GI Ớ I THI Ệ U
Lý do ch ọn đề tài
Thị trường vốn đóng vai trò quan trọng trong việc định giá hiệu quả đầu tư thực Khi công ty thực hiện giao dịch mua hoặc chuyển nhượng tài sản, việc vốn hóa hợp lý các giao dịch này là cần thiết để đảm bảo sự hiệu quả của nền kinh tế Tuy nhiên, có nhiều bằng chứng cho thấy sự thiên lệch trong việc vốn hóa đầu tư và giảm đầu tư tài sản của thị trường Các nghiên cứu chỉ ra rằng, các hoạt động mở rộng tài sản như mua lại, phát hành cổ phiếu, phát hành trái phiếu hoặc vay nợ 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 phiếu, trả nợ trước hạn hoặc trả cổ tức lại 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 đến thị trường chứng khoán quốc tế Một số nghiên cứu cho thấy các công ty có mức đầu tư cao hơn thường tạo ra tỷ suất sinh lợi điều chỉnh rủi ro thấp hơn Ngoài ra, các nhà khoa học cũng 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 các thị trường mới nổi Để giải thích hiện tượng này, có hai lý do chính: lý do nhận thức và lý do hành vi Nhiều mô hình lý thuyết đã được phát triển dựa trên lý thuyết quyền chọn thực, lý thuyết đầu tư và lý thuyết tài chính hành vi, 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 Nghiên cứu của Titman và các cộng sự đã làm nổi bật những yếu tố ảnh hưởng đến hành vi đầu tư trong bối cảnh này.
Nghiên cứu của Watanabe và cộng sự (2010) chỉ ra rằng thị trường chứng khoán Trung Quốc là một ví dụ điển hình của thị trường mới nổi, với hiệu ứng đầu tư toàn cầu Titman và đồng nghiệp (2010) đã phân tích dữ liệu từ 1994-2005 và phát hiện mối quan hệ âm giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi cổ phiếu Watanabe và cộng sự (2013) ghi nhận hiệu ứng đầu tư đáng kể trên các mức độ chứng khoán riêng lẻ tại Trung Quốc từ 1996-2006 Yao và cộng sự (2011) cũng phát hiện mối tương quan âm giữa tăng trưởng tài sản và tỷ suất sinh lợi trong giai đoạn 1994-2007 Wang và cộng sự (2015) nhấn mạnh rằng hiệu ứng đầu tư mạnh mẽ trong thị trường chứng khoán Trung Quốc chủ yếu do yếu tố hành vi Trong khi đó, thị trường chứng khoán Việt Nam, với cấu trúc sở hữu và đầu tư độc đáo, không thể áp dụng các kết quả nghiên cứu quốc tế một cách trực tiếp.
Nghiên cứu này nhằm mục đích xác định sự tồn tại của hiệu ứng đầu tư trên thị trường chứng khoán Việt Nam Nếu hiệu ứng này tồn tại, nghiên cứu sẽ phân tích nguyên nhân do yếu tố rủi ro hay do hành vi của nhà đầu tư.
M ụ c tiêu nghiên c ứ u
Nghiên cứu này nhằm khảo sát mối liên hệ giữa sự tăng trưởng tài sản và tỷ suất sinh lợi chéo, với mục tiêu xác định sự tồn tại của hiệu ứng đầu tư trên thị trường chứng khoán Việt Nam Đồng thời, nghiên cứu cũng sẽ chỉ ra các yếu tố góp phần vào sự xuất hiện của hiệu ứng này.
Phương pháp nghi n cứ u
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 được sử dụng trong nghiên cứu này đã được thu thập từ các website chuyên về dữ liệu chứng khoán và báo cáo tài chính của các công ty, đảm bảo tính chính xác và đáng tin cậy.
Phương pháp nghiên cứu bao gồm phân tích danh mục hàng năm dựa trên các đặc điểm của chứng khoán, đánh giá tỷ suất sinh lợi ban đầu và tỷ suất sinh lợi đã điều chỉnh rủi ro của từng danh mục để kiểm tra sự bất thường Ngoài ra, nghiên cứu cũng thực hiện phân tích hồi quy chéo cho các chứng khoán riêng lẻ, áp dụng phương pháp hồi quy chéo của Fama và MacBeth (1973) nhằm kiểm tra mối quan hệ giữa các đặc trưng công ty và tỷ suất sinh lợi.
N ộ i dung nghiên c ứ u
Nội dung của nghiên cứu được chia thành năm 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 trình bày kết quả nghiên cứu; và Phần 5 đưa ra kết luận cũng như 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 trên thị trường chứng khoán Các phát hiện này mang lại cái nhìn sâu sắc giúp hiểu rõ hơn về mối quan hệ giữa hoạt động đầu tư công và tỷ suất sinh lợi của chứng khoán.
Hướ ng phát tri ể n c ủa 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 liên quan đến nhận thức, nhằm đưa ra những khuyến nghị chính xác và hữu ích cho các nhà đầu tư và quản lý doanh nghiệp tại thị trường Việt Nam.
