CHƢƠNG 3 PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.3.1.Phân tích danh mục
3.3. Phương pháp ngh in cứu:
3.3.1.Phân tích danh mục
Nghiên cứu chia các chứng khoán vào 10 danh mục h ng năm theo các đặc điểm của chứng khoán, tỷ suất sinh lợi ban đầu hay tỷ suất sinh lợi đ được điều chỉnh rủi ro của mỗi danh mục được kiểm tra bằng chứng của sự bất thường bằng cách kiểm định xem có sự khác biệt trung bình giữa danh mục phân vị 1 và danh mục phân vị 10. Các đặc điểm của chứng khoán được dùng để chia danh mục trong nghiên cứu này bao gồm: 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), qu mô công t , tăng trưởng tài sản ngắn hạn (CAG), tăng trưởng tài sản dài hạn (LT G), tăng trưởng nợ phải trả (LG), tăng trưởng vốn chủ sở hữu (EG).
Hiệu ứng đầu tƣ
Theo luật chứng khốn của Việt Nam, một cơng ty niêm yết phải nộp báo cáo hàng năm tới cơ quan quản lý chứng khoán thuộc hội đồng nh nước và tới thị trường chứng khoán chậm nhất 90 ngày sau khi kết thúc năm kế toán. Để đảm bảo rằng các biến kế toán được biết trước tỷ suất sinh lợi chúng được dùng để giải thích, tác giả kết hợp dữ liệu kế toán cuối năm dương lịch t với tỷ suất sinh lợi của chứng khoán từ tháng 7 năm t+1 tới tháng 6 năm t+2. Khoảng cách 6 tháng giữa cuối năm t i ch nh v năm t nh tỷ suất sinh lợi là vừa phải. Các nghiên cứu trước đâ (như Basu, 1983) thường cho rằng
các biến kế toán sẽ có sẵn sau 3 tháng kể từ khi kết thúc năm t i ch nh. Tu nhi n nhiều công t không tuân theo qu định nộp báo cáo chậm nhất 90 ngày sau khi kết thúc năm t i ch nh, các báo cáo t i ch nh của họ thường được công bố sau tháng tư. Giai đoạn mẫu của tỷ suất sinh lợi kéo dài 96 tháng từ tháng 7 năm 2007 tới tháng 6 năm 2015.
Cuối tháng 6 của mỗi năm t+1, chứng khoán được phân thành các thập phân vị dựa vào TAGit và danh mục được hình thành từ tháng 7 của năm t+1 tới tháng 6 của năm t+2. Danh mục được tổ chức cho 1 năm v sau đó cân đối lại. Để giảm tác động của các giá trị ngoại lai, tác giả lượt bớt các giá trị quá xa trung bình nghĩa l tất cả các biến ở đầu hoặc cuối một phân vị của phân phối của chúng.
Sau khi gán các công ty vào một trong các phân vị dựa trên TAG, tác giả tính tỷ suất sinh lợi trung bình ban đầu và hệ số alpha h ng tháng đối với danh mục phân bổ đều (EW) trong mỗi giai đoạn từ tháng 7 năm 2007 đến tháng 6 năm 2015 (96 tháng). Alpha là một thước đo tỷ suất sinh lợi dựa trên rủi ro đ được điều chỉnh. Alpha lấy sự biến động trong tỷ suất sinh lợi thực tế và so sánh tỷ suất sinh lợi đó với chỉ số của một danh mục chuẩn. Tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục trong tương quan với tỷ suất sinh lợi của chỉ số danh mục chuẩn được gọi là alpha của danh mục đó. Nói cách khác Alpha là tỷ suất sinh lợi bất thường của một chứng khoán hay một danh mục đầu tư, vượt trội hơn mức tỷ suất sinh lợi cân bằng m mơ hình định giá tài sản vốn CAPM hoặc mơ hình ba nhân tố theo Fama, French đ chỉ ra. Alpha là một trong năm chỉ số định lượng đo lường rủi ro, các chỉ số còn lại l beta, độ lệch chuẩn, R-bình phương v tỷ số Sharpe. Tất cả các chỉ số n đều l thước đo thống k được sử dụng trong lý thuyết danh mục đầu tư hiện đại. Một alpha dương có nghĩa l danh mục đó đ có sự thể hiện tốt hơn chỉ số danh mục chuẩn của nó. Tương tự như thế, một alpha âm có nghĩa l danh mục đó đ thể hiện kém hơn chỉ số danh mục chuẩn của nó. Độ lớn của hệ số alpha sẽ cho thấy khả năng giải thích tỷ suất sinh lợi của mơ hình nào tốt hơn.
