Zero Ret (5) (6) (7) (8) 𝑾𝑨𝑳 − 𝟏 -0.0446 𝑾𝑨𝑳 − 𝟐 -0.0739 (***) 𝑾𝑨𝑳 − 𝟑 0.0264 𝑴𝑾𝑨𝑳 -0.1883 (*) ROA -0.1433 -0.0893 -0.2468 -0.0618 𝑴𝒂𝒓𝒌𝒆𝒕 𝒕𝒐 𝑩𝒐𝒐𝒌𝒕−𝟏 -0.0002 0.0001 -0.0019 -0.0013 𝑳𝒐𝒈(𝑴𝒌𝒕.𝑪𝒂𝒑. )𝒕−𝟏 -0.0271 (**) -0.0276 (**) -0.0058 -0.0473 (*) Disc. Accruals 0.0101 0.0056 -0.0336 0.0145 Capital Expenditure -0.0392 -0.0369 -0.0170 0.0035 𝑩𝑯𝑨𝑹𝒕−𝟏 -0.0028 -0.0038 -0.0014 -0.0017 Obs. 1800 1800 1800 1800 R2 0.2800 0.2810 0.2562 0.2870
Tóm lại, các kết quả hồi quy ở bảng 5.1 cho thấy thực sự có một tương quan cùng chiều giữa tính thanh khoản của tài sản và tính thanh khoản cổ phiếu từng doanh nghiệp qua thời gian. Mặc dù vậy, tương quan này khá yếu với độ tin cậy khơng cao. Nhìn chung, các biến kiểm sốt trong bảng 5.1 cho ra ước lượng các hệ số gốc khá khó hiểu. Hai biến có độ tin cậy cao đối với cả bốn phương pháp
là 𝑀𝑎𝑟𝑘𝑒𝑡 𝑡𝑜 𝐵𝑜𝑜𝑘𝑡−1 và 𝐿𝑜𝑔(𝑀𝑘𝑡.𝐶𝑎𝑝. )𝑡−1 nhưng dấu hệ số của các phương
Chúng tôi tiếp tục tiến hành hồi quy chéo các dữ liệu trên theo phương pháp tiếp cận của Fama-Macbeth để xem tương quan giữa tính thanh khoản của tài sản và tính thanh khoản của cổ phiếu như thế nào giữa các cổ phiếu doanh nghiệp. Phương pháp ước lượng bình phương bé nhất được chúng tơi sử dụng ở Bảng 5.2 đã cố định các thay đổi của hệ số gốc của các mơ hình qua giai đoạn thời gian của mẫu cũng như cố định sự khác nhau về đặc điểm riêng của từng cổ phiếu giữa các công ty. Ở bảng 5.2, chúng tôi xem xét tương quan này thay đổi như thế nào khi có sự khác nhau về đặc điểm của từng công ty. Chúng tôi tiến hành hồi quy theo phương pháp Ước lượng bình phương nhỏ nhất cho từng quý theo mơ hình: Yi,t = α+ βXi,t + γControlsi,t+µi+ µt+ ϵi,t. Sau đó, lấy bình qn hàng q các hệ số của từng biến mơ hình. Có tất cả 25 quan sát thể hiện 25 quý trong giai đoạn mẫu từ 2007 đến 2013 ở mỗi bảng cho mỗi kết hợp giữa biến phụ thuộc thể hiện tính thanh khoản của tài sản và biến độc lập thể hiện tính thanh khoản của cổ phiếu. Riêng kết hợp sử dụng biến phụ thuộc
Spread chỉ có 23 quan sát do giới hạn trong bộ dữ liệu mẫu như đã trình bày ở
Chương 4.
Để điều chỉnh tự tương quan giữa các quý, chúng tôi điều chỉnh phương sai của từng tham số trung bình bằng cách nhân với �1+ρ1−ρ , với ρ là hệ số tự tương quan bậc 1 của các ước lượng tham số. Phương pháp điều chỉnh tự tương quan này được gợi ý bởi Gopalan, Kadan và Pevzner (2009).
Mẫu sử dụng trong mơ hình bao gồm tất cả các doanh nghiệp phi tài chính được niêm yết trên sàn qua giai đoạn từ quý I năm 2007 đến quý I năm 2013. Riêng Spread chỉ lấy được dữ liệu từ quý III năm 2007 đến quý I năm 2013. Dấu hoa thị thể hiện độ tin cậy ở mức 99% (*), 95% (**) và 90% (***).
