GIỚI THIỆU
Lý do chọn đề tài
Thị trường vốn đóng vai trò quan trọng trong việc định giá hiệu quả các khoản đầu tư thực Khi công ty thực hiện giao dịch tài sản, cần phải vốn hóa hợp lý để đảm bảo tính hiệu quả của nền kinh tế Tuy nhiên, có nhiều bằng chứng cho thấy sự thiên lệch trong việc vốn hóa các khoản đầu tư bổ sung và giảm đầu tư tài sản của công ty Các nghiên cứu chỉ ra rằng, những hoạt động mở rộng tài sản như mua lại, phát hành cổ phần, phát hành trái phiếu hay vay nợ ngân hàng thường dẫn đến giai đoạn tỷ suất sinh lợi thấp bất thường Ngược lại, các hoạt động thu hẹp quy mô tài sản như mua lại cổ phần, trả nợ trước hạn hay trả cổ tức thường theo sau bởi giai đoạn có tỷ suất sinh lợi cao bất thường.
Các nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng đầu tư và tăng trưởng tài sản có ảnh hưởng đáng kể đến thị trường chứng khoán quốc tế Một số nghiên cứu cho thấy các công ty có mức đầu tư và tăng trưởng cao hơn thường tạo ra tỷ suất sinh lợi điều chỉnh rủi ro thấp hơn Ngoài ra, nghiên cứu cũng chỉ ra mối tương quan âm giữa tăng trưởng tài sản và tỷ suất sinh lợi, với sự mạnh mẽ hơn ở các thị trường phát triển so với các thị trường mới nổi Để giải thích cho hiện tượng này, có hai lý do chính: lý do nhận thức và lý do hành vi Nhiều mô hình lý thuyết, bao gồm lý thuyết quyền chọn thực, lý thuyết đầu tư và lý thuyết tài chính hành vi, đã được phát triển cùng với các nghiên cứu thực nghiệm mở rộng.
Gần đây, một số nghiên cứu đã chỉ ra hiệu ứng đầu tư của thị trường chứng khoán Trung Quốc, một thị trường có nhiều đặc điểm tương đồng với thị trường chứng khoán Việt Nam Titman và cộng sự (2010) cùng Watanabe và cộng sự (2010) đã khảo sát thị trường chứng khoán Trung Quốc như một mẫu cho các thị trường mới nổi và phát hiện rằng hiệu ứng đầu tư tồn tại trên toàn cầu Cụ thể, Titman và cộng sự (2010) đã phân tích dữ liệu từ 1994-2005 và nhận thấy đầu tư có mối tương quan âm với tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu Watanabe và cộng sự (2013) cũng ghi nhận hiệu ứng đầu tư đáng kể ở các mức độ chứng khoán riêng lẻ tại Trung Quốc từ 1996-2006 Yao và cộng sự (2011) đã tìm thấy mối tương quan âm rõ ràng giữa tăng trưởng tài sản và tỷ suất sinh lợi của chứng khoán trong giai đoạn 1994-2007 Wang và cộng sự (2015) khẳng định rằng hiệu ứng đầu tư mạnh mẽ trong thị trường chứng khoán Trung Quốc chủ yếu do yếu tố hành vi Với cấu trúc sở hữu, thị trường và nhà đầu tư độc đáo, thị trường chứng khoán Việt Nam không thể áp dụng các kết quả thực nghiệm và lý giải lý thuyết từ thị trường quốc tế.
Nghiên cứu này nhằm xác định sự tồn tại của hiệu ứng đầu tư trên thị trường chứng khoán Việt Nam và khám phá nguyên nhân gây ra hiệu ứng này, liệu có phải do yếu tố rủi ro hay là do hành vi của nhà đầu tư.
Mục tiêu nghiên cứu
Nghiên cứu này tập trung vào việc phân tích mối liên hệ giữa tăng trưởng tài sản và tỷ suất sinh lợi chéo, nhằm xác định sự hiện diện của hiệu ứng đầu tư trên thị trường chứng khoán Việt Nam Bên cạnh đó, bài viết cũng tìm hiểu các yếu tố góp phần vào sự tồn tại của hiệu ứng này.
Phương pháp nghi n cứu
Nguồn dữ liệu và chọn mẫu: Mẫu gồm các công ty phi tài chính niêm yết trên
Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ h Minh (HOSE) trong giai đoạn từ 2006-
Năm 2015, nghiên cứu đã được thực hiện để xác định mối quan hệ giữa tăng trưởng tài sản và tỷ suất sinh lợi chéo trên thị trường chứng khoán Việt Nam Dữ liệu cho nghiên cứu này được thu thập từ các website chuyên về dữ liệu chứng khoán và báo cáo tài chính của các công ty.
Phương pháp nghiên cứu được áp dụng trong bài viết này bao gồm việc phân tích danh mục hàng năm dựa trên các đặc điểm của chứng khoán, tỷ suất sinh lợi ban đầu và tỷ suất sinh lợi đã được điều chỉnh theo rủi ro Mỗi danh mục sẽ được kiểm tra bằng chứng của sự bất thường Đồng thời, phân tích hồi quy chéo các chứng khoán riêng lẻ sẽ được thực hiện, áp dụng hồi quy chéo của Fama và MacBeth (1973) để kiểm tra mối quan hệ giữa các đặc trưng công ty và tỷ suất sinh lợi.
Nội dung nghiên cứu
Nội dung nghiên cứu được chia thành các phần chính: Phần 1 giới thiệu tổng quan về nghiên cứu; Phần 2 trình bày cơ sở lý luận và tổng quan tài liệu liên quan; Phần 3 mô tả phương pháp nghiên cứu, dữ liệu và xây dựng biến; Phần 4 nêu rõ kết quả nghiên cứu; và Phần 5 đưa ra kết luận cùng thảo luận về ý nghĩa đối với thị trường chứng khoán Việt Nam.
Đóng góp của đề tài
Nghiên cứu của tác giả đóng góp vào việc làm rõ các lý giải khác nhau về hiệu ứng đầu tư của thị trường chứng khoán Phát hiện này cung cấp một góc nhìn hữu ích để hiểu rõ hơn về mối quan hệ giữa hoạt động đầu tư công và tỷ suất sinh lợi của chứng khoán.
