4. Mối quan hệ theo thời gian giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tính thiếu thanh khoản
4.4.Kết quả mô hình hồi quy theo thời gian
Đầu tiên, biến thiếu thanh khoản hàng tháng được hồi quy với biến trễ của chính nó theo mô hình (4), được kết quả như sau:
LnILLM,m-1 = -1.115 + 0.852 lnILLM,m-1 + εm (4a)
(t=) (-1.916) (11.9) R2=0.713, D-W=1.96
Hệ số hồi quy của biến độc lập sau khi điều chỉnh theo phương pháp của Kendall (1954) là 0.912 (hệ số góc cũng được điều chỉnh tương ứng).
Tiếp theo, phần dư εm thu được từ mô hình (4a) sau khi đã điều chỉnh hệ số hồi quy được sử dụng cho mô hình (7) và (8) với vai trò là biến thiếu thanh khoản không kỳ vọng lnILLUM,m-1 . Kết quả được trình bày ở bảng 4.
Bảng 4. Tác động của tính thiếu thanh khoản thị trường lên tỷ suất sinh lợi vượt trội kỳ vọng của chứng khoán – dữ liệu theo tháng.
Bảng này trình bày kết quả hồi quy của tỷ suất sinh lợi vượt trội dựa trên tỷ suất sinh lợi của thị trường và danh mục sắp xếp theo quy mô.
RM,m-Rf,m = g0 + g1 lnILLM,m-1 + g2 ln ILLUM,m + g3JANm + wm (7)
RM,m là tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của thị trường, Rf là lãi suất tín phiếu kho bạc 364 ngày theo tháng, ILLM,m là tính thiếu thanh khoản hàng tháng của thị trường, lnILLUM,m-1 là tính thiếu thanh khoản không kỳ vọng, làn phần dư thu được từ mô hình tự hồi quy của lnILLM,m-1, JAN là biến giả tháng Giêng, bằng 1 nếu tháng đang xét là tháng 1 và bằng 0 đối với các tháng còn lại.
Trong mô hình dựa trên danh mục sắp xếp theo quy mô, biến phụ thuộc là (Rp,m-Rf,m), p=2,4,6,8,10 là một trong 10 danh mục được sử dụng để tính beta trong phần 3.2. Thời kỳ ước lượng là từ 2007-2011.
Thống kê t được trình bày trong ngoặc đơn,***, **,* tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 1%, 5%. Market p2 p4 p6 p8 p10 C -0.075 -0.114 -0.056 -0.064 -0.075 -0.052 (-1.2) (-1.68***) (-0.83) (-0.98) (-1.05) (-0.77) lnILLM,m-1 -0.007 -0.009 -0.005 -0.005 -0.007 -0.004 (-0.84) (-1.2) (-0.6) (-0.67) (-0.78) (-0.54) lnILLUM,m -0.064 -0.07 -0.068 -0.063 -0.057 -0.035 (-4.4)** (-4.55)** (-4.56)** (-4.44)** (-3.47)** (-2.29)* JAN 0.005 0.032 0.013 0.014 0.012 0.005 (0.09) (0.56) (0.22) (0.26) (0.19) (0.08) R2 0.272 0.287 0.279 0.268 0.187 0.092 D-W 2.035 2.022 1.907 2.087 1.928 1.853
Bảng 4-Kết quả mô hình hồi quy theo thời gian
Kết quả hồi quy cho thấy biến thiếu thanh khoản kỳ vọng ILLM,m-1 không có tác động đến tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trong cả hai mô hình sử dụng tỷ suất sinh lợi thị trường và tỷ suất sinh lợi của danh mục theo quy mô. Điều này không nhất quán với giả thiết H1
là tính thiếu thanh khoản kỳ vọng có mối quan hệ cùng chiều, có ý nghĩa đối với tỷ suất sinh lợi kỳ vọng và giả thiết H3 là ảnh hưởng của tính thiếu thanh khoản kỳ vọng thì giảm dần theo quy mô. Kết quả này mâu thuẫn với Amihud (2002).
Hệ số hồi quy của biến thiếu thanh khoản không kỳ vọng lnILLU thì âm và có ý nghĩa tại các mức 1% đối với danh mục thị trường và các danh mục từ 2 đến 8, tại mức 5% đối với danh mục 10. Điều này nhất quán với giả thiết H2 là tỷ suất sinh lợi chứng khoán tại cùng thời điểm thì tương quan âm với tính thiếu thanh khoản không kỳ vọng.
So sánh hệ số hồi quy của các danh mục từ 2 đến 10, nhìn chung hệ số hồi quy có xu hướng tăng dần từ -0.07 (đối với danh mục 2-có quy mô nhỏ nhất) đến -0.035 (đối với danh mục 10 có quy mô lớn nhất)2. Kết quả này nhất quán với giả thiết H4 là ảnh hưởng của tính thiếu thanh khoản không kỳ vọng thì ngược chiều với tỷ suất sinh lợi tạm thời và tác động này tăng dần theo quy mô. Kết quả này phù hợp với Amihud (2002).
