CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4. Phương pháp kỳ vọng sai lệch
4.4.1. Kiểm tra sự tồn tại của kỳ vọng sai lệch trên thị trường chứng khoán Việt
Nam.
Sau khi xác định tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục VP-GI khơng thể giải thích hồn tồn bởi các nhân tố rủi ro chung của thị trường và kết quả từ hồi quy dữ liệu chéo theo từng tháng ở cấp độ công ty cho thấy tỷ suất sinh lợi vượt trội có thể là do việc định giá sai. Trong phần này, tác giả tiến hành kiểm tra câu hỏi thứ hai là “Nguồn gốc sự khác biệt tỷ suất sinh lợi vượt trội của công ty giá trị có hoạt động mua lại cổ phần và cơng ty tăng trưởng có hoạt động phát hành cổ phần tại Việt Nam ?”. Để đại diện cho sự định giá sai, tác giả sử dụng phương pháp kỳ vọng sai lệch của thị trường bằng cách xem tác động của tỷ số B/M và chỉ số F-SCORE.
Đầu tiên, tác giả kiểm tra kỳ vọng sai lệch của thị trường có tồn tại trên thị trường chứng khốn Việt Nam, như là đối với thị trường Mỹ và Châu Âu. Do đó, tác giả tiến hành so sánh tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục V-G khi có tồn tại kỳ vọng sai lệch và khơng tồn tại kỳ vọng sai lệch của thị trường.
Bảng 4.22 cho thấy tỷ suất sinh lợi trung bình theo từng tháng của các danh mục được thiết lập dựa trên tỷ số B/M, hệ số F-SCORE và giá trị p-value khi thực hiện kiểm
tốt. Danh mục W bao gồm các cổ phiếu có chỉ số cơ bản yếu. Tỷ suất sinh lợi của danh mục V-G là chênh lệch tỷ suất sinh lợi của công ty giá trị và công ty tăng trưởng. Tỷ suất sinh lợi của danh mục S-W là chênh lệch tỷ suất sinh lợi của cơng ty có chỉ số cơ bản tốt và cơng ty có chỉ số cơ bản yếu. Danh mục VW bao gồm cơng ty giá trị có chỉ số cơ bản yếu, danh mục VT bao gồm cơng ty giá trị có chỉ số cơ bản tốt, danh mục GT bao gồm cơng ty tăng trưởng có chỉ số cơ bản tốt và danh mục GW bao gồm cơng ty tăng trưởng có chỉ số cơ bản yếu.
Danh mục không tồn tại kỳ vọng sai lệch của thị trường bao gồm các cổ phiếu giá trị có chỉ số cơ bản yếu và các cổ phiếu tăng trưởng chỉ số cơ bản tốt, tỷ suất sinh lợi của danh mục là chênh lệch tỷ suất sinh lợi của hai loại cổ phiếu này. Danh mục tồn tại kỳ vọng sai lệch của thị trường bao gồm các cổ phiếu giá trị có chỉ số cơ bản tốt và các cổ phiếu tăng trưởng có chỉ số cơ bản yếu, tỷ suất sinh lợi của danh mục là chênh lệch tỷ suất sinh lợi của hai loại cổ phiếu này.
Bảng 4.22: Kết quả so sánh tỷ suất sinh lợi các danh mục V, danh mục G và danh mục V-G có xem xét tồn tại kỳ vọng sai lệch.