Hướng phát triển của đề tài
Các nghiên cứu tương lai nên tập trung vào việc khắc phục những hạn chế hiện tại và mở rộng phân tích các yếu tố khác để hiểu rõ hơn về nhận thức trong bối cảnh mẫu kéo dài Điều này sẽ giúp đưa ra các khuyến nghị chính xác và hữu ích cho nhà đầu tư cũng như các nhà quản lý doanh nghiệp tại thị trường Việt Nam.
SỞ LÝ LUẬN, TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Tổng quan các nghiên cứu trước đâ
Mô hình định giá tài sản vốn (PM) là một trụ cột của lý thuyết tài chính hiện đại, được hỗ trợ bởi các nghiên cứu thực nghiệm như của Fama và MacBeth (1973) Tuy nhiên, các nghiên cứu sau này chỉ ra rằng PM khó giải thích một số mẫu hình bất thường trong tỷ suất sinh lợi chéo của tài sản, bao gồm ảnh hưởng của quy mô, giá sổ sách trên giá thị trường, ảnh hưởng nghịch và ảnh hưởng momen (Fama và French, 1992; DeBondt và Thaler, 1985; Jegadeesh và Titman, 1993) Các học giả và nhà đầu tư rất quan tâm đến nguyên nhân của những bất thường này, liệu chúng có xuất phát từ rủi ro hay định giá sai, và cách mà nhà đầu tư có thể xây dựng danh mục để đạt được tỷ suất sinh lợi vượt trội Nghiên cứu hiện tại cũng ghi nhận ảnh hưởng của đầu tư và tăng trưởng tài sản lên thị trường chứng khoán quốc tế, như được chỉ ra bởi Cooper và cộng sự (2008), Liu và cộng sự (2009), cùng với Cooper và Priestley.
Nghiên cứu năm 2011 cho thấy rằng các công ty có mức đầu tư cao hơn thường đạt được tăng trưởng mạnh mẽ hơn, nhưng lại có xu hướng tạo ra tỷ suất sinh lợi điều chỉnh rủi ro thấp hơn trên thị trường chứng khoán.
Nghiên cứu của Gra và Johnson (2011) cho thấy một mô hình tương tự trong thị trường chứng khoán Úc, trong khi Titman và cộng sự (2010), Watanabe và cộng sự (2013) đã xác định ảnh hưởng của đầu tư lớn đến thị trường chứng khoán quốc tế Họ phát hiện mối tương quan âm giữa tăng trưởng tài sản và tỷ suất sinh lợi mạnh hơn ở các thị trường phát triển so với thị trường mới nổi Yao và cộng sự đã sử dụng dữ liệu từ P P v ataStream để chỉ ra rằng trong giai đoạn 1981 đến 2007, có sự tương quan âm giữa tăng trưởng tài sản và tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ở 9 nước châu Á, với chênh lệch tỷ suất sinh lợi hàng năm giữa danh mục tăng trưởng tài sản cao và thấp là -12.48%, thấp hơn so với -23.46% ở thị trường chứng khoán Mỹ Hiệu ứng tăng trưởng tài sản yếu ở châu Á gây ra sự thú vị và khó hiểu cho những ai tin rằng khả năng dự đoán tỷ suất sinh lợi chủ yếu được thúc đẩy bởi sự tinh vi của nhà đầu tư và tính hiệu quả của thị trường.
Nhiều nghiên cứu dựa trên dữ liệu của các công ty Mỹ cho thấy hiệu quả tài chính vi mô có sự trái ngược rõ rệt: các công ty tăng trưởng nhanh thông qua việc tăng mức tài trợ và đầu tư vốn thường có kết quả hoạt động kém và tỷ suất sinh lợi thấp trong giai đoạn sau, trong khi các công ty thu hẹp thông qua mua lại cổ phần và trả nợ lại có kết quả hoạt động tốt hơn và tỷ suất sinh lợi cao Gần đây, Cooper và cộng sự (2008) đã chỉ ra rằng tại Mỹ, chứng khoán của các công ty có tăng trưởng tài sản cao thường có thành quả kém hơn so với các công ty có tăng trưởng tài sản thấp, nguyên nhân chủ yếu là do đầu tư quá mức của các nhà quản lý và sự lệch lạc trong việc định giá chứng khoán dựa trên tăng trưởng trong quá khứ.
Fama và French (1992, 1993) đã nghiên cứu ảnh hưởng của quy mô và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BM) đối với tỷ suất sinh lợi chéo của chứng khoán Họ xác định rằng các yếu tố dựa trên giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu (MVE) và BM có thể giải thích tỷ suất sinh lợi theo thời gian Quy mô và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường được sử dụng trong mô hình nhân tố Fama-French để tính toán tỷ suất sinh lợi tiêu chuẩn trong các nghiên cứu về thành quả của chứng khoán trong dài hạn.
Mô hình của Berk, Green v Naik (1999) cho thấy mối liên hệ giữa rủi ro và tỷ suất sinh lợi, liên quan đến các đặc trưng như đầu tư vốn, quy mô công ty và giá trị sổ sách so với giá trị thị trường Trong mô hình này, giá trị công ty được xác định bởi giá trị tài sản đầu tư và các quyền chọn tăng trưởng Các công ty luôn tìm kiếm cơ hội đầu tư mới, đồng thời loại bỏ các tài sản không còn giá trị Những cơ hội đầu tư có rủi ro hệ thống thấp thu hút công ty, dẫn đến tăng trưởng giá trị thị trường, với điều kiện các yếu tố khác không thay đổi Tuy nhiên, việc thực hiện các đầu tư này có thể làm giảm rủi ro hệ thống trung bình của dòng tiền, dẫn đến tỷ suất sinh lợi trung bình thấp hơn trong giai đoạn tiếp theo.
Giá trị sổ sách so với giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu cho thấy mức độ rủi ro của công ty liên quan đến quy mô tài sản Sự thay đổi trong danh mục tài sản trong chu kỳ kinh doanh ảnh hưởng đến giá trị thị trường, vì nó làm thay đổi tầm quan trọng của các quyền chọn tăng trưởng so với tài sản hiện có Các công ty có giá trị thị trường cao thường sở hữu nhiều tài sản đầu tư và có dòng tiền ngắn hạn tốt hơn Trong ngắn hạn, việc phát triển các hệ quả từ việc thực hiện quyền chọn đầu tư thực có thể ảnh hưởng đến rủi ro và tỷ suất sinh lợi của công ty, liên quan đến các đặc điểm như MVE và BM.
