 0.0000 = 0.4314 = = 0.3893 04935 p>∣t∣ Eeta □ 614 052183 -.0983945 1829789 -0.54 0.593 -.0586929 -.455434 1641746 -2.77 0.008 -.3082549 1648592 006505 -6.15 -0.65 0.000 □ 518 -.6485507 -1.014663 -.0042282 reg RBLlRf MP SMB EML LIQr Source beta beta SS df 069067272 133557239 • Danh mục B/L1 202624511 Coef Ξtd Err MS 017266818 54 002473282 58 003493526 t Nuiuher of Ohs = 59 F(4, 54) Frob > F = = 6.98 0.0001 R-sqaared = 0.3409 = = 0.2920 04973 Adj R-squared Root MSE p>∣t∣ Beta MP -.0059587 0253591 -0.23 □ 815 -.0259902 SMB HM L LIQ _cons -.8037474 1843898 -4.36 0.000 -.5122633 -.6923621 1654406 -4.18 0.000 -.0604751 -.0085982 1661304 0065552 -0.36 -1.31 0.717 □ 195 Danh mục M/L3 -.500699 -.0413007 reg RBL2Rf MP SMB EML beta LIQr Source SS Model 014665073 Residual 115798473 Total RBL2Rf df 54 130463546 Coef 58 Std Err Nuniber of ob≡ 58 MS = F(4, 54) 003666268 Frob > F 002144416 R-Squared 002249371 Adj R-squared Root MSE t p>∣t∣ 59 = = 1.71 0.1613 = 0.1124 = = 0.0467 04631 Eeta MP SMB -.0012358 -.3388333 023613 1716938 -0.05 -1.97 0.958 0.054 -.0067178 -.2691294 HM L LIQ -.3391194 1540493 -2.20 0.032 -.3056311 -.1651001 -.0052022 1546917 0061038 -1.07 -0.85 0.291 0.398 -.1405173 _cons reg RBL3Rf l.RBL3Rf MP SMB Source Model Residual Total SS EML LIQ df MS 111389777 022277955 179251523 52 003447145 • Danh mục B/L3 2906413 57 nib b Nu er of Obs F(5, Fro 52) :> F MSE 58 6.46 0.0001 R-squared Adj Roo 00509897 = = 0.3833 R-squared = 0.3240 05871 t = RBL3Rf RBL3Rf LI Coef 2593779 Std Err t p>∣t∣ [95% Conf .1132882 2.29 0.026 0320486 Interval] 4867072 MP SMB -.0325758 -.8569811 0303763 21955 -1.07 -3.90 0.288 0.000 -.0935303 -1.297541 0283786 -.4164217 HML -.6483524 1958483 -3.31 0.002 -1.041351 -.255354 -.7719168 -.0028326 200157 0078042 -3.86 -0.36 0.000 0.718 -1.173561 -.0184929 -.3702723 0128277 LIQ _cons Danh mục B/L2 reg RBLLlRi MP SMB EML LIQ,beta Source Model Residual SS df 07202095 • Danh mục BL/L1 100781485 54 Total 172802435 58 RBLLlRf Coef Ξtd Err MP SMB HM L LIQ -tons Number 59 of Obs MS = F(4, 54} 59 = = 9.65 0.0000 018005238 Frob > F 001866324 R-squared = 0.4168 = 002979352 Adj R-squared Root MSE 0.3736 0432 t p>∣t∣ = Eeta -.0017083 0220287 -0.08 0.938 -.0080687 -.362479 1601746 -2.26 0.028 -.2501656 -.8283057 1437139 -5.76 0.000 -.6486422 1351437 -.0052001 1443131 0056943 0.94 -0.91 0.353 0.365 Linear regression Number 099942 of F(4, Frob Coef Obs 54) > F = 59 2.38 0.0630 R-squared 0.1446 Root MSE 0536 Robust Std Err REiLLSRf MP SMB HM L LIQ _cons • Danh mục BL/L2 -.0280033 0159974 t -1.75 p>∣t∣ 0.086 1128202 0.43LIQr robust 0.672 reg RBLL2Rf.2653323 MP SMB EML beta -.4374067 184467 -2.37 0.021 -.0225705 -.012792 1933666 0□75502 -0.12 -1.69 0.908 0.096 Eeta -.1291016 0760015 -.3343419 -.0162924 C KẾT QUẢ HỒI QUY CỦA DANH MỤC THEO TY LỆ BV/P - THANH KHOẢN reg RBLL3Rf Source Model Residual Total MP SMB EML LIQ,beta SS df 354477134 18517252 54 539649654 58 RE>LL3Rf Coef Btd Err MP ΞM B HM 0069331 L LIQ _cons reg RBMLlRf Source Model Residual Total RBMLlRf MB 088619283 003429121 009304304 Nuniber of Obs 60 F(4, 54) = Frob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 59 = = 25.84 0.0000 = 0.6569 = = 0.6314 05856 