Mơ hình PM được hồi qu theo phương trình sau: Ri =Rf + βi1(Rm- Rf)+ 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.
Mơ 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 mơ nhỏ trừ tỷ suất sinh lời của danh mục có quy mô lớn.
HML: Tỷ suất sinh lời của danh mục có tỷ số BM cao trừ tỷ suất sinh lời của danh mục có tỷ số BM thấp.
Đầu tƣ quá mức và hiệu ứng đầu tƣ
Tiếp theo tác giả kiểm tra xem liệu hiệu ứng đầu tư có mạnh hơn đối với các cơng ty có quyền tự quyết định đầu tư lớn hơn. Như Titman v cộng sự (2004) bắt đầu từ tháng 7 của năm t+1, tác giả đưa tất cả các chứng khoán vào hai nhóm theo dịng tiền năm t, tính theo quy mơ tổng tài sản (CF), tỷ số nợ trên tài sản (DA). Nếu CF (DA) của công t l dưới trung vị của CF (DA) của năm, chứng khốn đó được đưa v o nhóm CF (DA) thấp; ngược lại thì đưa v o nhóm F ( ) cao. Với mỗi nhóm, chứng khốn được chia đều vào các phân vị dựa trên TAG của năm t theo thứ tự tăng dần. Sau đó, tác giả tính tỷ suất sinh lợi ban đầu hàng tháng của danh mục phân bổ đều từ tháng 7 của năm t+1 tới tháng 6 của năm t+2.
Sau đó, tác giả kiểm tra xem liệu các nh đầu tư có phản ứng quá mức đối với đầu tư của công ty trong quá khứ hay không. Tác giả phân t ch đầu tư công t v tỷ suất sinh lợi đối với mỗi phân vị TAG ở năm trước v năm sau năm lấy TAG. Các nghiên cứu trước như ooper v cộng sự (2008) thực hiện phân t ch đối với 5 năm trước và sau năm phân chia danh mục, Wang và cộng sự (2015) thực hiện đối với 3 năm trước và 3 năm sau phân chia danh mục, nhưng do hạn chế về dữ liệu trên thị trường chứng khoán Việt Nam, tác giả chỉ thực hiện phân t ch t nh động của mối quan hệ giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi ở năm trước v sau năm lấy TAG. Như ooper v cộng sự (2008), ở cuối tháng 6 của mỗi năm t+1, chứng khoán được phân vào các phân vị dựa trên TAG của năm t. T G phân bổ đều và tỷ suất sinh lợi đối với mỗi phân vị TAG trong các năm xung quanh năm t được tính và phân tích. TAG của t-1 tương ứng với tỷ suất sinh lợi trung bình của -1 năm t (từ tháng 7 năm t-1 tới tháng 6 năm t), T G của năm t+1 tương ứng với tỷ suất sinh lợi trung bình của +1 năm t (từ tháng 7 của năm t+1 tới tháng 6 của năm t+2).