Nghiên cứu của Quan Wen (2013) kiểm tra khả năng mở rộng hiệu ứng tăng trưởng tài sản ở mức độ công ty sang thị trường chứng khoán Sử dụng khái niệm tăng trưởng tài sản từ nghiên cứu của Cooper, Gulen và Schill (2008), kết quả cho thấy rằng tăng trưởng tài sản dự đoán một mối tương quan âm mạnh với thay đổi trong tỷ suất sinh lợi chéo trong tương lai Quan Wen xây dựng phương pháp đo lường mở rộng và kiểm tra tác động của nó đối với tỷ suất sinh lợi theo chuỗi thời gian Nghiên cứu chỉ ra rằng tăng trưởng tài sản không chỉ phản ánh tâm lý nhà đầu tư mà còn cho thấy các công ty có tăng trưởng cao về vốn chủ sở hữu và nợ thường tạo ra tỷ suất sinh lợi chứng khoán thấp trong tương lai Ngược lại, các công ty thu hẹp thông qua mua lại cổ phần và trả nợ có xu hướng có tỷ suất sinh lợi cao hơn Cooper, Gulen và Schill (2008) đã phát hiện rằng tăng trưởng tổng tài sản có khả năng dự đoán tốt về tỷ suất sinh lợi bất thường trong tương lai, đặc biệt khi phân tích các thành phần của nó trong bảng cân đối kế toán.
Nghiên cứu gần đây cho thấy rằng sự bất thường trong tăng trưởng tài sản có thể áp dụng cho các chứng khoán thuộc mọi quy mô và vẫn giữ vững trong thị trường vốn quốc tế Các tác giả như Lipson, Mortal, và Schill (2011) cùng với Watanabe, Xu, Yao và Yu (2013); Titman, Wei và Xie (2012) đã xác nhận điều này.
Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy một số ảnh hưởng ở mức độ công ty có thể mở rộng ra mức độ toàn thị trường, trong khi một số khác trở nên yếu hơn Cụ thể, Kothari và Shanken (1997) cùng với Pontiff và Schall (1998) đã chỉ ra rằng tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường dự đoán tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán, tương ứng với bằng chứng ở mức độ công ty Hơn nữa, Baker và Wurgler (2000) cho thấy rằng tỷ suất sinh lợi của chứng khoán giảm sút sau khi mở rộng vốn chủ sở hữu khi xét ở mức độ toàn thị trường.
Hiệu ứng tăng trưởng tài sản có thể được lý giải qua hành vi của nhà đầu tư, cho rằng họ thường xuyên diễn giải quá mức, dẫn đến việc các công ty có tăng trưởng cao thường được định giá cao hơn Điều này đặt ra câu hỏi liệu các lệch lạc hành vi của nhà đầu tư có ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi tổng hợp hay không, và liệu sự tăng trưởng tài sản cao có gây ra định giá quá mức trên toàn thị trường chứng khoán Nghiên cứu của Kothari, Lewellen và Warner (2006) đã kiểm tra hiệu ứng sau thông báo thu nhập (PE) để xem liệu nó có thể mở rộng ra mức độ tổng hợp hay không Mặc dù lý thuyết hành vi cho rằng nhà đầu tư phản ứng yếu với thu nhập bất ngờ, nghiên cứu này cho thấy tỷ suất sinh lợi không có mối liên hệ với các thu nhập bất ngờ trong quá khứ, tức là giá cả không phản ứng quá mức hay yếu đối với thông tin về thu nhập.
Năm 2011, sự tăng trưởng tài sản tổng hợp cho thấy khả năng dự đoán mạnh mẽ và tiêu cực đối với tỷ suất sinh lợi của chứng khoán Tác giả đã thực hiện hồi quy dữ liệu theo năm để phân tích mối quan hệ này.
Từ năm 1951 đến 2011, nghiên cứu cho thấy tính ổn định cao với khả năng dự đoán có ý nghĩa thống kê và kinh tế lớn Cụ thể, trong phân tích hồi quy đơn biến, một sự gia tăng trong tăng trưởng tài sản mỗi quý dẫn đến sự sụt giảm 2.3% trong tỷ suất sinh lợi thị trường ở quý tiếp theo.
Trong nghiên cứu hồi quy đa biến, Quan Wen đã kiểm soát các biến dự đoán như tỷ số thu nhập trên giá (EP), tỷ số cổ tức trên giá (DP), tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BM), lãi suất trái phiếu chính phủ (TBL), phần bù kỳ hạn (TMS), phần bù rủi ro vỡ nợ (DFY), phát hành cổ phần (NTIS) và thay đổi vốn chủ sở hữu (SV R) Theo Goyal và Welch (2008), hiệu ứng tăng trưởng tài sản vẫn rất mạnh Bên cạnh đó, Cooper, Gulen và Schill (2008) đã phân tích tăng trưởng tổng tài sản theo các thành phần chính trong bảng cân đối kế toán.
Cách giải thích dựa trên hành vi của Titman, Wei và Xie (2004) cùng với Cooper, Gulen và Schill (2008) cho rằng các nhà đầu tư thường đánh giá công ty dựa vào tăng trưởng trong quá khứ và thường bị bất ngờ khi kết quả sau đó đảo chiều Quan Wen (2008) cũng xác nhận giả thuyết này ở mức độ toàn thị trường, cho thấy rằng kỳ vọng của nhà đầu tư về lợi nhuận tương lai thường quá lạc quan so với thực tế Nghiên cứu chỉ ra rằng tăng trưởng tài sản cao thường đi kèm với tỷ suất sinh lợi thấp hơn và sự thất vọng lớn hơn về khả năng thu nhập của nhà đầu tư Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của DeLong, Shleifer, Summers và Waldmann (1990), cho rằng nhà đầu tư phản ứng theo cảm tính Cảm tính, được định nghĩa bởi Baker và Wurgler (2006, 2007), liên quan đến niềm tin về dòng tiền tương lai và rủi ro đầu tư không được điều chỉnh bởi các sự kiện sau đó Bằng chứng từ Baker và Wurgler (2006) cũng như Stambaugh, Yu và Yuan (2012) cho thấy cảm tính của nhà đầu tư có thể ảnh hưởng đáng kể đến tỷ suất sinh lợi chéo của chứng khoán.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Dữ liệu
Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu từ thị trường chứng khoán Việt Nam và Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE), tập trung vào cổ phiếu thường của các công ty niêm yết trên HOSE từ năm 2006 Tác giả đã loại trừ các công ty tài chính do đặc điểm đòn bẩy cao của chúng, trong khi các công ty phi tài chính với đòn bẩy cao có thể gặp tình trạng kiệt quệ Phân tích thực nghiệm bắt đầu từ cuối năm 2006, khi số lượng công ty niêm yết còn ít và dữ liệu hạn chế, với HOSE chỉ hoạt động ba ngày trong tuần Nghiên cứu kết thúc vào tháng 6 năm 2015 để cung cấp dữ liệu định lượng cập nhật và phù hợp với tình hình kinh tế hiện tại.