G V V-G W 0.0069 0.0115 0.0055 p-value 0.0473 0.0013 0.2791 S 0.0124 0.0212 0.0085 p-value 0.0000 0.0000 0.0203 S-W 0.0073 0.0092 p-value 0.1289 0.0655
Danh mục tồn tại kỳ vọng sai lệch của thị trường 0.0139
p-value 0.0042
Danh mục không tồn tại kỳ vọng sai lệch của thị trường -0.0013
p-value 0.7867
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả
Khi xem xét riêng tác động của tỷ số B/M, tỷ suất vượt trội của danh mục V-G (chỉ xét cơng ty có chỉ số cơ bản tốt) là 0.85%/tháng và có ý nghĩa thống kê (mức ý nghĩa
10%). Ngược lại, tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục V-G (chỉ xét các cơng ty có chỉ số cơ bản yếu) là 0.55%/tháng và khơng có ý nghĩa thống kê (mức ý nghĩa 10%). Tương tự, xét riêng tác động của chỉ số cơ bản, tỷ suất vượt trội của danh mục S-W của các công ty giá trị là 0.92%/tháng và có ý nghĩa thống kê (mức ý nghĩa 10%). Ngược lại, tỷ suất vượt trội của danh mục S-W của các công ty tăng trưởng là 0.73%/tháng và khơng có ý nghĩa thống kê (mức ý nghĩa 10%).
Tác giả thấy rằng tín hiệu của chỉ báo bị nhiễu khi xem xét riêng tác động của từng chỉ báo lên tỷ suất sinh lợi vượt trội. Tuy nhiên, khi kết hợp cả tỷ số B/M và chỉ số cơ bản, kết quả cho thấy tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục tồn tại kỳ vọng sai lệch là 1,39%/tháng và có ý nghĩa thống kê (với p-value = 0.0042). Tỷ suất sinh lợi của danh mục không tồn tại kỳ vọng sai lệch là -0.13%/tháng và khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả tại Việt Nam tương tự với bằng chứng thực nghiệm tại thị trường chứng khoán Mỹ (Piotroki và So’s, 2012) và tại thị trường chứng khoán Châu Âu (Christian Walkshäusl, 2015).
4.4.2. Kết quả hồi quy dữ liệu chéo theo từng tháng ở cấp độ công ty (Fama-
Macbeth, 1973).
Tác giả thực hiện kiểm tra quan điểm định giá sai ở cấp độ công ty bằng cách hồi quy dữ liệu chéo từng tháng tương tự như phần 4.3.3. Vào cuối tháng 6 mỗi năm, tác giả phân chia mẫu thành hai nhóm dựa trên tỷ số B/M và hoạt động tài trợ của công ty bao gồm danh mục VP-GI và danh mục VI-GP. Danh mục VP-GI là danh mục có sự đồng thuận trong tín hiệu định giá sai của tỷ số B/M và hoạt động tài trợ của công ty. Danh mục VI-GP là danh mục khơng có sự đồng thuận trong tín hiệu định giá sai của tỷ số B/M và hoạt động tài trợ của công ty.
Với mỗi danh mục, tác giả tiếp tục chia ra thành nhóm có tồn tại kỳ vọng sai lệch (bao gồm cơng ty giá trị có chỉ số cơ bản tốt và cơng ty tăng trưởng có chỉ số cơ bản yếu) và nhóm khơng tồn tại kỳ vọng sai lệch (bao gồm cơng ty giá trị có chỉ số cơ bản yếu và cơng ty tăng trưởng có chỉ số cơ bản tốt).
Bảng 4.23: Kết quả hồi quy dữ liệu chéo theo từng tháng có yếu tố kỳ vọng sai lệch.
