4.4.1. Kiểm định tính dừng:
Với dữ liệu bảng trong mô hình nghiên cứu, tác giả không thực hiện kiểm định tính dừng. Bởi vì theo Baltagi (2005) cho rằng đối với các bảng dữ liệu nhỏ và rất nhỏ thì không gặp phải vấn đề tính dừng. Baltagi định nghĩa một bảng dữ liệu rất nhỏ là dữ liệu bảng với mẫu nghiên cứu có số đơn vị cá thể lớn hơn nhiều so với số kỳ thời gian. Dữ liệu bảng trong đề tài này cũng là dữ liệu bảng rất nhỏ với 70 công ty nhưng chỉ với 6 năm. Prasanna và Menon (2012) khi nghiên cứu về thị trường
chứng khoán Ấn Độ vẫn thực hiện kiểm định tính dừng với bảng dữ liệu rất nhỏ bằng việc sử dụng kiểm định Levin-Lin-Chu. Tuy nhiên, dữ liệu của đề tài là dữ liệu bảng không cân bằng; do đó, ta không thể sử dụng kiểm định Levin-Lin-Chu được. Vì vậy, tác giả không thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị cho dữ liệu bảng.
4.4.2. Vấn đề phương sai thay đổi:
Khi xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi sẽ làm ảnh hưởng đến các ước lượng thu được. Các ước lượng vẫn là ước lượng không chệch nhưng không phải là ước lượng hiệu quả. Ước lượng của sai số chuẩn sẽ bị chệch, do đó các kiểm định mức ý nghĩa và khoảng tin cậy dựa theo phân phối t và F không còn đáng tin cậy.
Để xử lý vấn đề phương sai thay đổi trong hồi quy dữ liệu bảng, tác giả hồi quy mô hình các ảnh hưởng cố định và các ảnh hưởng ngẫu nhiên có sử dụng sai số chuẩn chéo White (white cross-section standard errors) (Bảng 4.3, 4.5, 4.7, 4.8, 4.13). Phương pháp này giả định có sự tương quan giữa các phần dư (sai số) chéo của các đơn vị cá thể. Việc sử dụng phương pháp này sẽ không làm thay đổi hệ số góc ước lượng nhưng sẽ làm thay đổi sai số chuẩn, từ đó các kiểm định thống kê sẽ đạt được sự chính xác hợp lý hơn.
4.4.3.Kiểm định tự tương quan:
Hiện tượng tự tương quan xuất hiện trong hồi quy cũng gây ra những vấn đề tương tự hiện tượng phương sai thay đổi. Các ước lượng không phải là ước lượng không chệch tốt nhất; phương sai và sai số chuẩn bị chệch làm giá trị t không chính xác, dẫn đến kết luận sai khi kiểm định.
Để tiến hành kiểm định sự xuất hiện của hiện tượng tự tương quan trong mô hình hồi quy dữ liệu bảng, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định của Durbin – Watson cho cả hai mô hình các ảnh hưởng cố định và các ảnh hưởng ngẫu nhiên. Kết quả thống kê Durbin - Watson được trình bày trong các bảng 4.3, 4.5, 4.7, 4.8, 4.13. Nhìn vào các kết quả đó, ta thấy các thống kê Durbin – Watson đều gần bằng
2. Từ đó, ta có thể kết luận rằng không có tự tương quan trong các mô hình hồi quy của đề tài.
4.5. Kết quả nghiên cứu dưới ảnh hưởng của khủng hoảng:
Khủng hoảng tài chính bắt đầu từ năm 2007, khởi nguồn từ bong bóng nhà đất và các khoản nợ dưới chuẩn của các ngân hàng ở Mỹ. Hậu quả sau đó là hàng loạt các ngân hàng lớn tuyên bố phá sản. Cuộc khủng hoảng lan ra toàn cầu. Tiếp theo khủng hoảng tài chính là cuộc khủng hoảng nợ công ở Châu Âu bắt đầu từ nửa cuối năm 2009. Chính sách tài khóa thiếu bền vững và sự mất cân đối trong việc vay nợ của các quốc gia là nguyên nhân gây ra khủng hoảng. Bắt đầu từ Hy Lạp, sau đó là các nước Châu Âu khác rơi vào vòng xoáy nợ công này. Khủng hoảng nợ công Châu Âu ảnh hưởng không nhỏ đến nền kinh tế thế giới. Việt Nam cũng không là ngoại lệ khi chịu sự tác động đến nền kinh tế của hai cuộc khủng hoảng này. Dưới ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính và khủng hoảng nợ ở Châu Âu, tỷ suất sinh lợi trung bình bị âm trong các năm 2008, 2010, 2011; tuy nhiên, độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi lại không biến động nhiều (xem bảng 4.10).