Giống như nghiên cứu của Cooper và Priestle (2011) cùng với Anderson và Garcia-Feijoo (2006), để giảm thiểu "thiên lệch kẻ sống sót" và ảnh hưởng của các công ty nhỏ trong giai đoạn đầu phát triển, chỉ những công ty đã được niêm yết ít nhất 3 năm mới được đưa vào mẫu Số lượng công ty trong mẫu qua các năm từ 2006 đến 2013 lần lượt là 77, 95, 125, 161, 227, 259, 269 và 272 công ty.
Số liệu về các công ty trong mẫu được thu thập trong khoảng thời gian nghiên cứu Cụ thể như sau:
Giá chứng khoán: l giá đóng cửa sau mỗi phiên giao dịch chứng khoán vào ngày cuối tháng
Báo cáo tài chính bao gồm các chỉ tiêu quan trọng như tổng tài sản, tài sản ngắn hạn và dài hạn, nợ phải trả, vốn chủ sở hữu, doanh thu, lợi nhuận và số lượng cổ phiếu đang lưu hành.
Chỉ số VNIndex: được thu thập từ dữ liệu của sàn giao dịch chứng khoán HOSE để tính toán R m cho danh mục thị trường
Lãi suất thị trường theo tháng: được dùng như tỷ suất sinh lợi phi rủi ro.
Xây dựng biến
Theo nghiên cứu của Ooper và cộng sự (2008), tăng trưởng tổng tài sản (TAG) được sử dụng như một chỉ số đo lường cho đầu tư công nói chung TAG được xác định bằng cách tính phần trăm thay đổi trong tổng tài sản hàng năm, với công thức tính là TAG_it = (TA_it / TA_it-1) - 1.
Bảng 3.1: Thống kê các biến
Biến Giải thích biến Tính toán biến
NTAG Tăng trưởng tổng tài sản ròng (Tổng tài sản – Nợ phải trả)
Phần trăm tha đổi trong tổng tài sản ròng mỗi năm
NTAG it =(NTA it /NTA it-1 )-1
RG Tăng trưởng doanh thu Phần trăm tha đổi trong doanh thu mỗi năm
RG it =(R it /R it-1 )-1 NPG Tăng trưởng lợi nhuận ròng
Phần trăm tha đổi trong lợi nhuận ròng mỗi năm
NPG it =(NP it /NP it-1 )-1 ROA Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản
Tỷ số giữa lợi nhuận ròng trên tổng tài sản
ROA it =NP it /TA it ROE Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu
Tỷ số giữa lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu
ROE it =NP it /NTA it LEVERAGE Đòn bẩy tài chính Tỷ số giữa nợ trên tổng tài sản
LEVERAGE it =D it /TA it
BM Giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
Tỷ số giữa giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
BM = ASSET / CSV, trong đó ASSET là giá trị sổ sách, được tính bằng tổng tài sản trong năm t CSV là giá trị cổ phiếu lưu hành, được xác định bằng giá đóng cửa của chứng khoán vào cuối năm t nhân với số lượng cổ phiếu lưu hành trong năm t.
R it Tỷ suất sinh lợi chứng khoán i
R f Tỷ suất phi rủi ro R f =Lãi suất thị trường hàng tháng
R m Tỷ suất sinh lợi thị trường R m =ln(VNIndex t /VNIdex t-1 )
SMB Phần bù quy mô Tỷ suất sinh lời của danh mục có quy mô nhỏ trừ tỷ suất sinh lời của danh mục có quy mô lớn
HML (High Minus Low) là chỉ số phản ánh sự chênh lệch tỷ suất sinh lời giữa các danh mục đầu tư có tỷ số giá trị thị trường cao và thấp Tỷ suất sinh lời của danh mục có tỷ số BM cao trừ đi tỷ suất sinh lời của danh mục có tỷ số BM thấp, từ đó giúp nhà đầu tư đánh giá hiệu quả đầu tư dựa trên sự khác biệt về giá trị.
CAG Tăng trưởng tài sản ngắn hạn
Phần trăm tha đổi trong tài sản ngắn hạn mỗi năm
CAG it =(CA it /CA it-1 )-1 LTAG Tăng trưởng tài sản dài hạn
Phần trăm tha đổi trong tài sản dài hạn mỗi năm
LTAG it =(LTA it /LTA it-1 )-1
LG Tăng trưởng nợ phải trả Phần trăm tha đổi trong nợ phải trả mỗi năm
EG Tăng trưởng vốn chủ sở hữu
Phần trăm tha đổi trong vốn chủ sở hữu mỗi năm
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Phương pháp nghi n cứu
Như đ phân t ch ở trên, nghiên cứu này sử dụng hai phương pháp tiếp cận là phân tích danh mục và phân tích hồi quy chéo Fama- MacBeth
Nghiên cứu này phân loại các chứng khoán thành 10 danh mục dựa trên các đặc điểm như tăng trưởng tổng tài sản (TAG), dòng tiền (CF), hệ số nợ (DA), tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BM), quy mô công ty, tăng trưởng tài sản ngắn hạn (CAG), tăng trưởng tài sản dài hạn (LTG), tăng trưởng nợ phải trả (LG) và tăng trưởng vốn chủ sở hữu (EG) Tỷ suất sinh lợi ban đầu và tỷ suất sinh lợi đã điều chỉnh rủi ro của từng danh mục được kiểm tra thông qua việc so sánh sự khác biệt trung bình giữa danh mục phân vị 1 và danh mục phân vị 10, nhằm xác định các bất thường trong hiệu suất đầu tư.
