Trong đó: : giá tr th tr ng c a v n ch s h u doanh nghi p t i th i đi m t : C t c tr th i đi m t
: δưi su t phi r i ro + 1
: C t c mong đ i d a trên thông tin th i đi m t
Nh v y, theo gi đnh 1, ta s d ng lưi su t phi r i ro đ chi t kh u dòng c t c trong
đ nh giá c phi u.
Gi đ nhă2:ăThôngătinăk toánăvƠăc t c th a t ngăquanăth ngăd ăs ch.
(2a) Th nh t, s thayăđ iăth ăgiáă( 2 th iăđi m k nhau) b ng v iălưiă
ròngătr điăc t c.
(2b) Th hai, c t c tr cho c đôngăs lƠmăgi măgiáătr s sáchănh ngă
không nhăh ngăđ n thu nh p hi n t i.
T ng quan th ng d s ch miêu t m i quan h gi a th giá, lưi c b n trên c phi u và c t c. T ng quan th ng d s ch (3.βa) và (3.2b) đ c th hi n qua các công th c sau:
bt = bt-1+ t- dt (3.2a)
Trong đó: bt= th giá n m t dt = c t c ph i tr n m t t = δưi ròng n m t và bt / dt = -1, t / dt = 0 (3.2b)
K t h p 3.βa và 3.2b:
bt / dt = bt-1 / dt + t / dt - dt / dt
-1 = 0 + 0 - 1
Gi đnh β phù h p v i ch đ k toán t i Vi t Nam, đó là h u h t các tài kho n th hi n trong báo cáo k t qu ho t đ ng kinh doanh (t o ra l i nhu n/l ) đ u ph n ánh
tr c ti p lên v n ch s h u.
Gi đnh 3: Môăhìnhătuy nătínhăđ ng d aătrênăchu i th i gian ng uănhiênă
c a l i nhu n th ngăd ăcònăđ c bi tăd iătênăchu iăthôngătinătuy nătínhă ậ Linear information dynamics. Yêuăc u c uătrúcătime-series c aădòngă
L i nhu n th ngăd (cóăngh aălƠ,ăLưiăb tăth ngăkìănƠyăvƠăkìăsau)ăph iălƠă
tuy nătínhăvƠăc đ nh.
t+1
a = ta+ t+ t+1 (3.3)
t+1= t+ t+1 (3.4)
Trong đó: giá tr thông tin liên quan nh ng không th hi n trên s sách k
toán (có ngh a là nh ng thông tin không tác đ ng đ n bt, t) , = ph n d , có trung bình = 0, phân ph i chu n
, = l n l t là tr ng s h i quy c a và , ch y t 0 đ n 1 (ch n
d i đ c đ a ra d a vào lỦ gi i khoa h c và quan sát th c nghi m. Ch n trên đ a ra đ đ t tính b n.
3.2.MÔăHỊNHăNGHIểNăC U
Dù bi t r ng mô hình Ohlson ch y u d a vào các nhân t tài chính n i t i c a doanh nghi p (Th giá, δ i nhu n th ng d ), nh ng n u mô hình này k t h p thêm v i các (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
nhân t r i ro bên ngoài không ki m soát đ c (r i ro h th ng) thì mô hình c i ti n s có đ c các l i th sau.
Th nh t, có th miêu t chính xác h n v môi tr ng đ u t b t đnh.
Th hai, có th gi i quy t nh ng h n ch khi ch a xác đ nh đ c nhóm các thông tin không đ c ph n ánh trên báo cáo tài chính trong mô hình Ohlson
c đi n.
Th ba, mô hình c i ti n đ c đ xu t có kh n ng gi i thích t t h n so v i
mô hình c đi n. (theo Rocío D. Vázquez, Arturo δ. Valdés & Humberto V. Herrera; Po-Chin Wu & Chien-Jen Wang)
u tiênlà xác đ nh nh ng bi n nào s đ i di n cho r i ro h th ng. Tham kh o t
các tài li u nghiên c u tr c đây, lu n v n s d ng b n bi n kinh t v mô thay cho
bi n trong mô hình c đi n Ohlson. C th nh sau:
Theo Bildersee và Roberts (1981), trong bài nghiên c u “Beta instability when interset rate levels change”, r i ro h th ng c a c phi u xu t hi n khi có s thay đ i v lưi su t.
Theo Flood và δessard (1986), trong bài “On measurement of operating exposure to exchange rate: a conceptual approach”, s thay đ i t giá h i đoái có tác đ ng đ n dòng ti n ho t đ ng c a các doanh nghi p t đó nh h ng
đ n giá tr doanh nghi p.
