4. Mối quan hệ theo thời gian giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tính thiếu thanh khoản
4.3.Tác động của tính thiếu thanh khoản, kiểm soát cho tác động của phần bù rủi ro kỳ hạn
ro kỳ hạn.
Amihud (2002) thêm hai biến là phần bù rủi ro vỡ nợ và phần bù rủi ro kỳ hạn vào kiểm định chuỗi thời gian của ông. Phần bù rủi ro vỡ nợ được định nghĩa là:
YBAAm và YAAAm lần lượt là suất sinh lợi đến khi đáo hạn của trái phiếu xếp hạng BAA và trái phiếu xếp hạng AAA. DEF hiển nhiên là dương, bởi vì nó phản ánh phần phù cho rủi ro của trái phiếu. Nhưng bởi vì không có sẵn dữ liệu về phần bù rủi ro vỡ nợ, nên chỉ có phần bù rủi ro kỳ hạn TMm được đưa thêm vào mô hình:
RM,m-Rf,m = g0 + g1 lnILLM,m-1 + g2 ln ILLUM,m + g3JANm + aTMm-1 wm (9) Rp,m-Rf,m = gp,0 + gp,1 lnILLM, m-1 + gp,2 ln ILLUM,m + gp,3 JANm + apTMm-1 +
wp,m (10)
Tính thiếu thanh khoản và lãi suất trái phiếu được biết trước vào đầu năm, do đó biến thiếu thanh khoản kỳ vọng và biến phần bù rủi ro kỳ hạn có độ trễ 1 năm.
Phần bù rủi ro kỳ hạn TMm=YLM-Rm ước tính sự khác biệt suất sinh lợi đến khi đáo hạn của trái phiếu chính phủ dài hạn và trái phiếu ngắn hạn. Bài nghiên cứu này sử dụng chênh lệch lãi suất giữa trái phiếu chính phủ 5 năm và tín phiếu kho bạc 364 ngày làm phần bủ rủi ro kỳ hạn. (Nguồn: Thomson Reuters). Hệ số tương quan giữa biến thanh khoản kỳ vọng và phần bù rủi ro kỳ hạn corr(lnILLM,m,TMm) = 0.0014 Keim và Stambaugh (1986) và Fama French (1991) đã tìm thấy bằng chứng về tỷ suất sinh lợi chứa đựng một phần bù rủi ro kỳ hạn. Do đó, ngoài hai giả thiết g1>0 (gp,1>0) và g2<0 (gp,2<0), một giả thiết cần kiểm định nữa là a>0 (ap>0) cho hai mô hình (9) và (10).