SỞ LÝ LU Ậ N, T Ổ NG QUAN NGHIÊN C ỨU TRƯỚC ĐÂY
T ổ ng quan các nghiên c ứu 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 Fama và MacBeth (1973) Tuy nhiên, các nghiên cứu sau này chỉ ra rằng PM không thể giải thích một số mẫu hình bất thường trong tỷ suất sinh lợi chéo của tài sản, bao gồm ảnh hưởng quy mô, ảnh hưởng 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) Điều này đã thu hút sự chú ý của các học giả và nhà đầu tư, họ quan tâm đến nguyên nhân của những bất thường này, liệu chúng có xuất phát từ rủi ro hay định giá sai, và cách 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 chỉ ra rằng các công ty có mức đầu tư cao hơn thường đạt được mức tăng trưởng lớn hơn, đồng thời cũng 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) đã chỉ ra một mô hình tương tự tại thị trường chứng khoán Úc, trong khi Titman và cộng sự (2010) cùng Watanabe và cộng sự (2013) nghiên cứu ảnh hưởng của đầu tư lên thị trường chứng khoán quốc tế Họ phát hiện rằng mối tương quan âm giữa tăng trưởng tài sản và tỷ suất sinh lợi mạnh hơn ở các thị trường phát triển so với các thị trường mới nổi Yao và cộng sự đã sử dụng dữ liệu kế toán và chứng khoán từ P P v ataStream để chứng minh sự tương quan âm này ở 9 nước châu Á từ 1981 đến 2007, 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 trong thị trường châu Á tạo ra sự thú vị và khó hiểu cho những ai tin rằng khả năng dự đoán tỷ suất sinh lợi là khả thi.
19 khoán trong mẫu hình n được thúc đẩy chủ yếu bởi sự tinh vi của các nh đầu tư v thị trường hiệu quả.
Nhiều nghiên cứu dựa trên dữ liệu của các công ty Mỹ cho thấy sự trái ngược trong hiệu quả tài chính vi mô Các công ty tăng trưởng nhanh qua việc gia tăng tài trợ và đầu tư vốn thường có kết quả hoạt động kém và tỷ suất sinh lợi thấp trong giai đoạn tiếp theo Ngược lại, những công ty thu hẹp thông qua việc mua lại cổ phần và trả nợ lại đạt kết quả hoạt động tốt hơn và có tỷ suất sinh lợi cao Gần đây, Cooper và cộng sự (2008) đã tóm tắt tác động đồng thời của đầu tư và tài trợ lên tỷ suất sinh lợi của chứng khoán bằng cách sử dụng phương pháp đo lường đơn giản dựa trên tăng trưởng tổng tài sản.
Tại Mỹ, các công ty có tốc độ tăng trưởng tài sản cao thường có hiệu suất chứng khoán kém hơn so với các công ty có tăng trưởng tài sản thấp Nguyên nhân chính là do việc đầu tư quá mức của các nhà quản lý doanh nghiệp và sự lệch lạc trong việc dự đoán của nhà đầu tư, khi họ định giá chứng khoán dựa trên mức tăng trưởng trong quá khứ của các công ty.
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) đến tỷ suất sinh lợi chéo của chứng khoán Họ xác định các yếu tố dựa trên giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu (MVE) và BM, cho thấy rằng những yếu tố này có khả năng giải thích tỷ suất sinh lợi theo thời gian Quy mô và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường không chỉ quan trọng mà còn được áp dụng trong mô hình nhân tố Fama-French, nhằm tính toán tỷ suất sinh lợi tiêu chuẩn trong các nghiên cứu về hiệu suất chứng khoán dài hạn.
Berk, Green v Naik (1999) đã phát triển một mô hình thể hiện mối liên hệ giữa rủi ro và tỷ suất sinh lợi, liên quan đến các đặc trưng của công ty như đầu tư vốn, quy mô và giá trị sổ sách so với giá trị thị trường Mô hình này cho thấy giá trị của công ty tương đương với giá trị tài sản đầu tư và các quyền chọn tăng trưởng Trong quá trình tìm kiếm cơ hội đầu tư mới, các công ty quyết định đầu tư và loại bỏ các tài sản không còn giá trị Những cơ hội đầu tư có rủi ro hệ thống thấp thu hút các công ty và có thể dẫn đến sự gia tăng đáng kể giá trị thị trường, nếu các yếu tố khác giữ nguyên Thực hiện những đầu tư này sẽ làm giảm rủi ro hệ thống trung bình của dòng tiền công ty trong giai đoạn tiếp theo, từ đó tạo ra tỷ suất sinh lợi trung bình thấp hơn.
Giá trị sổ sách so với giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu phản ánh 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 cũng ảnh hưởng đến giá trị thị trường, vì những thay đổi này 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 hơn và có dòng tiền ngắn hạn tốt hơn Trong ngắn hạn, việc phát triển mô hình để phân tích tác động của việc thực hiện quyền chọn đầu tư thực lên rủi ro và tỷ suất sinh lợi của công ty có thể được thực hiện dựa trên các đặc trưng như MVE và BM.
Nghiên cứu của Quan Wen (2013) kiểm tra mối quan hệ giữa hiệu ứng tăng trưởng tài sản ở cấp độ công ty và thị trường chứng khoán Kết quả cho thấy, tăng trưởng tài sản dự đoán một tương quan âm mạnh với thay đổi trong tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán trong tương lai Quan Wen đã phát triển phương pháp đo lường tăng trưởng tài sản và phân tích tác động của nó đối với tỷ suất sinh lợi theo chuỗi thời gian và tỷ suất sinh lợi chéo Nghiên cứu chỉ ra rằng tăng trưởng tài sản phản ánh tâm lý nhà đầu tư và các công ty có tăng trưởng cao về vốn chủ sở hữu và nợ thường có tỷ suất sinh lợi chứng khoán thấp hơn trong tương lai Ngược lại, các công ty thực hiện mua lại cổ phần và trả nợ có xu hướng đạt tỷ suất sinh lợi cao hơn Cooper, Gulen và Schill (2008) đã đề xuất phương pháp đo lường tăng trưởng tổng tài sản, cho thấy rằng nó 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 tài sản và nguồn vốn trong bảng cân đối kế toán.