Bảng 4.10. Tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày và độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi
Năm Tỷ suất sinh lợi trung bình
Độ lệch tiêu chuẩn của tỷ suất sinh lợi trung bình
2007 0.0004732 0.0017118
2008 - 0.0053195 0.0018988
2009 0.0018115 0.0017159
2010 - 0.0011914 0.001274
2012 0.0003488 0.001645
Một lần nữa, nhìn vào bảng 4.4 và biểu đồ 4.1, ta thấy bắt đầu từ năm 2008, giá trị DELAY trung bình sụt giảm đáng kể so với năm 2007 và trong giai đoạn 2008-2010 có xu hướng giảm so với trước đó, sau đó lại tăng đột biến vào năm 2011. Khi so sánh với chỉ số VN-Index trung bình tại các năm trong giai đoạn 2008 – 2011, ta có thể phát hiện rằng khi chỉ số này tăng thì giá trị DELAY trung bình giảm đi và ngược lại (Xem bảng 4.11).
Bảng 4.11. Chỉ số VN-Index trung bình và giá trị DELAY trung bình
Năm VN-Index trung bình DELAY trung bình 2007 1009.53 0.6911244 2008 487.34 0.5939233 2009 432.10 0.630906 2010 486.09 0.6279033 2011 435.84 0.7024653 2012 411.72 0.6884081
Dựa vào những mô tả trên, ta có thể xem giai đoạn 2008 -2011 là giai đoạn bất thường của sự biến động trong giá trị của biến DELAY; do đó, tác giả muốn tiến hành nghiên cứu thực nghiệm để tìm hiểu về mối quan hệ giữa DELAY và các biến đặc trưng công ty trong giai đoạn 2008 – 2011 có sự thay đổi nào so với giai đoạn 2007 – 2012 dưới ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính.
Trong giai đoạn khủng hoảng này, liệu độ trì hoãn giá và mối quan hệ với các đặc trưng của công ty trong mô hình nghiên cứu của đề tài có bị ảnh hưởng gì không? Để đánh giá tác động của các nhân tố đặc trưng đến độ trì hoãn giá trong giai đoạn khủng hoảng, tác giả cũng tiến hành phân tích hồi quy sử dụng hai mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên và các ảnh hưởng cố định. Kiểm định Hausman với sai số chuẩn thông thường được thực hiện để lựa chọn giữa hai mô hình. Kết quả kiểm định Hausman được trình bày trong bảng 4.12 sau đây.
Bảng 4.12. Kiểm định Hausman cho mô hình hồi quy đơn biến trong giai đoạn 2008 - 2011
Biến phụ thuộc: DELAY
Biến Giá trị Chi-sq.stat Giá trị prob.
EPS 4.603489 0.0319 FL 0.442396 0.506 PB 2.403724 0.121 PE 2.30799 0.1287 CP 15.30716 0.0001 SD 5.584825 0.0181 TQWD 6.046933 0.0139 TQWOD 5.438816 0.0197 LOGMC 2.660557 0.1029 LOGTO 0.056548 0.812 LOGST 0.027439 0.8684
Kiểm định Hausman cho kết quả có năm mô hình hồi quy đơn biến có giá trị p-value nhỏ, cho phép ta từ chối giả thuyết không ở mức ý nghĩa 5%; và có sáu mô hình hồi quy đơn biến có có giả trị p-value lớn nên có thể từ chối giả thuyết không. Như vậy, đối với các biến: thu nhập mỗi cổ phần, giá cổ phiếu, độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi, chỉ số Tobin Q có nợ và Tobin Q không nợ thì mô hình các ảnh hưởng cố định thích hợp hơn. Ngoài ra, mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên được lựa chọn cho tất cả các biến còn lại.
Bảng 4.13 dưới đây sẽ trình bày kết quả hồi quy đơn biến sử dụng mô hình các ảnh hưởng cố định cho năm biến: EPS, CP, SD, TQWD, TQWOD; và sử dụng mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên cho các biến còn lại: FL, PB, PE, LOGMC, LOGTO, LOGST. Các mô hình này đều sử dụng phương pháp sai số chuẩn chéo White để kiểm soát vấn đề phương sai thay đổi.
Bảng 4.13. Kết quả phân tích hồi quy đơn biến trong giai đoạn 2008 – 2011
Biến phụ thuộc: DELAY Biến độc
lập Hệ số hồi quy Giá trị t-stat R2
Giá trị F-stat Giá trị Durbin - Watson EPS -0.00000182 -0.87964 0.276876 0.302473 2.288493 FL 0.003928 0.147543 0.000082 0.022014 1.710287 PB 0.001196 0.612155 0.000642 0.173576 1.695798 PE -0.0000432 -0.92263 0.000524 0.14165 1.701172 CP - 0.00000149** -2.16447 0.320521 1.354501* 2.399343
Ghi chú: *,**,*** ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%. Mô hình các ảnh hưởng cố định được sử dụng cho các biến: EPS, CP, SD, TQWD, TQWOD. Mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên sử dụng cho các biến : FL, PB, PE, LOGMC, LOGTO, LOGST.