Theo quy định của luật chứng khoán Việt Nam, các công ty niêm yết cần nộp báo cáo tài chính hàng năm cho cơ quan quản lý chứng khoán và thị trường chứng khoán trong vòng 90 ngày sau khi kết thúc năm kế toán Để phân tích mối quan hệ giữa các biến kế toán và tỷ suất sinh lợi, tác giả sử dụng dữ liệu kế toán của năm dương lịch t kết hợp với tỷ suất sinh lợi từ tháng 7 năm t+1 đến tháng 6 năm t+2, với khoảng thời gian 6 tháng được coi là hợp lý Nghiên cứu trước đây, như của Basu (1983), thường cho rằng các biến kế toán sẽ có sẵn sau 3 tháng kể từ khi kết thúc năm tài chính Tuy nhiên, nhiều công ty không tuân thủ quy định nộp báo cáo đúng hạn, dẫn đến việc công bố tài chính thường muộn hơn tháng 4 Giai đoạn mẫu cho tỷ suất sinh lợi được xem xét kéo dài 96 tháng, từ tháng 7 năm 2007 đến tháng 6 năm 2015.
Cuối tháng 6 hàng năm, thị trường chứng khoán được phân chia thành các thập phân vị dựa trên TAG it, và danh mục được hình thành từ tháng 7 năm t+1 đến tháng 6 năm t+2 Danh mục này được tổ chức trong một năm và sẽ được cân đối lại sau đó Để giảm thiểu tác động của các giá trị ngoại lai, tác giả loại bỏ những giá trị nằm quá xa trung bình, tức là tất cả các biến ở đầu hoặc cuối một phân vị của phân phối.
Sau khi phân loại các công ty theo TAG, tác giả đã tính toán tỷ suất sinh lợi trung bình và hệ số alpha hàng tháng cho danh mục phân bổ đều (EW) trong khoảng thời gian từ tháng 7 năm 2007 đến tháng 6 năm 2015 Alpha là thước đo tỷ suất sinh lợi điều chỉnh theo rủi ro, so sánh lợi nhuận thực tế với chỉ số của danh mục chuẩn Tỷ suất sinh lợi vượt trội so với chỉ số này được gọi là alpha, phản ánh hiệu suất bất thường của chứng khoán hoặc danh mục đầu tư Alpha dương cho thấy hiệu suất tốt hơn chỉ số chuẩn, trong khi alpha âm cho thấy hiệu suất kém hơn Hệ số alpha cũng giúp đánh giá khả năng giải thích tỷ suất sinh lợi của các mô hình khác nhau, như CAPM hoặc mô hình ba nhân tố của Fama và French.
Mô hình PM được hồi qu theo phương trình sau:
R i =R f + β i1 (R m - R f )+ ε i Trong đó: Ri: Tỷ suất sinh lời hàng tháng của của danh mục i
R f : Tỷ suất sinh lời (lãi suất) phi rủi ro được tính theo lãi suất thị trường hàng tháng
R m : Tỷ suất sinh lời hàng tháng của thị trường được t nh theo giá đóng cửa ngày cuối tháng của chỉ số VNINDEX
Mô hình hồi quy theo ba nhân tố có dạng như sau:
Trong đó: R i : Tỷ suất sinh lời hàng tháng của của danh mục i
R f : Tỷ suất sinh lời (lãi suất) phi rủi ro được tính theo lãi suất thị trường hàng tháng
R m : Tỷ suất sinh lời hàng tháng của thị trường được t nh theo giá đóng cửa ngày cuối tháng của chỉ số VNINDEX
SMB: Tỷ suất sinh lời của danh mục có quy mô nhỏ trừ tỷ suất sinh lời của danh mục có quy mô lớn
HML là tỷ suất sinh lời giữa danh mục có tỷ số BM cao và danh mục có tỷ số BM thấp, phản ánh hiệu quả đầu tư Đầu tư quá mức và hiệu ứng đầu tư cũng là những yếu tố quan trọng cần xem xét trong chiến lược đầu tư.
Tác giả tiến hành kiểm tra xem hiệu ứng đầu tư có mạnh mẽ hơn đối với các công ty có quyền tự quyết định đầu tư lớn hơn Theo nghiên cứu của Titman và cộng sự (2004), bắt đầu từ tháng 7 của năm t+1, tác giả phân loại tất cả các chứng khoán thành hai nhóm dựa trên dòng tiền năm t, được tính theo quy mô tổng tài sản (CF) và tỷ số nợ trên tài sản (DA) Nếu CF hoặc DA của công ty thấp hơn mức trung vị của CF hoặc DA trong năm, chứng khoán đó sẽ được đưa vào nhóm tương ứng.
CF (DA) thấp sẽ được phân loại vào nhóm F ( ) cao Mỗi nhóm chứng khoán sẽ được chia đều theo các phân vị dựa trên TAG của năm t theo thứ tự tăng dần Tác giả sau đó tính toán tỷ suất sinh lợi ban đầu hàng tháng của danh mục phân bổ đều từ tháng 7 năm t+1 đến tháng 6 năm t+2.
Phân tích tính động của mối quan hệ giữa đầu tƣ và tỷ suất sinh lợi
Tác giả tiến hành kiểm tra phản ứng của các nhà đầu tư đối với đầu tư của công ty trong quá khứ bằng cách phân tích mối quan hệ giữa đầu tư công ty và tỷ suất sinh lợi tại các phân vị TAG trong năm trước và năm sau năm lấy TAG Trong khi các nghiên cứu trước như của Cooper và cộng sự (2008) thực hiện phân tích trong khoảng thời gian 5 năm và Wang cùng cộng sự (2015) trong 6 năm, tác giả chỉ thực hiện phân tích động trong bối cảnh hạn chế dữ liệu của thị trường chứng khoán Việt Nam Cụ thể, vào cuối tháng 6 hàng năm t+1, chứng khoán được phân loại theo TAG của năm t, và tỷ suất sinh lợi trung bình cho mỗi phân vị TAG trong các năm xung quanh năm t được tính toán và phân tích TAG của năm t-1 tương ứng với tỷ suất sinh lợi trung bình của năm trước (từ tháng 7 năm t-1 đến tháng 6 năm t), trong khi TAG của năm t+1 tương ứng với tỷ suất sinh lợi trung bình của năm sau (từ tháng 7 năm t+1 đến tháng 6 năm t+2).