Nghiên cứu gần đây chỉ ra rằng sự bất thường trong tăng trưởng tài sản có thể áp dụng cho các chứng khoán ở mọi quy mô, theo Lipson, Mortal và Schill (2011) Hơn nữa, hiện tượng này cũng được xác nhận là vững chắc trong các thị trường vốn quốc tế, như được nêu bởi Watanabe, Xu, Yao và Yu (2013) cũng như Titman, Wei và Xie (2012).
Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy một số ảnh hưởng ở mức độ công ty có thể mở rộng ra toàn thị trường, trong khi những ảnh hưởng khác lại yếu hơn Cụ thể, Kothari và Shanken (1997) cùng với Pontiff và Schall (1998) chỉ ra rằng tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường có khả năng dự đoán tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán, phù hợp với bằng chứng ở mức độ công ty Hơn nữa, Baker và Wurgler (2000) phát hiện rằng tỷ suất sinh lợi của chứng khoán thường kém hơn sau khi mở rộng vốn chủ sở hữu trên toàn thị trường.
Hiệu ứng tăng trưởng tài sản thường được lý giải là do hành vi đầu tư của các nhà đầu tư, dẫn đến việc các công ty có tăng trưởng cao thường được định giá cao Sự lệch lạc trong hành vi của nhà đầu tư có thể ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi ở mức tổng hợp, đặt ra câu hỏi liệu mức độ tăng trưởng tài sản cao có dẫn đến sự định giá quá mức trên thị trường chứng khoán hay không Một số nghiên cứu, như của Kothari, Lewellen, Warner (2006), đã kiểm tra xem các lệch lạc hành vi ở mức riêng lẻ có xuất hiện trong dữ liệu tổng hợp hay không Họ phát hiện rằng hiệu ứng sau thông báo thu nhập không có mối liên hệ với tỷ suất sinh lợi ở mức tổng hợp, cho thấy giá cả không phản ứng quá mức cũng như không phản ứng yếu với thông tin về thu nhập.
Năm 2011, sự tăng trưởng tài sản tổng hợp cho thấy mối quan hệ mạnh mẽ và tiêu cực đối với tỷ suất sinh lợi của chứng khoán Khi tác giả tiến hành hồi quy dữ liệu hàng năm, kết quả cho thấy ảnh hưởng rõ rệt của tăng trưởng tài sản đến hiệu suất đầu tư.
Từ năm 1951 đến 2011, nghiên cứu cho thấy tính ổn định cao, với khả năng dự đoán mang ý nghĩa thống kê và kinh tế quan trọng Cụ thể, trong hồi quy đơn biến, mỗi quý có sự gia tăng trong tăng trưởng tài sản thường dẫn đến sự sụt giảm 2.3% trong tỷ suất sinh lợi thị trường ở quý tiếp theo.
Trong hồi qu đa biến, Quan Wen đã kiểm soát các biến dự đoán quan trọng 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).
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨ U
Xây d ự ng bi ế n
Theo nghiên cứu của Ooper và cộng sự (2008), tăng trưởng tổng tài sản (TAG) được sử dụng như một chỉ số để đo lường đầu tư công TAG được tính toán dựa trên tỷ lệ phần trăm thay đổi trong tổng tài sản hàng năm.
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
RG Tăng trưởng doanh thu Phần trăm tha đổi trong doanh thu mỗi năm
NPG Tăng trưởng lợi nhuận ròng
Phần trăm tha đổi trong lợi nhuận ròng mỗi năm
NPGit =(NPit/NPit-1)-1 ROA Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản
Tỷ số giữa lợi nhuận ròng trên tổng tài sản
ROE Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu
Tỷ số giữa lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu
LEVERAGE Đòn bẩy tài chính Tỷ số giữa nợ trên tổng tài sản
BM Giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
Tỷ số giữa giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
Giá trị sổ sách của tài sản (ASSET) trong năm t được tính bằng tổng tài sản trong năm đó, trong khi giá trị cổ phiếu lưu hành (CSV) 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
Rf Tỷ suất phi rủi ro Rf=Lãi suất thị trường hàng tháng
Rm Tỷ suất sinh lợi thị trường Rm=ln(VNIndext/VNIdext-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 là phần bù giá trị, được tính bằng cách lấy 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.
CAG Tăng trưởng tài sản ngắn hạn
Phần trăm tha đổi trong tài sản ngắn hạn mỗi năm
CAGit =(CAit/CAit-1)-1 LTAG Tăng trưởng tài sản dài hạn
Phần trăm tha đổi trong tài sản dài hạn mỗi năm
LG Tăng trưởng nợ phải trả Phần trăm tha đổi trong nợ phải trả mỗi năm30
EG Tăng trưởng vốn chủ sở hữu
Phần trăm tha đổi trong vốn chủ sở hữu mỗi năm
Phương pháp nghi n cứ u
Nguồn: tác giả nghiên 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 phân loại các chứng khoán thành 10 danh mục hằng năm 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 phải 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 đảm bảo rằng các yếu tố kế toán được xem xét trước khi phân tích tỷ suất sinh lợi, tác giả đã kết hợp dữ liệu kế toán cuối năm dương lịch với tỷ suất sinh lợi của chứng khoán từ tháng 7 năm t+1 đến tháng 6 năm t+2 Khoảng thời gian 6 tháng giữa năm kết thúc và năm tính toán tỷ suất sinh lợi được coi là hợp lý Các nghiên cứu trước đây, chẳng hạn như của Basu (1983), đã đưa ra những giả định liên quan đến vấn đề này.
Sau 3 tháng kể từ khi kết thúc năm tài chính, 39 biến kế toán sẽ được công bố Nhiều công ty không tuân thủ quy định nộp báo cáo trong vòng 90 ngày sau khi kết thúc năm tài chính, dẫn đến việc các báo cáo tài chính thường được công bố sau tháng 4 Giai đoạn mẫu của tỷ suất sinh lợi kéo dài 96 tháng, từ tháng 7 năm 2007 đến tháng 6 năm 2015.