Kết quả hồi quy cho giai đoạn 2008 – 2011 không sự thay đổi đáng kể. Hệ số hồi quy mang dấu âm cho thấy quy mô công ty có mối quan hệ nghịch biến với độ trì hoãn giá, nhưng hệ số xác định lại rất thấp và một giá trị thống kê F cũng thấp nên có thể nói rằng mô hình này không có ý nghĩa. Do đó, ta kết luận rằng quy mô công ty không có mối quan hệ với độ trì hoãn giá trong giai đoạn khủng hoảng. Trog khi đó, vòng quay cổ phiếu và khối lượng giao dịch vẫn giữ được vai trò của mình trong mối liên hệ với độ trì hoãn giá. Hai biến này có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức ý nghĩa 1% và 10%; cả hai hệ số hồi quy của hai mô hình cũng đều mang dấu âm. Ngoài hai nhân tố chính, trong giai đoạn này, nhân tố giá cổ phiếu cũng có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và có mối quan hệ nghịch biến với độ trì hoãn giá nhưng tác động lại không đáng kể.
Nhìn lại thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2008 – 2011, thị trường có nhiều biến động. Sau khi tăng nóng và đạt mức đỉnh điểm vào năm 2007, các chỉ số chứng khoán đã cho thấy giá cổ phiếu có dấu hiệu bong bóng và do đó nhanh
SD - 0.253515 -0.17828 0.27514 1.089927 2.316657 TQWD - 0.02271* -1.88986 0.298198 1.220082 2.372229 TQWOD - 0.022182* -1.806003 0.296948 1.212804 2.373144 LOGMC - 0.00465*** -7.37915 0.005456 1.481143 1.715966 LOGTO - 0.02628* -1.7605 0.120085 36.84785*** 1.898209 LOGST - 0.01972*** -2.24683 0.101601 30.53455*** 1.861785
chóng sụt giảm mạnh vào năm 2008. Chỉ số VN-Index từ mức kỷ lục trên 1.100 điểm vào cuối tháng 05/2007 đã giảm mạnh chỉ còn 235 điểm vào cuối tháng 02/2009. Sau đó, thị trường vẫn liên tục có các biến động lớn, tùy thuộc vào chính sách vĩ mô, đặc biệt là chính sách tiền tệ. Trong tình hình đó, giao dịch cổ phiếu cũng có nhiều vấn đề bất ổn. Hoạt động đầu cơ, thao túng giá diễn ra trầm trọng, nhất là đối với các cổ phiếu nhỏ. Xu hướng làm giá các cổ phiếu nhỏ xuất hiện trong giai đoạn này ngày càng nhiều khi nguồn tiền hạn hẹp không đáp ứng được việc đầu cơ vào các cổ phiếu bluechips. Khi thị trường đạt đỉnh thì hiện tượng làm giá bắt đầu thoái lui. Lúc này, khi xuất hiện những yếu tố thị trường bất lợi, các cổ phiếu nhỏ bắt đầu giảm giá mạnh; nhưng khi có những tín hiệu tốt từ thị trường, những loại cổ phiếu này cũng chưa thể phục hồi. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy không có mối liên hệ giữa quy mô công ty và độ trì hoãn giá, điều này dường như hợp lý trong giai đoạn này. Khi có thông tin mới từ thị trường, khó có thể nói cổ phiếu lớn hay nhỏ sẽ dẫn dắt về tỷ suất sinh lợi; và cổ phiếu có quy mô như thế nào sẽ điều chỉnh nhanh hơn. Trong thời kỳ khủng hoàng, thông tin mới xuất hiện và phản ảnh vào tỷ suất sinh lợi của thị trường, lúc này nên dựa vào khối lượng giao dịch vào vòng quay cổ phiếu để so sánh tốc độ điều chỉnh giá giữa các cổ phiếu. Cổ phiếu có khối lượng giao dịch lớn, vòng quay cổ phiếu cao thì tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu sẽ thể hiện một beta hiện tại cao hơn và các beta trễ nhỏ hơn; do đó, cổ phiếu đó sẽ có độ trì hoãn giá thấp hơn và tốc độ điều chỉnh giá nhanh hơn.
CHƯƠNG 5:
KẾT LUẬN NGHIÊN CỨU VÀ ĐỀ XUẤT
Chương này sẽ trình bày các kết luận, phát hiện thu được từ các nghiên cứu tổng thể và thực nghiệm được thực hiện ở các chương trước, đồng thời nêu ra các hạn chế của luận văn và đề xuất các hướng nghiên cứu tiếp theo.