Hệ số hồi quy của biến giả tháng Giêng thì không có ý nghĩa tại tất cả các mô hình. Đây là dấu hiệu cho thấy tỷ suất sinh lợi không bị tác động bởi hiệu ứng tháng Giêng.
Bảng 5. Tác động của tính thiếu thanh khoản thị trường, phần bù kỳ hạn lên tỷ suất sinh lợi vượt trội kỳ vọng của chứng khoán.
Kết quả ước lượng sau là của mô hình:
RM,m-Rf,m = g0 + g1 lnILLM,m-1 + g2 ln ILLUM,m + g3JANm + aTMm-1 wm (9)
RM,m là tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của thị trường, Rf là lãi suất tín phiếu kho bạc 364 ngày theo tháng, ILLM,m là tính thiếu thanh khoản hàng tháng của thị trường, lnILLUM,m-1 là tính thiếu thanh khoản không kỳ vọng, làn phần dư thu được từ mô hình tự hồi quy của lnILLM,m-1, JAN là biến giả tháng Giêng, bằng 1 nếu tháng đang xét là tháng 1 và bằng 0 đối với các tháng còn lại. TM là chênh lệch lãi suất giữa trái phiếu chính phủ kỳ hạn 5 năm và tín phiếu kho bạc 364 ngày.
Trong mô hình dựa trên danh mục sắp xếp theo quy mô, biến phụ thuộc là (Rp,m-Rf,m), p=2,4,6,8,10 là một trong 10 danh mục được sử dụng để tính beta trong phần 3.2. Thời kỳ ước lượng là từ 2007-2011 Rm-Rf R2-Rf R4-Rf R6-Rf R8-Rf R10-Rf C -0.04 -0.113 -0.059 -0.066 -0.077 -0.051 (-1.2) (-1.7***) (0.863) (0.996) (1.058) (0.748) lnILLM,m-1 -0.006 -0.010 -0.005 -0.004 -0.006 -0.003 (0.735) (1.127) (0.568) (0.540) (0.702) (0.319) lnILLUM,m -0.064 -0.067 -0.066 -0.063 -0.054 -0.033 (-4.4)** (-4.5)** (-4.5)** (-4.4)** (-3.4)** (-2.27)** JAN 0.004 0.032 0.013 0.013 0.011 0.002 (0.064) (0.541) (0.216) (0.224) (0.178) (0.026) TMm-1 3.603 1.897 0.592 5.169 2.838 10.360 (0.329) (0.162) (0.050) (0.458) (0.228) (0.889) R2 0.274 0.287 0.279 0.271 0.188 0.105 D-W 2.011 2.009 1.903 2.057 1.912 1.801
Bảng 5-Kết quả mô hình hồi quy theo thời gian có sự kiểm soát của biến phần bù rủi ro kỳ hạn
Bảng (5) trình bày kết quả của hồi quy theo thời gian của tính thiếu thanh khoản và phần bù tỷ suất sinh lợi sử dụng thêm biến phần bù kỳ hạn (TM) làm biến kiểm soát. Trong tất cả các hồi quy, biến TM không có ý nghĩa thống kê. Các biến khác nhất quán với kết quả của mô hình khi không có mặt của biến TM: biến tính thiếu thanh khoản kỳ vọng không có tác động đến tỷ suất sinh lợi, biến tính thiếu thanh khoản không kỳ vọng có ý nghĩa trong cả mô hình sử dụng danh mục thị trường và danh mục sắp xếp theo quy mô tại mức ý nghĩa 1% (trừ danh mục 10 có ý nghĩa tại mức 5%) và hệ số hồi quy có xu hướng tăng dần từ danh mục có quy mô nhỏ đến danh mục có quy mô lớn hơn, biến giả tháng Giêng vẫn không có ý nghĩa thống kê.
Tóm lại, tính thiếu thanh khoản kỳ vọng không có tác động theo thời gian đến tỷ suất sinh lợi vượt trội kỳ vọng trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả này có thể giải thích là do tại thị trường Việt Nam, trái phiếu chính phủ tuy ít rủi ro nhưng còn chưa phát triển, tính thanh khoản của thị trường trái phiếu không cao, dẫn đến tỷ suất sinh lợi vượt trội của chứng khoán không chứa đựng một phần bù thanh khoản. Theo
thống kê của ADB (Ngân hàng phát triển châu Á) năm 2008, giá trị giao dịch (một thước đo về tính thanh khoản) của thị trường trái phiếu Việt Nam vào hàng thấp nhất trong số các thị trường đang nổi lên ở Đông Á. Lượng giao dịch của trái phiếu Chính phủ Việt Nam là 0,37 lần so với lượng trái phiếu Chính phủ lưu hành bình quân của năm. Trong khi đó, ở Trung Quốc, tỷ lệ này là 1,46 lần, ở Indonesia là 1,44 lần, ở Malaysia là 1,47 lần, ở Singapore là 2,99 lần, còn ở Thái Lan là 3,53%.
Tuy nhiên, tính thiếu thanh khoản không kỳ vọng lại có ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi tại cùng thời điểm. Các công ty nhỏ thì nhạy cảm hơn đối với tính thiếu thanh khoản không kỳ vọng. Đây là một phát hiện khá lý thú và cần nghiên cứu sâu hơn.