Cuối tháng 6 hàng năm, chứng khoán được phân loại thành các thập phân vị dựa trên TAGit, với danh mục hình thành từ tháng 7 năm t+1 đến tháng 6 năm t+2 Danh mục này được tổ chức và cân đối lại hàng năm Để giảm thiểu ảnh hưởng của các giá trị ngoại lai, tác giả loại bỏ những giá trị quá xa trung bình của tất cả các biến ở đầu hoặc cuối phân vị 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 giai đoạn từ tháng 7 năm 2007 đến tháng 6 năm 2015 Alpha là chỉ số đo lường tỷ suất sinh lợi điều chỉnh theo rủi ro, phản ánh sự khác biệt giữa tỷ suất sinh lợi thực tế và chỉ số chuẩn Tỷ suất sinh lợi vượt trội so với chỉ số chuẩn được gọi là alpha, cho thấy khả năng sinh lời bất thường của một chứng khoán hoặc danh mục đầu tư so với mức sinh lời kỳ vọng theo mô hình CAPM hoặc mô hình ba nhân tố Fama-French Alpha là một trong năm chỉ số định lượng đo lường rủi ro, bên cạnh beta, độ lệch chuẩn, R-bình phương và tỷ số Sharpe, tất cả đều là thước đo thống kê trong lý thuyết danh mục đầu tư hiện đại Alpha dương cho thấy danh mục hoạt động tốt hơn so với chỉ số chuẩn, trong khi alpha âm chỉ ra hiệu suất kém hơn Độ lớn của alpha cung cấp thông tin về khả năng giải thích tỷ suất sinh lợi của các mô hình khác nhau.
Mô hình PM được hồi qu theo phương trình sau:
Trong đó: Ri: Tỷ suất sinh lời hàng tháng của của danh mục i.
Rf: Tỷ suất sinh lời (lãi suất) phi rủi ro được tính theo lãi suất thị trường hàng tháng
Rm: 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:
Ri= Rf+ βi1(Rm - Rf) + βi2SMB + βi3HML +εi
Trong đó: Ri: Tỷ suất sinh lời hàng tháng của của danh mục i.
Rf: Tỷ suất sinh lời (lãi suất) phi rủi ro được tính theo lãi suất thị trường hàng tháng
Rm: 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.
Tỷ suất sinh lời của danh mục đầu tư được tính bằng cách lấy 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 Hiện tượng đầu tư quá mức và hiệu ứng đầu tư cũng là những yếu tố quan trọng cần xem xét trong quá trình ra quyết định đầu tư.
Tác giả kiểm tra ảnh hưởng của hiệu ứng đầu tư đối với các công ty có quyền tự quyết định đầu tư lớn hơn, theo phương pháp của Titman và cộng sự (2004) Bắt đầu từ tháng 7 của năm t+1, các chứng khoán được phân loại thành hai nhóm dựa trên dòng tiền (CF) và tỷ lệ nợ trên tài sản (DA) của năm t Những chứng khoán có CF (DA) dưới mức trung vị sẽ được xếp vào nhóm CF (DA) thấp, trong khi những chứng khoán còn lại sẽ vào nhóm cao Mỗi nhóm sau đó được chia đều thành các phân vị theo TAG của năm t theo thứ tự tăng dần Cuối cùng, tác giả 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 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 ở năm trước và sau năm lấy TAG Trong khi các nghiên cứu trước như của Cooper và cộng sự (2008) phân tích trong khoảng thời gian 5 năm, và Wang cùng cộng sự (2015) thực hiện trong 3 năm, tác giả chỉ thực hiện phân tích động trong bối cảnh hạn chế dữ liệu trên thị trường chứng khoán Việt Nam Vào cuối tháng 6 hàng năm, chứng khoán được phân loại theo TAG của năm trước đó, và tỷ suất sinh lợi cho mỗi phân vị TAG được tính toán và phân tích Cụ thể, TAG của năm t-1 liên quan đến tỷ suất sinh lợi trung bình của năm t, trong khi TAG của năm t+1 tương ứng với tỷ suất sinh lợi trung bình của 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) chỉ ra rằng có sự kết hợp giữa đầu tư công, quy mô đầu tư và tỷ số BM Các cơ hội đầu tư với rủi ro hệ thống thấp được coi là hấp dẫn cho các công ty, dẫn đến sự gia tăng đáng kể trong giá trị thị trường Hệ quả là, rủi ro hệ thống trung bình và tỷ suất sinh lợi trong giai đoạn tiếp theo của các công ty thường thấp hơn Tổng thể, tỷ suất sinh lợi kỳ vọng có mối tương quan dương với tỷ số BM và tương quan âm với giá trị thị trường.
Năm 2004, một mô hình đã được phát triển cho thấy các công ty độc quyền ra quyết định đầu tư trong bối cảnh nhu cầu thị trường sản phẩm biến động Khi nhu cầu giảm, giá trị thị trường của công ty giảm so với giá trị sổ sách, dẫn đến tăng rủi ro tỷ suất sinh lợi do chi phí hoạt động cố định Các công ty đầu tư thường giảm quy mô sản xuất khi nhu cầu giảm để quản lý chi phí Trong mô hình này, tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (BM) có mối tương quan với đòn bẩy hoạt động, trong khi quy mô lại ảnh hưởng đến cơ hội tăng trưởng từ tài sản sẵn có Tác giả cũng nghiên cứu mối quan hệ giữa quy mô, BM và các yếu tố đầu tư với tỷ suất sinh lợi danh mục đầu tư dựa trên quy mô và BM.