t p>∣t∣ Beta 0298599 0.23 0.817 0185301 -.3382247 2171158 -1.56 0.125 -.1320897 -1.415446 1948□34 -7.27 0.000 -.6272302 -1.642881 -.0066961 1956157 0077186 -8.40 -0.87 0.000 0.389 -.687507 MP SMB EML LIQ,beta SB df 009661096 130784418 54 • Danh mục BM/L1 140445514 Coef Ξtd Err 58 MB 002415274 002421934 002421474 Number Cf Obs = 59 F(4, 54) Frob > F = = 1.00 0.4171 R-squared = 0.0688 Adj R-squared Root MSE = = -0.0002 04921 t p>∣t∣ Eeta -.136282 MP -.0260127 0250944 -1.04 0.305 SMB HM L LIQ cons -.1742491 1824657 -0.95 0.344 -.133394 -.264543 1637142 -1.62 0.112 -.2297904 0082181 -.0054212 1643968 0064868 0.05 -0.84 0.960 0.407 0067413 Danh mục BL/L3 reg RBML2Rf Source Model Residual Total RBML2 Rf MP MP SMB EML LIQ,beta SS df 022970422 195397667 54 218368089 58 Coef Btd Err .0492615 MB Humber □f Obs 61 F(4, 54) 005742605 Frob > F 003618475 R-squared 003764967 Adj R-squared Root MSE = 59 = = 1.59 0.1910 = 0.1052 = = 0.0389 06015 t p>∣t∣ Beta 0306732 1.61 0.114 2069762 ΞMB -.0067093 2230298 -0.03 0.976 -.0041191 HML -.2492984 2001096 -1.25 0.218 -.1736658 -.3135055 -.0076273 200944 0079289 -1.56 -0.96 0.125 0.340 -.2062422 LIQ cons reg RBML3Rf Source Model Residual Total RBML3Rf MP SMB EML LIQ,beta SS df 075013315 118926655 54 • Danh mục BM/L3 19393997 Coef 58 Std Err MS Humber of obs 018753329 F(4, 54) Frob > F 002202345 R-squared 003343793 Adj R-Sguared Root MSE t p> 11 I = 59 = = 8.52 0.0000 = 0.3868 = = 0.3414 04693 Eeta MP -.025283 0239298 -1.06 0.295 -.1127203 SMB HM L LIQ cons 0250434 1739974 0.14 0.886 0163147 -.4940885 1561162 -3.16 0.003 -.365225 -.8102352 -.0002921 1567671 0061857 -5.17 -0.05 0.000 0.963 -.5655935 Danh mục BM/L2 reg RBELlRf MP SMB EML LIQ,beta Source Model Residual SS df 08412836 257998287 Total 342126648 RBHLlRf Coef 54 58 Ξtd Err MS 02103209 004777746 005898735 t Number of Obs 62 F(4, 54) = 59 = = 4.40 0.0037 R-Squared = 0.2459 Adj R-squared = 0.1900 Frob > F Root MSE = 06912 p> 11 I Beta MP -.0135243 0352458 -0.38 0.703 -.0453971 ΞMB HML -.8147346 3298376 2562782 2299411 -3.18 1.43 0.002 0.157 -.3996155 1835677 LIQ -.0584237 -.0096884 2309 0091109 -0.25 -1.06 0.801 0.292 -.030706 _cons reg RBEL2Rf MP SMB EML LIQ,beta Source Model Residual Total RBHL2Rf MF SMB HM L LIQ _cons SS df MS 015280582 003820145 096675331 54 001790284 111955913 • Danh mục BH/L2 Coef Std Err -.0054743 2599973 0215753 1568777 1169959 1407557 -.2907316 -.0060657 58 1413427 0055771 Danh mục BH/L1 001930274 t Nuniber of obs F(4, 54) Frob > F R-squared Adj R-Sguared Root MSE p> 11 I = 59 = = 2.13 0.0891 = 0.1365 = = 0.0725 04231 Beta -0.25 1.66 0.801 0.103 0.83 0.410 1138247 0.045 0.282 -.2671134 -2.06 -1.09 -.0321225 2229282 reg RBEL3Rf Source Model Residual Tortal RBHL3Rf MP ΞM B HM L LIQ cons MP SMB EML LIQ,beta SS df 014240069 130521856 54 144769926 Coef 58 Std Err HS Number Cf Obs 63 F(4, 54) = 59 003562017 Frob > F = = 002417071 R-squared = 0.0984 Adj R-squared = 0.0316 Root MSE = 04916 002496033 t p> 111 1.47 0.2230 Seta -.0012554 0250692 -0.05 0.960 -.0064779 -.1714234 1822825 -0.94 0.351 -.129256 -.1118273 1635498 -0.68 0.497 -.095675 -.3837419 -.0070547 1642317 0064803 -2.34 -1.09 0.023 0.281 -.3100467 Danh mục BH/L3