Abell và Krueger (1989) trong bài nghiên c u “Macroeconomic influences on Beta” đ ng trên t p chí Economics and Business đư ch ng minh lưi su t, thâm
h t ngân sách và l m phát là nh ng bi n kinh t v mô nh h ng tr c ti p lên
r i ro h th ng ( ).
Theo Po-Chin Wu và Chien-Jen Wang (2008) trong bài nghiên c u “The Effect of Systematic Risk on Equity Valuation: An Extended Application of the Ohlson Equity Valuation Model”, nêu ra s thay đ i ch s giá tiêu dùng, lưi
su t, t giá h i đoái và t c đ t ng tr ng kinh t là nh ng bi n đ i di n cho r i ro h th ng tác đ ng lên giá c phi u.
Chen, Roll & Ross (1986) trong bài “Economics Forces and the Stock εarket” đ ng trên Journal of Business đư xác đnh r i ro h th ng có tác đ ng đ n giá
c a c phi u t i các th tr ng m i n i bao g m các nhân t v mô nh l m
phát, lưi su t (ng n h n và dài h n), cung ti n.
Fama (1981) trong bài “Stock Returns, Real Activity, Inflation, and εoney” đ ng trên American Economic Review đư th c nghi m minh ch ng hi u su t kinh t có tác đ ng tích c c đ n giá c phi u, trong khi đó l m phát l i có tác đ ng tiêu c c.
Ngoài ra, còn ph i k đ n các công trình nghiên c u khác d a vào lỦ thuy t Kinh
doanh chênh l ch giá (APT –Arbitrage Pricing Theory) đ gi i thích t su t sinh l i c a ch ng khoán trên th tr ng. Các nhân t trong APT có th là các nhân t kinh t
v mô ho c các nhân t kinh t vi mô.
Rj = aj + j, 1 F2 + …+ j, K FK + uj
Nhi u nhà khoa h c đư ch ng minh b ng th c nghi m s tác đ ng c a các nhân t v mô nh s n l ng công nghi p, ch s giá tiêu dùng, cung ti n, GDP, t giá h i đoái, lưi su t, l m phát, r i ro chính tr , giá d u, ầ đ n TTCK nh εerton (1973); Nelson (1976), Jaffe & Melker (1976), Fama & Schwert (1977), Ross (1976); Chen, Roll, & Ross (1986); Ferson & Harvey (1994); Mukherjee & Naka (1995); Humpe & Macmillan (2007); Yin-Wong Cheung & Kon S.δai (1998). Tuy nhiên, trong bài “Phân tích tác đ ng c a nhân t v mô đ n th tr ng ch ng khoán Vi t Nam”, Phan
Th Bích Nguy t và Ph m D ng Ph ng Th o (β01γ) đư k t lu n r ng nghiên c u th c nghi m t i TTCK m i n i l i tìm th y k t qu v a có nh ng đi m t ng đ ng xen l n v i nhi u khác bi t so v i các TTCK đư phát tri n. i m khác bi t c b n đó là: không ph i t t c các bi n s kinh t v mô theo lỦ thuy t có tác đ ng đ n TTCK
đ u th hi n tác đ ng đ n TTCK m i n i ho c đang phát tri n. Ví d , t i nhi u th
tr ng m i n i, ch s r i ro chính tr và giá d u cho th y s t ng quan y u v i TTCK (Harvey 1995a; Erb, Harvey & Viskanta 1996).
D a vào k t qu c a các nghiên c u th c nghi m nêu trên, khi ki m đ nh mô hình (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Ohlson t i th tr ng ch ng khoán Vi t Nam, lu n v n s s d ng ch s giá tiêu dùng (CPI theo quỦ), lưi su t (trung bình lưi su t c b n theo quỦ), t giá h i đoái (trung bình t giá USD/VND theo quỦ) và t c đ t ng tr ng kinh t (t c đ t ng GDP theo quỦ) làm các bi n đ i di n cho trong mô hình Ohlson c đi n. Nói cách khác, mô hình h i quy các bi n thông tin “ngoài k toán” s có d ng sau:
(3.5)
Trong đó: = thông tin “ngoài k toán”, = t c đ t ng tr ng kinh t , = t giá h i đoái (USD/VND),
= lưi su t chi t kh u, = ch s giá tiêu dùng,
= ph n d .
K t h p công th c (1.5) và (3.5), mô hình c i ti n Ohlson có d ng sau:
(3. 6)
Lu n v n s d ng công th c (3.9) đ c l ng nh h ng c a các bi n thông tin k toán và thông tin “ngoài k toán” (r i ro h th ng) trong vi c đ nh giá tr c phi u t i th tr ng ch ng khoán Vi t Nam.