Hiệu ứng quy mô – BM và đầu tƣ
Như đ đề cập ở trên, có một lượng lớn các mơ hình được đưa ra gần đâ như của Berk và cộng sự (1999), của Carlson và cộng sự (2004) chỉ ra rằng có sự kết hợp giữa đầu tư cơng t , qu mơ của nó và tỷ số BM của nó. Trong nghiên cứu của Berk và cộng sự (1999), các cơ hội đầu tư với rủi ro hệ thống thấp dường như rất hấp dẫn đối với các công ty và việc thực hiện các đầu tư như thế này dẫn tới một sự gia tăng lớn trong giá trị thị trường. Hệ quả là rủi ro hệ thống trung bình của các cơng ty và tỷ suất sinh lợi trong giai đoạn kế tiếp là thấp hơn. Nhìn tổng thể, tỷ suất sinh lợi kỳ vọng cho thấy tương quan dương với BM v tương quan âm với giá trị thị trường. Carlson và cộng sự (2004) phát triển một mơ hình trong đó các cơng t độc quyền ra quyết định đầu tư phải đối mặt với tình trạng nhu cầu thị trường sản phẩm ngẫu nhiên. Khi nhu cầu sản phẩm của một công ty giảm, giá trị thị trường giảm tương đối so với giá trị sổ sách. Bởi vì chi phí hoạt động cố định tỷ lệ thuận với giá trị sổ sách, rủi ro của tỷ suất sinh lợi
tăng với đòn bẩy hoạt động. Khi nhu cầu sản phẩm giảm, các công t đầu tư t hơn ha giảm quy mơ vì chi phí hoạt động cố định. Trong mơ hình của họ, BM tương quan với đòn bẩy hoạt động, trong khi qu mơ đóng vai trị quan trọng trong các cơ hội tăng trưởng liên quan tới các tài sản có sẵn. Trong phần này, tác giả điều tra khả năng giải thích của quy mơ, BM, các nhân tố đầu tư với phần chéo của tỷ suất sinh lợi danh mục dựa trên quy mô và BM.
Mỗi năm, tác giả chia chứng khốn thành 5 nhóm dựa trên giá trị chứng khốn lưu hành ở cuối tháng 6 của năm t+1, v th nh 5 nhóm dựa trên giá trị giá trị thứ hạng của BM ở cuối mỗi năm t i ch nh t. 25 danh mục quy mơ-BM được hình thành bởi sự kết hợp của 5 nhóm theo quy mơ và 5 nhóm theo BM. Các danh mục được tổ chức cho 1 năm (từ tháng 7 của năm t+1 tới tháng 6 của năm t+2) v sau đó cân đối lại.
3.3.2. Phân tích hồi quy chéo
Những phân tích trên là ở mức độ danh mục. Để l m cơ sở cho tính vững chắc, tác giả chuyển sang phân tích các chứng khốn riêng lẻ và thực hiện hồi quy chéo theo Fama-MacBeth. Nghiên cứu thực hiện hồi quy chéo theo Fama-MacBeth tỷ suất sinh lợi hàng tháng của công ty dựa tr n tăng trưởng tài sản và các biến đặc trưng của công ty. Tác giả thực hiện hồi quy trên tất cả các công ty. Ở mỗi tháng, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán được hồi quy dựa trên một tập hợp các biến được cho là có khả năng giải thích tỷ suất sinh lợi mong đợi. ác ước lượng hệ số kết quả là trung bình của chuỗi các hệ số hồi quy theo tháng. Các biến giải th ch được sử dụng trong nghiên cứu phù hợp với các nghiên cứu trước đâ bao gồm: tăng trưởng tài sản (TAG), tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BM), tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE).Để khắc phục hiện tượng tự tương quan v phương sai tha đổi, tác giả đ điều chỉnh các độ lệch chuẩn theo phương thức của Newey and West (1987).
Phân tích tính động mối tƣơng quan giữa tỷ suất sinh lợi và đầu tƣ
Tác giả kiểm tra t nh động trong mối quan hệ giữa đầu tư v tỷ suất sinh lợi ở mức độ riêng lẻ. Trong mỗi tháng của năm xung quanh năm hình th nh danh mục, tỷ suất
sinh lợi hàng tháng của chứng khoán riêng lẻ được hồi quytheo TAG của năm t theo hồi quy chéo của Fama-MacBeth.