Hiệu ứng quy mô – BM và đầu tƣ
Nghiên cứu của Berk và cộng sự (1999) cùng với Carlson và cộng sự (2004) đã chỉ ra mối liên hệ giữa đầu tư công, quy mô đầu tư và tỷ số BM Cụ thể, các cơ hội đầu tư với rủi ro hệ thống thấp thu hút sự quan tâm từ các công ty, dẫn đến sự gia tăng giá trị thị trường Hệ quả là rủi ro hệ thống trung bình và tỷ suất sinh lợi của các công ty trong giai đoạn tiếp theo giảm xuống Tóm lại, tỷ suất sinh lợi kỳ vọng thể hiện mối tương quan dương với tỷ số BM và mối tương quan âm với giá trị thị trường.
Năm 2004, một mô hình được phát triển cho thấy các công ty độc quyền phải đối mặt với nhu cầu thị trường sản phẩm ngẫu nhiên khi quyết định đầu tư Khi nhu cầu sản phẩm giảm, giá trị thị trường của công ty giảm so với giá trị sổ sách, dẫn đến rủi ro tỷ suất sinh lợi tăng do đòn bẩy hoạt động Các công ty đầu tư thường giảm quy mô do chi phí hoạt động cố định Trong mô hình này, tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (BM) liên quan đến đòn bẩy hoạt động, trong khi quy mô ảnh hưởng đến cơ hội tăng trưởng từ tài sản có sẵn Tác giả cũng điều tra mối quan hệ giữa quy mô, BM và các yếu tố đầu tư với tỷ suất sinh lợi danh mục dựa trên quy mô và BM.
Mỗi năm, tác giả phân loại chứng khoán thành 5 nhóm dựa trên giá trị chứng khoán lưu hành vào cuối tháng 6 của năm t+1 Các nhóm này được xác định dựa trên thứ hạng giá trị của chúng.
BM được xác định vào cuối mỗi năm tài chính, với 25 danh mục quy mô-BM được hình thành từ sự kết hợp của 5 nhóm theo quy mô và 5 nhóm theo BM Các danh mục này sẽ được tổ chức trong một năm, kéo dài từ tháng 7 của năm t+1 đến tháng 6 của năm t+2, sau đó sẽ được cân đối lại.
3.3.2 Phân tích hồi quy chéo
Tác giả chuyển sang phân tích các chứng khoán riêng lẻ và thực hiện hồi quy chéo theo phương pháp Fama-MacBeth để đảm bảo tính vững chắc Nghiên cứu này tập trung vào tỷ suất sinh lợi hàng tháng của các công ty, dựa trên tăng trưởng tài sản và các biến đặc trưng của công ty Tỷ suất sinh lợi được hồi quy hàng tháng dựa trên các biến có khả năng giải thích tỷ suất sinh lợi mong đợi, với các ước lượng hệ số kết quả là trung bình của chuỗi các hệ số hồi quy theo tháng Các biến giải thích bao gồm tăng trưởng tài sản (TAG), tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BM), và tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) Để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi, tác giả đã điều chỉnh các độ lệch chuẩn theo phương pháp của Newey và West (1987).
Phân tích tính động mối tương quan giữa tỷ suất sinh lợi và đầu tư
Tác giả nghiên cứu mối quan hệ động giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi ở mức độ riêng lẻ Mỗi tháng trong năm, tỷ suất sinh lợi hàng tháng của các chứng khoán riêng lẻ được hồi quy theo TAG của năm t, sử dụng phương pháp hồi quy chéo Fama-MacBeth Nghiên cứu cũng xem xét hiện tượng đầu tư quá mức tại các công ty riêng lẻ và ảnh hưởng của nó đến hiệu suất đầu tư.
Tác giả phân loại chứng khoán thành hai nhóm dựa trên dòng tiền năm t, sử dụng tổng tài sản (CF) và tỷ số nợ trên tài sản (DA) Từ tháng 7 năm t+1 đến tháng 6 năm t+2, tỷ suất sinh lợi hàng tháng của từng chứng khoán được phân tích thông qua hồi quy chéo theo phương pháp Fama-MacBeth, dựa trên dữ liệu của năm t.
Kiểm định hồi quy của các lý giải dựa trên rủi ro
Thống kê mô tả TAG
Bảng 4.1 cung cấp thống kê tóm tắt T G từ năm 2006 đến 2013, cho thấy trung bình của TAG đạt khoảng 37% với độ lệch chuẩn gia tăng từ 2006-2009 và giảm dần từ 2010-2013 Từ 2006 đến 2013, độ lệch chuẩn của T G có xu hướng giảm, mặc dù không liên tục Sự gia tăng bất ổn của T G trong giai đoạn này có thể liên quan đến sự gia tăng đáng kể số lượng công ty mới niêm yết trên thị trường chứng khoán từ năm 2007 đến 2009.
Bảng 4.1: Thống kê mô tả TAG theo năm
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Phân tích danh mục
Trong bảng 4.2, tác giả trình bày thống kê tóm tắt giai đoạn hình thành các chỉ số tài chính cơ bản của công ty trong 10 danh mục Các công ty ở phân vị 1 có tăng trưởng thấp với TAG trung bình là -0.168, trong khi phân vị 10 có tăng trưởng cao với TAG trung bình là 1.325, cho thấy chênh lệch giữa hai phân vị này có ý nghĩa thống kê ở mức 1% Kiểm tra các chỉ số NTAG, RG, NPG, ROE và ROA cho thấy mối tương quan giữa TAG và các biến này, với chênh lệch trung bình giữa phân vị 1 và 10 đều có ý nghĩa thống kê Danh mục phân vị 1 có tỷ lệ tăng trưởng và khả năng sinh lợi thấp hơn phân vị 10, trong khi phân vị 10 có đòn bẩy cao nhất nhưng không có sự khác biệt rõ ràng giữa các phân vị khác Về chỉ số BM, phân vị 1 có BM cao nhất và phân vị 10 có BM thấp nhất, với tỷ số này giảm dần từ danh mục 1 đến danh mục 10, và chênh lệch giữa hai danh mục là có ý nghĩa thống kê Kết quả này phù hợp với lý thuyết dựa trên rủi ro, như nghiên cứu của Anderson và Garcia-Feijoo (2006) cho thấy đầu tư liên quan đến việc phân loại theo các danh mục BM của các công ty.