3.3.D ăLI UăNGHIểNăC U:D ăLI UăB NGăậPANEL DATA
Lu n v n s d ng d li u quỦ t các doanh nghi p đang niêm y t t i hai S giao d ch Ch ng khoán t i Vi t Nam, S giao d ch ch ng khoán TP.HCε và S giao d ch ch ng khoán Hà N i. Th i gian nghiên c u là 6 n m g n nh t, b t đ u t QuỦ I/β006,
k t thúc QuỦ IV/β01β. V i th i gian nghiên c u trên, t ng s doanh nghi p niêm y t
trên c hai S t QuỦ I/β006 ch có 40, trong đó, có 1 tr ng h p là đnh ch tài chính
(VNR- T ng công ty c ph n tái b o hi m qu c gia Vi t Nam) và 1 tr ng h p là
Vi t Nam). Nh v y, lo i tr β tr ng h p trên, lu n v n thu th p d li u c a γ8 công ty còn l i. Danh sách 38 doanh nghi p đ c cung c p trong ph n Ph l c 8.
Các bi n đ c l p và bi n ph thu c đ c xác đ nh và thu th p nh sau:
Kíăhi u Bi n Cáchăđoăl ng Ngu n d li u
Th giá c phi u Giá đóng c a (HOSE), giá c s (HNX) – Tính trung bình theo quỦ Giá đi u ch nh c a cophieu68 Th giá c phi u Th giá 1 c phi u – Báo cáo tài chính cu i
quỦ
Báo cáo tài chính cu i
quỦ c a γ8 công ty niêm y t
L i nhu n th ng d
EPS (lưi c b n trên
c phi u) –Th giá k tr c x δưi su t phi r i ro (theo quỦ)
Báo cáo tài chính cu i
quỦ c a γ8 công ty
niêm y t; International Financial Statistics (IFS)
T c đ t ng tr ng kinh
t % t ng GDP theo quỦ T ng c c ThVi t Nam (GSO) ng kê
T giá h i đoái T ngân hàng trung bình giá USD/VND liên theo quỦ
Asian Development Bank –ADB; H i quan Vi t Nam (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
δưi su t th tr ng δưi su t chi t kh u t i
Vi t Nam (theo quỦ) International Financial Statistics (IFS) Ch s giá tiêu dùng CPI (theo quỦ) T ng c c ThVi t Nam (GSO) ng kê Có m t s v n đ l u Ủ khi thu th p d li u cho các bi n trên.
- V i bi n , lu n v n không s d ng giá đóng c a (HOSE), giá c s (HNX) l y tr c ti p t 2 S giao d ch HOSE và HNX, thay vào đó, l i l y t trang web tài chính cophieu68. Do giá t i HOSE và HNX là chu i d li u ch a đi u ch nh đ i v i các s ki n làm thay đ i th giá c phi u nh ng không làm thay đ i giá tr v n ch s h u v i t l t ng ng (chia c t c b ng ti n m t, c phi u th ng, phát hành thêm c phi u, th c hi n quy n mua c phi uầ). N u không đi u ch nh, các thay đ i th giá c phi u không ph n ánh chính xác thay đ i giá tr v n ch s h u
b sai l ch. Do v y, th giá c phi u trong lu n v n này l y chu i d li u đ c
đi u ch nh theo cophieu68.
- V i bi n , th giá c phi u c a γ8 công ty đ c tính toán theo công th c:
V n c ph n th ng
S c phi u l u hành cu i quỦ, trong đó v n c ph n th ng đ c trích t Báo cáo tài chính
cu i quỦ th ng nh t t 2006-β01β theo Thông t s 224/2009/TT-BTC (H ng d n s a đ i, b xung ch đ k toán doanh nghi p). δí do là vì giai đo n QuỦ I/β006 đ n QuỦ IV/β009, các công ty ph n ánh Qu khen th ng, phúc l i là m t
tài kho n 431 thu c V n ch s h u. Nh ng giai đo n QuỦ I/β010 đ n QuỦ
IV/2012, theo TT 224 c a B Tài chính, Qu khen th ng, phúc l i l i đ c đ nh
ngh a là kho n n ph i tr cho cán b , công nhân viên, chuy n thành tài kho n
γ5γ. Vì v y, đ th ng nh t, v n c ph n th ng giai đo n tr c 2010 s tr kho n ti n thu c Qu khen th ng, phúc l i.