Đầu tƣ quá mức ở các công ty riêng lẻ và hiệu ứng đầu tƣ
Tác giả đưa tất cả chứng khốn vào hai nhóm theo dịng tiền năm t, đo bằng tổng tài sản (CF), tỷ số nợ trên tài sản (DA). Trong mỗi nhóm, từ tháng 7 năm t+1 tới tháng 6 năm t+2, tỷ suất sinh lợi hàng tháng của các chứng khoán riêng lẻ được hồi quy dựa v o T G năm t theo hồi quy chéo của Fama-MacBeth.
Kiểm định hồi quy của các lý giải dựa trên rủi ro
Theo cách lý giải dựa trên rủi ro dự đoán rằng tỷ suất sinh lợi mong đợi tương quan dương tu ến tính với BM, tương quan âm với đầu tư kiểm soát khả năng sinh lợi, tương quan dương với khả năng sinh lợi kiểm soát đầu tư.
Dựa vào nghiên cứu của Chen và cộng sự (2011), tác giả sử dụng ROE như một đại diện cho khả năng sinh lợi. Từ tháng 7 năm t+1 tới tháng 6 năm t+2, tỷ suất sinh lợi hàng tháng của chứng khoán riêng lẻ được hồi quy lần lượt dựa trên BM, TAG, và ROE của năm t.
3.3.3. Kiểm định tính vững
Tăng trưởng tổng tài sản có thể đại diện cho sự tăng trưởng tồn diện của một công ty. Vấn đề đặt ra là một sự tăng trưởng trong một thành phần n o đó của tăng trưởng tài sản có đi kèm với hiệu ứng tỷ suất sinh lợi tiêu cực như tăng trưởng tài sản hay không? Nếu hiệu ứng tăng trưởng đơn giản chỉ là vấn đề do có sự can thiệp của nhà quản lý vào thời điểm thị trường, ví dụ như một sự tăng trưởng trong tài sản do tài trợ bằng việc phát hành cổ phần mới ra cơng chúng có thể được theo sau bằng một hiệu ứng tăng trưởng. Bằng cách nhìn vào các thành phần của tăng trưởng tài sản chúng ta có thể trả lời vấn đề được nêu trên.
Tương tự như ooper v cộng sự (2008), tác giả phân tích biến tăng trưởng tổng tài sản thành các thành phần chính trong bảng cân đối kế tốn. Một mặt, tổng tài sản bằng tài sản ngắn hạn (CA) cộng tài sản dài hạn (LTA); mặt khác tổng tài sản bằng nợ
(L) cộng với vốn chủ sở hữu (E). Mỗi sự khác nhau về loại tài sản được sắp xếp theo tổng tài sản của năm trước để tổng bằng tổng tăng trưởng tài sản cùng thời điểm. Nghĩa là CAGit=(CAit-CAit-1)/TAit-1, CAGit l tăng trưởng tài sản ngắn hạn năm t. Tương tự, tác giả có thể t nh tăng trưởng tài sản dài hạn (LTAGit), tăng trưởng nợ (LGit) v tăng trưởng vốn chủ sở hữu (EGit).Tác giả thực hiệnphân tích dựa trên CAGit, LTAGit, LGit, EGit .
CHƢƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1. Thống kê mô tả TAG
Bảng 4.1 thống kê tóm tắt T G theo năm từ 2006 đến 2013. Trung bình (trung vị) của TAG trong mẫu khoảng 37% (15%), độ lệch chuẩn của T G gia tăng ở giai đoạn 2006-2009 và giảm dần trong giai đoạn 2010-2013. Nhìn chung độ lệch chuẩn của T G có xu hướng giảm trong giai đoạn 2006-2013, dù khơng giảm đơn điệu. Tính bất ổn của T G tăng có thể do sự gia tăng mạnh trong số lượng các công ty mới được niêm yết trên thị trường chứng khoán từ năm 2007 đến năm 2009.