Các công ty lớn tại Việt Nam thường có xu hướng đầu tư cao và tạo ra lợi nhuận, trong khi các doanh nghiệp nhỏ với đầu tư thấp thường gặp khó khăn và thua lỗ Điều này phản ánh thực trạng nền kinh tế, nơi các công ty vừa và lớn dễ dàng tiếp cận nguồn vốn với chi phí thấp hơn Hơn nữa, các doanh nghiệp lớn thường sở hữu bộ phận nghiên cứu và phát triển, giúp quyết định đầu tư được thực hiện một cách khoa học và hiệu quả hơn so với các công ty nhỏ Tuy nhiên, hệ thống doanh nghiệp Việt Nam hiện nay khá hỗn độn, với nhiều doanh nghiệp nhỏ không đáp ứng được tiêu chuẩn hoạt động, dẫn đến kinh doanh không hiệu quả hoặc chỉ tồn tại dưới dạng công ty ảo.
Bảng 4 2: Thống kê mô tả các biến theo danh mục TAG
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Bảng 4.3 cung cấp thông tin về tỷ suất sinh lợi ban đầu trung bình hàng tháng, cùng với hệ số alpha được tính toán theo mô hình CAPM và mô hình ba nhân tố.
Trong bảng 4.3, tác giả chỉ ra rằng tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục phân vị T có sự giảm đáng kể từ -0.0068 ở danh mục phân vị 1 xuống -0.0128 ở danh mục phân vị 10, với chênh lệch 0.006 đạt mức ý nghĩa 5% Kết quả này tương tự như nghiên cứu của Gray và Johnson (2011) tại thị trường chứng khoán Úc, nơi chênh lệch l dương xuất hiện trong 17 trên 25 năm, và Wang cùng cộng sự (2015) đã ghi nhận chênh lệch dương trong 10 trên 14 năm ở thị trường Trung Quốc Điều này cho thấy có mối tương quan âm giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi chứng khoán trong giai đoạn tiếp theo tại thị trường chứng khoán Việt Nam, với các công ty có tăng trưởng tài sản thấp tạo ra tỷ suất sinh lợi cao hơn so với các công ty có tăng trưởng tài sản cao.
Bảng 4.3 trình bày thống kê mô tả về tỷ suất sinh lợi ban đầu và tỷ suất sinh lợi điều chỉnh hàng tháng dựa trên mô hình CAPM và mô hình ba nhân tố cho danh mục TAG.
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Trong bảng 4.3, tác giả đã trình bày tỷ suất sinh lợi danh mục điều chỉnh rủi ro (alpha 1) và các thống kê ước tính liên quan.
Danh mục chênh lệch tạo ra alpha 1 có ý nghĩa thống kê quan trọng Theo Petkova (2006), tác giả đã trình bày các kiểm định chung để xác định ý nghĩa của alpha 1 trong danh mục phân vị, được tính toán từ hệ thống SUR.
Giá trị p-value của thống kê F từ hệ thống SUR là 0.3552, như trình bày trong bảng 4.4, cho thấy giả thuyết không với alpha 1 bằng 0 không bị bác bỏ Kết quả này chỉ ra rằng mô hình CAPM có khả năng giải thích tỷ suất sinh lợi mong đợi liên quan đến đầu tư của công ty, điều này trái ngược với nghiên cứu của Wang và cộng sự (2015).
Trong bảng 4.3, tác giả trình bày tỷ suất sinh lợi của danh mục điều chỉnh rủi ro (alpha 2) được ước tính qua mô hình ba nhân tố Hệ số alpha 2 của danh mục chênh lệch l không có ý nghĩa thống kê, với p-value của thống kê F từ hệ thống SUR là 0.9618, dẫn đến việc chấp nhận giả thuyết không rằng hệ số alpha 2 bằng không Kết quả cho thấy mô hình ba nhân tố là phù hợp hơn để giải thích tỷ suất sinh lợi mong đợi từ các khoản đầu tư công.
Bảng 4.4: Kiểm định Wald các hệ số Alpha1
Test Statistic Value Df Probability
Normalized Restriction (0) Value Std Err
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Bảng 4.5: Kiểm định Wald các hệ số Alpha2
Test Statistic Value Df Probability
Normalized Restriction (0) Value Std Err
Để làm rõ lý do tại sao mô hình ba nhân tố giải thích hiệu ứng đầu tư tốt hơn, tác giả đã thực hiện hồi quy tỷ suất sinh lợi ban đầu của các danh mục phân vị theo Fama và French (1993) Kết quả về hệ số tải nhân tố và thống kê tương ứng với ba nhân tố được trình bày trong bảng 4.6.
Bảng 4.6: Thống kê các hệ số tải các nhân tố tỷ suất sinh lợi vượt trội thị trường, SMB, HML theo danh mục TAG
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Hệ số β i1, βi2, và βi3 đại diện cho các hệ số tải ứng với các nhân tố quan trọng trong mô hình tài chính, bao gồm tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường, phần bù quy mô (SMB), và phần bù giá trị (HML).
Hệ số β i1 của danh mục chênh lệch có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, do đó tác giả bác bỏ giả thuyết rằng hệ số tải nhân tố của tỷ suất sinh lợi vượt trội thị trường giữa phân vị 1 và 10 là bằng nhau Hệ số tải nhân tố đối với SMB (β i2) giảm từ 0.554 ở phân vị 1 xuống 0.241 ở phân vị 10, trong khi hệ số tải nhân tố đối với HML (β i3) giảm từ 0.617 xuống 0.242, mặc dù không giảm đơn điệu Cả β i2 và β i3 đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5% Kết quả cho thấy các công ty có đầu tư thấp có hệ số tải cao hơn đối với nhân tố SMB và HML so với các công ty có đầu tư cao, phù hợp với nghiên cứu của Wang và cộng sự (2015) Điều này chứng tỏ SMB và HML là những nhân tố quan trọng trong việc thúc đẩy mối quan hệ giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi, mặc dù nguồn gốc của chúng từ rủi ro hay định giá sai vẫn còn đang được tranh luận theo Hirshleifer và cộng sự (2004).
Năm 2010, đã có dự báo rằng SMB và HML có thể có mối tương quan với đầu tư Tuy nhiên, những mối tương quan này có thể dẫn đến hệ số alpha2 của danh mục chênh lệch không có ý nghĩa thống kê Do đó, tác giả hiện tại vẫn chưa thể xác định nguồn gốc của hiệu ứng đầu tư trong giai đoạn này.