Xét bảng 5.2 – A , biến phụ thuộc là 𝐼𝑙𝑙𝑖𝑞. Từ cột (1) đến cột (4) là bốn kết hợp
của biến phụ thuộc đo lường tính khơng thanh khoản cổ phiếu 𝐼𝑙𝑙𝑖𝑞 với bốn biến độc lập đo lường tính thanh khoản của tài sản: WAL−1, WAL−2,
WAL−3 và MWAL. Kết quả mơ hình cho ra khá nhập nhằng và khơng có ý nghĩa thống kê. Xét hệ số của biến độc lập, chỉ có một trong số bốn kết hợp có hệ số của biến độc lập âm, thể hiện tương quan dương giữa tính thanh khoản của tài sản và tính thanh khoản của cổ phiếu. Hệ số của biến kiểm sốt khơng thống nhất giữa các kết hợp và không giúp đưa ra được một kết luận cụ thể về kết quả của mơ hình.
Bảng 5.2-A: Các kết hợp hồi quy theo biến phụ thuộc 𝑰𝒍𝒍𝒊𝒒
𝑰𝒍𝒍𝒊𝒒 (1) (2) (3) (4) 𝑾𝑨𝑳 − 𝟏 -0.2572 𝑾𝑨𝑳 − 𝟐 0.5663 𝑾𝑨𝑳 − 𝟑 0.8683 𝑴𝑾𝑨𝑳 0.7563 ROA -2.2740 -3.0554 -3.4493 -2.5476 𝑴𝒂𝒓𝒌𝒆𝒕 𝒕𝒐 𝑩𝒐𝒐𝒌𝒕− 0.0031 -0.0041 0.0074 0.0593 𝑳𝒐𝒈(𝑴𝒌𝒕.𝑪𝒂𝒑. )𝒕−𝟏 0.0187 0.0111 -0.0023 -0.0015 Disc. Accruals 0.0318 0.1658 0.3982 0.3155 Capital Expenditure -0.1846 0.0088 -0.3073 -0.3092 𝑩𝑯𝑨𝑹𝒕−𝟏 0.0070 -0.0250 -0.0038 -0.0113 Obs. 25 25 25 25
Xét bảng 5.2 – B, từ cột (5) đến cột (8), chúng tôi lập lại mơ hình hồi quy với dữ liệu biến phụ thuộc s – Roll(1984) tương ứng với bốn biến độc lập và một tập hợp các biến kiểm soát như ở bảng 5.2 – A, kết quả cũng cho ra tương tự. Tức là hệ số của các biến đều khơng có ý nghĩa thống kê. Chỉ có hai trong bốn
biến độc lập có hệ số âm, hệ số các biến kiểm sốt cho ra các kết quả khơng thống nhất và rất khó hiểu. Nghĩa là, ở đây, các hệ số của biến kiểm soát
𝑴𝒂𝒓𝒌𝒆𝒕 𝒕𝒐 𝑩𝒐𝒐𝒌𝒕−𝟏 là âm và hệ số của biến kiểm soát 𝑳𝒐𝒈(𝑴𝒌𝒕.𝑪𝒂𝒑. )𝒕−𝟏
lại dương, đi ngược với kết luận ban đầu của phương pháp Ước lượng phương sai nhỏ nhất thể hiện ở bảng 5.1 – A.
Bảng 5.2-B: Các kết hợp hồi quy theo biến phụ thuộc s-Roll (1984)
s -Roll (1984) (5) (6) (7) (8) 𝑾𝑨𝑳 − 𝟏 -0.3492 𝑾𝑨𝑳 − 𝟐 0.1596 𝑾𝑨𝑳 − 𝟑 -0.1162 𝑴𝑾𝑨𝑳 0.1945 ROA -0.0039 -0.8333 -0.0312 -0.1311 𝑴𝒂𝒓𝒌𝒆𝒕 𝒕𝒐 𝑩𝒐𝒐𝒌𝒕−𝟏 -0.0326 -0.0340 0.0055 -0.0351 𝑳𝒐𝒈(𝑴𝒌𝒕.𝑪𝒂𝒑. )𝒕−𝟏 0.0402 0.0375 0.0346 0.0360 Disc. Accruals -0.3757 -0.3866 -0.3594 -0.4423 Capital Expenditure -0.3204 -0.3947 -0.2884 -0.4455 𝑩𝑯𝑨𝑹𝒕−𝟏 0.1624 0.2013 0.0261 0.1493 Obs. 25 25 25 25
Xét bảng 5.2 – C, biến phụ thuộc là Spread. Từ cột (9) đến cột (12) là kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là Spread sử dụng phương pháp hồi quy Fama- Macbeth (2002). Kết quả mơ hình cho ra tương tự như ở bảng 5.2 – A, tức là hệ số của các biến đều khơng có ý nghĩa thống kê. Chỉ có một trong bốn hệ số của
biến độc lập là âm trong các kết hợp với biến phụ thuộc Spread. Các hệ số của các biến kiểm sốt khơng cho ra kết quả thống nhất và một lần nữa cho thấy sự mâu thuẫn với kết luận của phương pháp Ước lượng phương sai nhỏ nhất.