Mỗi năm, tác giả phân loại chứng khoán thành 5 nhóm dựa trên giá trị lưu hành vào cuối tháng 6 của năm t+1 Các nhóm này được xác định theo thứ hạng giá trị BM vào cuối mỗi năm t Từ đó, 25 danh mục quy mô-BM được hình thành từ sự kết hợp giữa 5 nhóm theo quy mô và 5 nhóm theo BM Các danh mục này sẽ được duy trì trong một năm, từ tháng 7 của năm t+1 đến tháng 6 của năm t+2, và sau đó sẽ được cân đối lại.
3.3.2 Phân tích hồi quy chéo
Để đảm bảo tính vững chắc cho phân tích, tác giả đã chuyển sang nghiên cứu các chứng khoán riêng lẻ và thực hiện hồi quy chéo theo phương pháp Fama-MacBeth 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 Tác giả tiến hành hồi quy trên toàn bộ các công ty, với tỷ suất sinh lợi được phân tích hàng tháng dựa trên các biến có khả năng giải thích tỷ suất sinh lợi mong đợi Các ước lượng hệ số kết quả là trung bình của chuỗi hệ số hồi quy theo tháng Các biến giải thích được sử dụng trong nghiên cứu 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 giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi ở mức độ riêng lẻ, sử dụng phương pháp hồi quy chéo Fama-MacBeth để phân tích tỷ suất sinh lợi hàng tháng của chứng khoán trong từng tháng quanh thời điểm hình thành danh mục 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 tất cả chứng khoán thành hai nhóm dựa trên dòng tiền năm t, được đo bằng 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 trong mỗi nhóm được phân tích thông qua hồi quy chéo Fama-MacBeth dựa vào T G năm t.
Kiểm định hồi quy của các lý giải dựa trên rủi ro
Theo lý thuyết về rủi ro, tỷ suất sinh lợi mong đợi có mối quan hệ dương với beta (BM), tương quan âm với đầu tư kiểm soát khả năng sinh lợi, và tương quan dương với khả năng sinh lợi kiểm soát đầu tư.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Th ố ng kê mô t ả TAG
Bảng 4.1 tóm tắt thống kê T G từ năm 2006 đến 2013, cho thấy trung bình TAG trong mẫu đạt khoảng 37% với độ lệch chuẩn tăng từ 2006-2009 và giảm dần từ 2010-2013 Mặc dù độ lệch chuẩn của T G có xu hướng giảm trong toàn bộ giai đoạn, nhưng không diễn ra một cách đồng nhất Sự gia tăng bất ổn của T G có thể liên quan đến sự bùng nổ số lượng công ty mới niêm yết trên thị trường chứng khoán trong giai đoạn 2007-2009.
Bảng 4.1: Thống kê mô tả TAG theo năm
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Phân tích danh m ụ c
Trong bảng 4.2, tác giả cung cấp thống kê tóm tắt về 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 cho thấy mức tăng trưởng thấp với TAG trung bình là -0.168, trong khi các công ty ở phân vị 10 có mức tăng trưởng cao hơn với TAG trung bình là 1.325 Sự chênh lệch giữa phân vị 1 và 10 đạt ý nghĩa thống kê ở mức 1%.
RG, NPG, ROE và ROA cho thấy mối tương quan rõ ràng với TAG, ngoại trừ tăng trưởng doanh thu, với chênh lệch trung bình giữa phân vị 1 và phân vị 10 có ý nghĩa thống kê Các biến này chỉ ra rằng phân vị 1 có tỷ lệ tăng trưởng và khả năng sinh lợi thấp hơn phân vị 10 Đối với biến đòn bẩy, phân vị 10 có đòn bẩy cao nhất, nhưng không có sự khác biệt rõ ràng giữa các phân vị khác Về BM, phân vị 1 có BM cao nhất và phân vị 10 có BM thấp nhất, với tỷ số giảm dần từ danh mục 1 đến danh mục 10, và chênh lệch giữa hai danh mục này là có ý nghĩa thống kê Kết quả này phù hợp với lý thuyết dựa trên rủi ro, như được nêu bởi Anderson và Garcia-Feijoo.
Nghiên cứu năm 2006 chỉ ra rằng đầu tư liên quan đến việc phân loại các công ty theo danh mục BM, với các công ty lớn ở phân vị 10 có quy mô vượt trội so với phân vị 1 Các công ty có mức đầu tư thấp thường gặp khó khăn và có quy mô nhỏ, trong khi các công ty đầu tư cao lại có xu hướng tạo ra lợi nhuận và có quy mô vừa Thực trạng này phản ánh rõ nét nền kinh tế Việt Nam, nơi các công ty vừa và lớn có nhiều cơ hội đầu tư hơn so với các công ty nhỏ, đồng thời dễ dàng tiếp cận nguồn tài trợ với chi phí vốn thấp hơn Hơn nữa, các công ty lớn thường có bộ phận nghiên cứu và phát triển, giúp quyết định đầu tư được thực hiện một cách chuyên nghiệp và hiệu quả hơn so với các công ty nhỏ Tuy nhiên, hệ thống doanh nghiệp tại Việt Nam hiện nay đang gặp nhiều vấn đề, khi nhiều công ty nhỏ không đáp ứng 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 thể hiện tỷ suất sinh lợi ban đầu trung bình hàng tháng, cùng với hệ số alpha được tính theo mô hình CAPM và hệ số alpha theo 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 cho thấy một hiệu ứng đầu tư mạnh mẽ, với tỷ suất giảm từ -0.0068 ở danh mục phân vị 1 xuống -0.0128 ở danh mục phân vị 10 Sự chênh lệch 0.006 này có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, với hiện tượng lặp lại trong 6 trên 8 năm Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Gray và Johnson (2011), cho thấy chênh lệch dương ở 17 trong 25 năm tại thị trường chứng khoán Úc, cũng như nghiên cứu của Wang và cộng sự (2015).