Kết quả nghiên cứu cho thấy yếu tố thị trường có ảnh hưởng mạnh mẽ nhất đến tỷ suất sinh lợi, vượt trội hơn so với yếu tố quy mô và giá trị Mặc dù nhà đầu tư tại HOSE quan tâm đến đặc tính doanh nghiệp, nhưng quyết định đầu tư chủ yếu dựa vào xu hướng thị trường Điều này thể hiện rõ trong giai đoạn thị trường tăng điểm, đặc biệt là đầu năm 2007, khi nhà đầu tư ồ ạt mua cổ phiếu mà không chú ý đến các yếu tố như công ty, ngành nghề hay tình hình hoạt động Hành vi này dẫn đến hiện tượng đầu tư quá mức và những hiệu ứng tiêu cực liên quan.
Kết quả phân tích mối quan hệ giữa đầu tư quá mức và hiệu ứng đầu tư cho thấy tỷ suất sinh lợi ban đầu của các công ty có dòng tiền (CF) cao là -0.0068 đối với danh mục phân vị 1 và -0.0127 đối với danh mục phân vị 10, với chênh lệch có ý nghĩa thống kê ở mức 10% Đối với nhóm có CF thấp, tỷ suất sinh lợi ban đầu là -0.005 cho danh mục phân vị 1 và -0.009 cho danh mục phân vị 10, chênh lệch giữa hai danh mục là 0.004 và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% Tương tự, nhóm công ty dựa theo đòn bẩy tài chính (DA) cho kết quả tương tự Cụ thể, ở nhóm DA cao, tỷ suất sinh lợi ban đầu là -0.0065 cho danh mục phân vị 1 và -0.0130 cho danh mục phân vị 10, với chênh lệch 0.0065 có ý nghĩa thống kê ở mức 5% Trong khi đó, nhóm công ty có DA thấp ghi nhận tỷ suất sinh lợi ban đầu là -0.0034 cho danh mục phân vị 1 và -0.0089 cho danh mục phân vị 10, với chênh lệch trung bình hàng tháng là 0.0055 và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%.
Bảng 4.7: Thống kê mô tả tỷ suất sinh lợi hàng tháng các nhóm theo danh mục TAG
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Phân tích hồi quy chéo
Phân tích tính động mối tương quan giữa tỷ suất sinh lợi và đầu tư
Bảng 4.10 thể hiện kết quả hệ số và p-value của thống kê t đối với TAG trong phân tích động mối tương quan giữa tỷ suất sinh lợi và đầu tư.
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy của hệ số và p-value của thống kê t của TAG năm T-1,
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Kết quả hồi quy đơn biến được trình bày trong bảng 4.10 cho thấy có mối tương quan âm giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi chứng khoán trong tương lai, với ý nghĩa thống kê ở mức 5% Đồng thời, mối tương quan giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi lịch sử cũng âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% Những phát hiện này không phù hợp với lý giải về đầu tư quá mức, mà lại hỗ trợ kết quả ở bảng 4.8 Hơn nữa, kết quả của hồi quy chéo củng cố mạnh mẽ kết luận trước đó rằng hiệu ứng đầu tư có thể được giải thích qua khía cạnh rủi ro, cho thấy đầu tư quá mức ở các công ty riêng lẻ và hiệu ứng đầu tư.
Bảng 4.11 cung cấp hệ số và thống kê t của TAG, phục vụ cho việc kiểm định mối quan hệ giữa đầu tư quá mức ở các công ty riêng lẻ và hiệu ứng đầu tư.
Bảng 4.11: Kết quả hồi quy của hệ số và p-value của thống kê t của TAG theo các nhóm
NHÓM HIGH DA LOW DA HIGH CF LOW CF
Hệ số T G l âm đáng kể trong hai nhóm dòng tiền thấp và nợ cao, như thể hiện trong bảng 4.11, cho thấy chưa có bằng chứng rõ ràng phân biệt hiệu ứng đầu tư có phải xuất phát từ việc đầu tư quá mức hay không Kết quả này cũng chỉ ra rằng không đủ bằng chứng để ủng hộ quan điểm cho rằng hiệu ứng đầu tư mạnh hơn ở các công ty có quyền tự quyết định đầu tư lớn hơn.
Kiểm định hồi quy của các lý giải dựa trên rủi ro
Kết quả từ ba hồi quy trong bảng 4.12 cho thấy hệ số BM có giá trị dương và ý nghĩa thống kê, trong khi hệ số TAG có giá trị âm Hệ số ROE không cho thấy ý nghĩa thống kê Mặc dù vậy, hệ số BM vẫn giữ giá trị dương và có ý nghĩa thống kê, điều này phù hợp với kết quả ở bảng 4.2 và dự đoán từ các giải thích dựa trên rủi ro.
Bảng 4.12: Kết quả hồi quy hệ số và p-value của thống kê t theo ba mô hình
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Kiểm định tính vững
Tác giả đã tiến hành phân tích dựa trên các thành phần CAG it, LTAG it, LG it và EG it Kết quả cho thấy bốn thành phần này có sự tương đồng với TAG trong tổng tăng trưởng tài sản.
Bảng 4.13: Thống kê mô tả tỷ suất sinh lợi hàng tháng các danh mục theo CAG, LTAG, LG, EG
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Kết quả từ bảng 4.13 cho thấy tỷ suất sinh lợi trung bình có mối tương quan âm với bốn tỷ số tăng trưởng, điều này phù hợp với nghiên cứu của Farfield, Whisenant và Yohn (2003) khi họ phát hiện ra sự tương quan âm giữa tỷ suất sinh lợi và các hình thức tăng trưởng khác nhau Ngoài ra, Lu Zhang, Jin Ginger Wu và X Frank Zhang (2007) cùng với Sloan (1996) cũng ghi nhận mối tương quan âm giữa tăng trưởng chi phí phải trả và tỷ suất sinh lợi chứng khoán trong giai đoạn tiếp theo.
Bằng chứng cho thấy rằng hiệu ứng đầu tư xuất hiện khi sử dụng các thành phần của tài sản đại diện cho đầu tư, điều này cho thấy mối liên hệ giữa các yếu tố này và hiệu suất đầu tư.