- V i bi n , l i nhu n th ng d đ c tính theo công th c : EPS (kì này) – Th giá (kì tr c) x lưi su t chi t kh u. Trong đó, EPS (ch tiêu δưi c b n trên c
phi u) trong Báo cáo k t qu ho t đ ng kinh doanh đ c tính theo h ng d n c a chu n m c k toán s γ0. i v i công ty c ph n đ c l p không c n trích l p báo cáo tài chính h p nh t, ch tiêu lưi c b n trên c phi u đ c th hi n trên báo cáo tài chính cu i quỦ. i v i các công ty m -con, ch tiêu lưi c b n trên c phi u
đ c l y t báo cáo tài chính h p nh t và tr đi l i ích c a c đông thi u s .
Sau đó, d li u thu th p đ c đ c s p x p theo d li u b ng cân đ i và các quan sát có c u trúc time series – chu i th i gian. Nh v y, t ng s quan sát s là: γ8 công ty x β8 quỦ = 1.064.
3.4.PH NGăPHÁPăNGHIểNăC U
S d ng công th c (3.9), ph ng pháp s d ng đ c l ng d li u b ng bao g m
c l ng OδS thông th ng (Pooled OδS), mô hình nh h ng c đnh (Fixed
lu n v n s s d ng các ki m đ nh k thu t đ xác đ nh ra ph ng pháp h i quy t t nh t trong ba ph ng pháp trên.
3.4.1. Ph ngăphápăbìnhăph ngănh ănh tăthôngăth ngă- Ordinary least squares
V i OδS, chúng ta b qua s khác bi t theo th i gian và theo đ c đi m “cá bi t” c a t ng c phi u. Có ngh a là h s đ d c và tung đ g c c a các c phi u đ u nh
nhau.
K t h p 1.064 quan sát, ta có th vi t mô hình Ohlson hi u chnh nh sau:
(3.10)
i = 1,β,γ,…,γ8 t = 1,β,γ,…,β8
Trong đó, i tiêu bi u cho đ n v th i (c phi u th i) và t tiêu bi u cho giai đo n th
t. Theo quy c, ta ch n i là kỦ hi u đ n v theo không gian và t là kỦ hi u theo th i
gian. Khi c l ng ph ng trình trên, ta gi đ nh các bi n s X không ng u nhiên và các s h ng sai s tuân theo các gi đnh c đi n, là . (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
K t qu h i quy OδS nh sau:
Model 1: Pooled OLS, using 1064 observations Included 38 cross-sectional units
Time-series length = 28 Dependent variable: Pt
Coefficient Std. Error t-ratio p-value const -3807.78 8789.76 -0.4332 0.66495 BVt 0.922591 0.0645238 14.2984 <0.00001 *** Xat 2.58646 0.56503 4.5776 <0.00001 *** X1t 5335.66 542.328 9.8384 <0.00001 *** X2t -0.688444 0.435169 -1.5820 0.11394 X3t -4888.03 1106.38 -4.4180 0.00001 *** X4t 1784.84 886.476 2.0134 0.04433 **
Mean dependent var 28316.36 S.D. dependent var 24422.93 Sum squared resid 4.27e+11 S.E. of regression 20106.87 R-squared 0.326038 Adjusted R-squared 0.322212
F(6, 1057) 85.22295 P-value(F) 4.09e-87
Log-likelihood -12049.22 Akaike criterion 24112.44 Schwarz criterion 24147.23 Hannan-Quinn 24125.62
rho 0.837355 Durbin-Watson 0.313911
K t qu cho th y th giá c phi u và l i nhu n th ng d đ u có tác đ ng tích c c lên
th giá c phi u c l ng ( , nói cách khác, n u m t công ty có th giá c phi u
và l i nhu n th ng d càng cao thì các nhà đ u t s n lòng b ra nhi u ti n h n đ
mua c phi u đó. Các h s h i quy đ d c cho các bi n còn l i c ng th hi n nh d
ki n. C th , =5γγ5,66 (là h s có đ d c l n nh t) th hi n t c đ t ng tr ng kinh t có tác đ ng (đ ng bi n) m nh nh t lên th giá c l ng. Hai h s =-
0,688444 và =-4888,0γ đ u có nh h ng tiêu c c lên th giá c phi u, tuy nhiên,
l i không đ t Ủ ngh a th ng kê (p-value = 0,11γ94 > =0.1) nên gi thuy t H0:
=0 đ c ch p nh n. Gi i thích v n đ này theo h i quy OLS, bi n t giá h i đoái đ c xem không có tác đ ng lên th tr ng ch ng khoán. Bên c nh đó, lưi su t th
tr ng là y u t thu c r i ro h th ng có quan h ngh ch bi n v i giá c phi u. K t qu này khá quan tr ng vì khác v i các ch ng khoán n (trái phi u), m i quan h gi a giá c phi u và lưi su t th tr ng theo lỦ thuy t là m i quan h không tr c ti p