5.1. Kết luận nghiên cứu:
Luận văn thực hiện đo lường tốc độ điều chỉnh giá cổ phiếu khi có thông tin thị trường thông qua biến độ trì hoãn giá ở thị trường chứng khoán Việt Nam. Sử dụng dữ liệu của 70 công ty niêm yết ở Sở GDCK TP Hồ Chí Minh trong giai đoạn 2007 – 2012, luận văn cũng tiến hành nghiên cứu thực nghiệm để xác định các nhân tố đặc trưng nào của một công ty sẽ ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh giá cổ phiếu của công ty đó. Phân tích hồi quy dữ liệu bảng được sử dụng để kiểm định mối quan hệ giữa các biến đặc trưng với độ trì hoãn giá DELAY này. Kết quả hồi quy để xác định giá trị biến DELAY cho thấy độ trì hoãn giá khá cao, nghĩa là tốc độ điều chỉnh giá cổ phiếu khi có thông tin còn thấp, chứng tỏ thị trường chứng khoán Việt Nam vẫn là một thị trường không hiệu quả về mặt thông tin. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy trong tất cả các yếu tố đặc trưng được xác định, yếu tố quy mô công ty, vòng quay cổ phiếu, và khối lượng giao dịch là ba yếu tố chính tác động đến độ trì hoãn giá cổ phiếu. Trong tất cả các trường hợp nghiên cứu trong giai đoạn 2007 – 2012, ba yếu tố này luôn có ý nghĩa thống kê bất kể có hay không có các yếu tố khác trong mô hình và cả ba yếu tố đều có tác động ngược chiều đối với độ trì hoãn giá. Những công ty có quy mô lớn hơn, những công ty có vòng quay cổ phiếu và khối lượng giao dịch cổ phiếu cao hơn sẽ hấp thụ thông tin mới của thị trường nhanh hơn khi so sánh với những công ty khác. Với ba yếu tố đặc trưng chính này,
kết quả nghiên cứu ở thị trường Việt Nam đồng nhất với các nghiên cứu của Chordia và Swaminathan (2000) ở thị trường Mỹ, Chiang và Lin Tan (2008) ở thị trường Trung Quốc, Prasanna và Menon (2012) ở thị trường chứng khoán Ấn Độ.
Trong giai đoạn khủng hoảng xảy ra và chịu ảnh hưởng bởi khủng hoảng 2008 – 2011, tốc độ điều chỉnh giá đối với thông tin có sự biến thiên qua các năm, có sự sụt giảm mạnh trong độ trì hoãn giá vào năm 2008 và tăng đột biến vào năm 2011. Trong khi vòng quay cổ phiếu và khối lượng giao dịch vẫn đạt được ý nghĩa tác động đến độ trì hoãn giá trong suốt thời kỳ khủng hoảng, thì quy mô công ty được phát hiện không phải là nhân tố ảnh hưởng đến độ trì hoãn giá.
5.2. Một số đề xuất ứng dụng:
Trên cơ sở những kết quả nghiên cứu và phân tích được trình bày ở trên, đề tài xin đưa ra một số đề xuất như sau:
Thứ nhất, đối với các nhà làm chính sách: Với các giá trị DELAY đo lường được, một lần nữa, kết quả nghiên cứu đồng nhất với các bài nghiên cứu trước đây khi chứng tỏ TTCK Việt Nam là thị trường không hiệu quả về mặt thông tin. Do đó, các nhà làm chính sách cần có những giải pháp hữu hiệu hơn nữa để tăng tính hiệu quả thông tin cho thị trường. Một số đề xuất mang tính gợi ý về chính sách mà tác giả muốn đưa ra dựa vào kết quả nghiên cứu như sau:
- Kết quả quy mô công ty có mối quan hệ cùng chiều với tốc độ điều chỉnh giá hàm ý rằng phải tìm cách gia tăng quy mô để cải thiện tính hiệu quả về mặt thông tin. Trong dài hạn, Chính phủ (Ủy ban chứng khoán) có thể tăng quy định về vốn điều lệ của các công ty niêm yết trên các Sở giao dịch chứng khoán. Việc tăng vốn điều lệ sẽ giới hạn chỉ những công ty lớn mới được niêm yết, điều này làm thị trường có hàng hóa đồng đều hơn và hạn chế những công ty nhỏ với tốc độ hấp thụ thông tin chậm. Ngoài ra, một giải pháp nữa mà tác giả muốn gợi ý đó là thực hiện sáp nhập những công ty niêm yết có quy mô nhỏ và hoạt động không hiệu quả. Việc sáp nhập này làm giảm thiểu hàng hóa kém chất lượng cho thị trường chứng khoán,