Nghiên cứu cho thấy có mối tương quan âm giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi của chứng khoán tại thị trường chứng khoán Việt Nam, đặc biệt là trong giai đoạn 14 năm qua Cụ thể, các công ty có mức tăng trưởng tài sản thấp thường tạo ra tỷ suất sinh lợi cao hơn trong giai đoạn tiếp theo so với những công ty có mức 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, được tính toán dựa trên mô hình CAPM và mô hình ba nhân tố, theo danh mục TAG Các số liệu này giúp đánh giá hiệu quả đầu tư và so sánh giữa các mô hình khác nhau trong việc phân tích lợi suất.
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Trong bảng 4.3, các dòng thứ 3 và thứ 4 thể hiện tỷ suất sinh lợi danh mục điều chỉnh rủi ro (alpha 1) cùng với thống kê ước tính.
Danh mục chênh lệch tạo ra alpha 1 có ý nghĩa thống kê quan trọng, như được trình bày bởi Petkova (2006) Tác giả đã thực hiện 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 được trình bày trong bảng 4.4, cho thấy giả thuyết không alpha 1 bằng 0 không bị bác bỏ Điều này chứng tỏ rằng mô hình CAPM có khả năng giải thích tỷ suất sinh lợi mong đợi liên quan đến đầu tư của công ty Tuy nhiên, kết quả này trái ngược với nghiên cứu của Wang và cộng sự (2015).
Trong bảng 4.3, dòng thứ 5 và 6, tác giả nêu rõ tỷ suất sinh lợi của danh mục đã điều chỉnh rủi ro (alpha 2) cùng với thống kê được ước tính thông qua mô hình phân tích.
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 đầu tư công t.
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
Để hiểu rõ hơn về khả năng giải thích của mô hình ba nhân tố đối với hiệu ứng đầu tư, tác giả đã thực hiện hồi quy tỷ suất sinh lợi ban đầu của các danh mục phân vị theo phương pháp của Fama và French (1993) Kết quả về hệ số tải nhân tố và thống kê tương ứng với ba nhân tố được trình bày chi tiết 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 βi1, βi2, βi3 đại diện cho các yếu 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) Những hệ số này giúp phân tích và đánh giá hiệu suất đầu tư trong bối cảnh thị trường hiện tại.
Hệ số βi1 của danh mục chênh lệch có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, cho thấy 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 (βi2) 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 (βi3) cũng giảm từ 0.617 xuống 0.242, mặc dù không giảm đơn điệu Cả βi2 và βi3 đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, 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 Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Wang và cộng sự (2015) và khẳng định rằng SMB và HML là những nhân tố quan trọng trong mối quan hệ giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi Tuy nhiên, nguồn gốc của hiệu ứng đầu tư vẫn chưa được phân biệt rõ ràng ở giai đoạn này, như đã được đề cập bởi Hirshleifer và cộng sự (2004) cùng với dự báo của Li và Zhang (2010) về sự tương quan giữa SMB, HML và đầu tư.
Phân tích h ồ i quy chéo
Phân tích tính động mối tương quan giữa tỷ suất sinh lợi và đầu tư
Bảng 4.10 trình bày kết quả hệ số và p-value của thống kê t của 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 trong bảng 4.10 cho thấy mối tương quan âm giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi chứng khoán trong tương lai, có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, cũng như giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi lịch sử với ý nghĩa thống kê ở mức 10% Những phát hiện này không phù hợp với lý thuyết đầu tư quá mức nhưng lại tương đồng với kết quả ở bảng 4.8 Hơn nữa, kết quả hồi quy chéo củng cố mạnh mẽ kết luận trước đó rằng hiệu ứng đầu tư có thể được giải thích qua cách tiếp cận dựa trên rủi ro, nhấn mạnh tầm quan trọng của đầu tư quá mức tại các công ty riêng lẻ.
Bảng 4.11 cung cấp thông tin về hệ số và thống kê t của TAG, trong việc kiểm định mối quan hệ giữa đầu tư quá mức của 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
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Trong bảng 4.11, hệ số T G l âm đáng kể được ghi nhận trong hai nhóm: nhóm dòng tiền thấp và nhóm nợ cao Kết quả này chỉ ra rằng chưa có bằng chứng rõ ràng để phân biệt liệu hiệu ứng đầu tư có xuất phát từ việc đầu tư quá mức hay không Thêm vào đó, bảng 4.11 cũng cho thấy không đủ chứng cứ để ủng hộ quan điểm 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 của BM có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê, trong khi hệ số của TAG là âm Mặc dù hệ số của ROE không có ý nghĩa thống kê, nhưng hệ số của BM vẫn khẳng định tính dương và có ý nghĩa Kết quả này phù hợp với những gì được trình bày trong bảng 4.2 và xác nhận các dự đoán 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
Ki ểm đị nh tính v ữ ng
Tác giả thực hiệnphân tích dựa trên CAGit, LTAGit, LGit, EGit Kết quả của 4 thành phần trong tổng tăng trưởng tài sản thì giống với TAG.
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), cho thấy sự liên kết tiêu cực giữa tỷ suất sinh lợi và các hình thức tăng trưởng khác nhau Tương tự, nghiên cứu của 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 tầm quan trọng của việc hiểu rõ các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định đầu tư.