Biến giải thích
Danh mục VP-GI Danh mục VI-GP Tồn tại kỳ vọng sai lệch Không tồn tại kỳ vọng sai lệch Tồn tại kỳ vọng sai lệch Không tồn tại kỳ vọng sai lệch BM 0.0122 0.0004 0.0042 -0.0079 p-value 0.0370 0.9600 0.7170 0.1830 NI -0.0802 -0.0362 -0.0121 -0.0466 p-value 0.1730 0.2590 0.7160 0.4300 SZ -0.0007 0.0000 -0.0050 -0.0011 p-value 0.7810 0.9880 0.1670 0.7440 MOM 0.0178 0.9383 0.0170 0.0165 p-value 0.1420 0.3570 0.1780 0.2460 Cơng ty có tỷ số B/M tại phân vị 90 0.0182 0.0048 0.0145 0.0138 Cơng ty có tỷ số B/M tại phân vị 10 0.0058 0.0138 0.0052 0.0119
Tỷ suất sinh lợi vượt trội 0.0125 -0.0090 0.0093 0.0019
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả
Kết quả hồi quy cho thấy hệ số trung bình của nhân tố BM chỉ có ý nghĩa thống kê (mức ý nghĩa 10%) đối với nhóm tồn tại kỳ vọng sai lệch của danh mục VP-GI. Đối với nhóm khơng tồn tại kỳ vọng sai lệch của danh mục VP-GI, hệ số BM là 0.0004 (p-value =0.9600), cho thấy khơng có khả năng dự báo. Đối với nhóm tồn tại kỳ vọng sai lệch của danh mục VP-GI, hệ số BM là 0.0122 (p-value = 0.0370). Tỷ số B/M khơng giải thích được tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục VP-GI. Do đó, tỷ suất sinh lợi vượt trội của nhóm VP-GI là do yếu tố định giá thấp đối với cơng ty giá trị có chỉ số cơ bản tốt và định giá cao đối với công ty tăng trưởng có chỉ số cơ bản yếu. Hơn nữa, kết quả cho thấy khả năng dự báo của hoạt động tài trợ của công ty đối với tỷ suất sinh lợi vượt trội bị mất đi (khơng có ý nghĩa thống kê cho cả hai danh mục) khi xem xét đến yếu tố kỳ vọng sai lệch của thị trường.
Tác giả xác định cơng ty có tỷ số B/M thấp ở vị trí phân vị thứ 10 (cơng ty tăng trưởng) và cơng ty có tỷ số B/M cao ở vị trí phân thứ 90 (cơng ty giá trị), đồng thời
tính tốn tỷ suất sinh lợi trung bình qua các tháng. Kết quả cho thấy tỷ suất sinh lợi vượt trội của cơng ty có tỷ số B/M ở vị trí thứ 90 và vị trí thứ 10 là 1.25%/tháng đối với nhóm tồn tại kỳ vọng sai lệch của danh mục VP-GI, ngược lại, đối với nhóm khơng tồn tại kỳ vọng sai lệch là -0.90%/tháng. Tương tự, tỷ suất sinh lợi vượt trội của cơng ty có tỷ số B/M ở vị trí thứ 90 và vị trí thứ 10 là 0.93%/tháng đối với nhóm tồn tại kỳ vọng sai lệch của danh mục VI-GP, ngược lại, đối với nhóm khơng tồn tại kỳ vọng sai lệch là 0.19%/tháng. Điều này cho thấy khi tồn tại kỳ vọng sai lệch của thị trường thì tỷ suất sinh lợi vượt trội giữa cơng ty giá trị và công ty tăng trưởng cao hơn khi không tồn tại sai lệch của thị trường.
Tại thị trường Châu Âu, kết quả hồi quy theo từng tháng cho thấy hệ số của tỷ số B/M là 0.52 và có ý nghĩa thống kê, các danh mục cịn lại đều khơng có ý nghĩa thống kê. Chỉ số NI mất khả năng dự báo đối với tất cả danh mục (khơng có ý nghĩa thống kê). Như vậy, tỷ số B/M chỉ có khả năng dự báo đối với nhóm tồn tại kỳ vọng sai lệch của danh mục VP-GI (có ý nghĩa thống kê) và hoạt động tài trợ của công ty bị mất đi khả năng dự báo khi xét yếu tố định giá sai thông qua chỉ số F-SCORE. Kết quả thực nghiệm tại thị trường Việt Nam phù hợp với kết quả nghiên cứu tại thị trường chứng khoán Châu Âu (Christian Walkshäusl, 2015).