5.1 Hạn chế của đề tài
K Ế T LU Ậ N
H ạ n ch ế c ủa đề tài
Ngoài kết quả đạt được như đ trình b ở tr n, đề tài vẫn còn gặp một số hạn chế như sau:
Mô hình ba nhân tố Fama-French được sử dụng để ước tính hệ số alpha 2, nhưng cũng có những hạn chế nhất định Nghiên cứu từ nhiều tác giả cho thấy mô hình này chỉ tập trung vào nguồn gốc lợi nhuận mà không xem xét tổng rủi ro Hơn nữa, mô hình Fama-French, giống như các mô hình dự báo khác, chỉ hoạt động hiệu quả khi tất cả nhà đầu tư có thông tin đồng nhất, không bị rò rỉ và minh bạch Tuy nhiên, thị trường chứng khoán Việt Nam vẫn tồn tại nhiều vấn đề tiêu cực, đặc biệt là về tính minh bạch thông tin giữa các nhà đầu tư, dẫn đến khả năng thiên lệch trong kết quả.
Bài viết sử dụng hai mô hình để ước tính giá trị hệ số alpha, cả hai đều dựa vào phần bù thị trường Mục tiêu chính là thu thập số liệu liên quan để phân tích hiệu suất đầu tư.
Rm và Rf được sử dụng để tính toán mức bù rủi ro thị trường hàng năm cho mỗi danh mục, một yếu tố quan trọng trong mô hình định giá, phản ánh yêu cầu tỷ suất sinh lợi của nhà đầu tư khi chuyển từ tài sản phi rủi ro sang tài sản có rủi ro trung bình Mức bù rủi ro thị trường được tính bằng hiệu giữa tỷ suất sinh lợi danh mục thị trường và tỷ suất sinh lợi phi rủi ro, nhưng thường được ước lượng dựa trên số liệu lịch sử để đảm bảo tính chính xác cho giá trị tương lai Việc sử dụng dữ liệu hiện tại có thể dẫn đến mức bù rủi ro thị trường âm, điều này không thực tế vì kỳ vọng bù rủi ro phải dương Nghiên cứu sử dụng VNIndex làm đại diện cho thị trường, tuy nhiên, câu hỏi đặt ra là liệu VNIndex có đủ năng lực để đại diện cho toàn bộ thị trường chứng khoán Việt Nam hay không, khi mà thị trường này mới hoạt động khoảng hơn 10 năm và số công ty niêm yết còn hạn chế Mặc dù có những nỗ lực từ Nhà nước để phát triển thị trường, kết quả vẫn chưa đạt yêu cầu mong muốn.
3 năm), b i viết chỉ nghiên cứu với số bộ dữ liệu bắt đầu từ tháng 07/2007.
Nghiên cứu chỉ tập trung vào thị trường chứng khoán Tp Hồ Chí Minh (HOSE) mà chưa xem xét thị trường chứng khoán Hà Nội (HNX) và thị trường phi tập trung (OTC), mặc dù thị trường OTC đang hoạt động sôi nổi và tiềm ẩn nhiều rủi ro.
Nghiên cứu chưa xem xét các yếu tố khác ảnh hưởng đến hạn chế đầu tư, từ đó cần phân tích thêm nguyên nhân gây ra hiệu ứng tăng trưởng tài sản dựa trên cách lý giải nhận thức.
K ế t lu ậ n t ổ ng quan
Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra mối tương quan âm giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi trong thị trường chứng khoán quốc tế, nhưng chưa xác định rõ nguyên nhân của sự bất thường này Nghiên cứu này nhằm điều tra sự tồn tại của hiệu ứng đầu tư tại thị trường chứng khoán Việt Nam và tìm hiểu nguyên nhân gây ra sự bất thường trong đầu tư.
Nghiên cứu phân tích danh mục cho thấy một hiệu ứng đầu tư rõ ràng trong tỷ suất sinh lợi chứng khoán, với chứng khoán đầu tư thấp có tỷ suất sinh lợi hàng tháng trung bình khoảng -0.0068, trong khi chứng khoán đầu tư cao là -0.0128, tạo ra chênh lệch 0.006 mỗi tháng có ý nghĩa ở mức 5% Tỷ suất sinh lợi điều chỉnh rủi ro cho thấy cả mô hình CAPM và mô hình ba nhân tố đều có khả năng giải thích hiệu ứng đầu tư này Hiệu ứng đầu tư được quan sát ở tất cả các nhóm như dòng tiền cao, dòng tiền thấp, nợ cao và nợ thấp, chứng tỏ rằng nó không phải do đầu tư quá mức hay sự khác biệt trong quyền tự quyết đầu tư giữa các nhóm công ty.
Nghiên cứu này khám phá mối quan hệ giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi trong các năm xung quanh thời điểm tạo danh mục Kết quả cho thấy danh mục đầu tư thấp có mức đầu tư thấp hơn so với danh mục đầu tư cao, trong khi danh mục đầu tư cao lại có tỷ suất sinh lợi thấp hơn Hơn nữa, tỷ suất sinh lợi của các danh mục đầu tư trước khi hình thành thường thấp hơn so với sau khi danh mục được tạo lập Những phát hiện này phù hợp với các lý thuyết về nhận thức trong lĩnh vực tài chính.
Phân tích hồi quy chéo cho thấy mối tương quan âm giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi trong tương lai, cũng như giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi lịch sử Kết quả hồi quy đa biến chỉ ra rằng hệ số BM dương và có ý nghĩa thống kê trong tất cả các mô hình Điều này phù hợp với quan điểm hiệu ứng đầu tư, dựa trên lý thuyết rủi ro.
Nhiều yếu tố hạn chế đầu tư như quy mô tổng tài sản, quy mô nợ và tuổi của doanh nghiệp có thể ảnh hưởng đến quyết định đầu tư Các nhà đầu tư cần chú ý xem xét những yếu tố này và đánh giá chính xác giá trị của doanh nghiệp để đưa ra quyết định đầu tư đúng đắn, từ đó đạt được hiệu quả cao.
Mặc dù Việt Nam có nhiều hạn chế đối với hoạt động kinh doanh chênh lệch giá, như cấm bán khống và bảo vệ nhà đầu tư nhỏ lẻ, cũng như sự hiện diện của thông tin nhiễu trong thị trường chứng khoán, nghiên cứu cho thấy hiệu ứng đầu tư lại mạnh hơn ở các quốc gia có thị trường tài chính phát triển hơn Điều này cung cấp một góc nhìn hữu ích để hiểu rõ hơn về mối quan hệ giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi của chứng khoán.
Nghiên cứu cho thấy lý thuyết dựa trên nhận thức giải thích tốt hơn lý thuyết dựa trên hành vi về hiệu ứng đầu tư tại thị trường chứng khoán Việt Nam Các công ty thường tìm kiếm cơ hội đầu tư mới và loại bỏ tài sản không còn giá trị Những cơ hội đầu tư với rủi ro hệ thống thấp thu hút sự chú ý của doanh nghiệp, dẫn đến tăng giá trị thị trường Tuy nhiên, việc thực hiện các đầu tư này có thể làm giảm rủi ro hệ thống trung bình, gây ra tỷ suất sinh lợi thấp hơn trong giai đoạn tiếp theo Nghiên cứu cũng mở rộng hiểu biết về mối quan hệ giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi, khuyến khích xây dựng danh mục đầu tư dựa trên nghiên cứu thực nghiệm để đạt được lợi nhuận vượt trội Các nhà quản lý doanh nghiệp nên xem xét các yếu tố hạn chế đầu tư để tối ưu hóa quyết định đầu tư, giảm thiểu ảnh hưởng tiêu cực của hiệu ứng đầu tư Kiểm định tính vững cho thấy các danh mục phân chia theo nợ ngắn hạn không xuất hiện hiệu ứng đầu tư, gợi ý rằng doanh nghiệp có thể tăng quy mô tài sản ngắn hạn để đạt được mục tiêu tăng trưởng mà không làm ảnh hưởng nhiều đến tỷ suất sinh lợi.
5.3 Một số khuyến nghị và hướng phát triển của đề tài:
Nghiên cứu của tác giả nhằm làm rõ các lý giải khác nhau về hiệu ứng đầu tư trên thị trường chứng khoán Phát hiện của tác giả mang lại cái nhìn sâu sắc về mối quan hệ giữa hoạt động đầu tư công và tỷ suất sinh lợi của chứng khoán, đặc biệt là trong bối cảnh thị trường chứng khoán Việt Nam.
Nghiên cứu cho thấy các nhà đầu tư có thể xây dựng danh mục đầu tư dựa trên dữ liệu thực nghiệm để đạt được tỷ suất sinh lợi vượt trội Các nhà quản lý doanh nghiệp nên xem xét các yếu tố hạn chế đầu tư trước khi đưa ra quyết định để giảm thiểu ảnh hưởng tiêu cực của hiệu ứng đầu tư, từ đó tối ưu hóa hiệu quả đầu tư Kiểm định tính vững cho thấy danh mục phân chia theo nợ ngắn hạn không gây ra hiệu ứng đầu tư, khuyến khích các nhà quản lý gia tăng quy mô công ty bằng cách mở rộng tài sản ngắn hạn mà không ảnh hưởng nhiều đến tỷ suất sinh lợi chứng khoán Nghiên cứu cũng cung cấp công cụ hữu ích cho các nhà đầu tư trong việc đánh giá chứng khoán và đưa ra quyết định đầu tư hiệu quả, nhằm mang lại tỷ suất sinh lợi cao hơn.
Các nghiên cứu trong tương lai nên tập trung vào việc khắc phục những hạn chế của đề tài hiện tại bằng cách mở rộng phân tích ra các yếu tố khác ngoài tỷ số giá trị sổ sách và giá trị thị trường, cũng như quy mô tổng tài sản Việc kéo dài giai đoạn mẫu sẽ giúp đưa ra những khuyến nghị chính xác và hữu ích hơn cho các nhà đầu tư và các nhà quản lý doanh nghiệp tại thị trường Việt Nam.
M ộ t s ố khuy ế n ngh ị v hướ ng phát tri ể n c ủa đề tài
L Đạt Chí và cộng sự, 2012 Giáo trình Tài chính hành vi TP Hồ h Minh: Trường đại học Kinh tế thành phố Hồ Chí Minh.
Trần Ngọc Thơ v cộng sự, 2004 Giáo trình Tài chính doanh nghiệp hiện đại TP Hồ h Minh: Trường đại học Kinh tế thành phố Hồ Chí Minh, NXB Thống Kê.
DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG ANH
Anderson, C.W., Garcia-Feijóo, L., 2006 Empirical evidence on capital investment, growth options, and security returns J Financ 61, 171–194.
Beneish, Lee, Nichols: In Short Supply: Equity Overvaluation and Short Selling http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id#62971
Berk, J.B., Green, R.C., Naik, V., 1999 Optimal investment, growth options, and security returns J Financ 54, 1553–1607.
Carlson, Murray, Adlai Fisher, and Ron Giammarino, 2004, Corporate investment and asset price dynamics: Implications for the cross-section of returns, Journal of Finance
Carlson, M., Fisher, A., Giammarino, R., 2006 Corporate investment and asset pricedynamics: implications for SEO event studies and long-run performance J.
Chen, L., Novy-Marx, R., Zhang, L., 2011 An alternative three-factor model URL http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id18117.
Cooper, I., 2006 Asset pricing implications of nonconvex adjustment costs and irreversibility of investment J Financ 61, 139–170.
Cooper, I., Priestley, R., 2011 Real investment and risk dynamics J Financ Econ.