Bảng 5-C: Các kết hợp hồi quy theo biến phụ thuộc Spread
𝑺𝒑𝒓𝒆𝒂𝒅 (9) (10) (11) (12) 𝑾𝑨𝑳 − 𝟏 -0.0551 𝑾𝑨𝑳 − 𝟐 0.0583 𝑾𝑨𝑳 − 𝟑 0.0717 𝑴𝑾𝑨𝑳 0.0932 ROA -0.4266 -0.5402 -0.5504 -0.4722 𝑴𝒂𝒓𝒌𝒆𝒕 𝒕𝒐 𝑩𝒐𝒐𝒌𝒕−𝟏 0.0018 0.0005 0.0014 0.0076 𝑳𝒐𝒈(𝑴𝒌𝒕.𝑪𝒂𝒑. )𝒕−𝟏 0.0049 0.0041 0.0031 0.0024 Disc. Accruals -0.0191 0.0074 0.0096 0.0128 Capital Expenditure -0.0459 -0.0265 -0.0570 -0.0625 𝑩𝑯𝑨𝑹𝒕−𝟏 0.0324 0.0297 0.0294 0.0267 Obs. 23 23 23 23
Xét bảng 5.2 – D, biến phụ thuộc là Zero Ret. Từ cột (13) đến cột (16) là kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là Zero Ret sử dụng phương pháp hồi quy Fama- Macbeth. Kết quả mơ hình cho ra tương tự như ở bảng 5.2 – A, tức là hệ số của các biến đều khơng có ý nghĩa thống kê. Có ba trong bốn hệ số của biến độc lập là âm trong các kết hợp với biến phụ thuộc Zero Ret, tuy nhiên kết quả mơ hình
lại khơng nằm trong mức tin cậy. Các hệ số của các biến kiểm soát cho ra kết quả nhập nhằng và khó giải thích.
Bảng 5-D: Các kết hợp hồi quy theo biến phụ thuộc Zero Ret
Zero Ret (5) (6) (7) (8) 𝑾𝑨𝑳 − 𝟏 0.0700 𝑾𝑨𝑳 − 𝟐 -0.0341 𝑾𝑨𝑳 − 𝟑 -0.0196 𝑴𝑾𝑨𝑳 -0.0054 ROA 0.1986 0.2595 0.2643 0.1200 𝑴𝒂𝒓𝒌𝒆𝒕 𝒕𝒐 𝑩𝒐𝒐𝒌𝒕−𝟏 -0.0043 -0.0037 -0.0036 -0.0019 𝑳𝒐𝒈(𝑴𝒌𝒕.𝑪𝒂𝒑. )𝒕−𝟏 0.0054 0.0060 0.0060 0.0055 Disc. Accruals 0.0051 0.0226 -0.0095 0.0130 Capital Expenditure -0.0031 -0.0198 -0.0096 -0.0219 𝑩𝑯𝑨𝑹𝒕−𝟏 0.0247 0.0459 0.0274 0.0309 Obs. 25 25 25 25
Tóm lại, kết quả kiểm định từ mơ hình hồi quy theo phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất và phương pháp hồi quy của Fama-Macbeth (2002) cho thấy ở thị trường Việt Nam, có một tương quan giữa tính thanh khoản của tài sản và tính thanh khoản của cổ phiếu theo thời gian. Tuy nhiên, tương quan này yếu và có ý nghĩa thống kê khơng cao. Thêm vào đó, các biến kiểm sốt thể hiện các đặc điểm chính của doanh nghiệp như tỷ suất sinh lợi trên tài sản, tỷ lệ chi tiêu vốn, giá trị vốn hóa của thị trường, … có vẻ như khơng ảnh hưởng đáng kể đến
tương quan giữa tính thanh khoản của tài sản và tính thanh khoản của cổ phiếu ở Việt Nam.
CHƯƠNG 6: ĐÁNH GIÁ ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ ĐẾN KẾT QUẢ CỦA MƠ HÌNH THỰC NGHIỆM
Trong phần này chúng tơi tập trung phân tích các yếu tố vĩ mơ ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa tính thanh khoản của tài sản và tính thanh khoản của cổ phiếu, điều mà khơng được xem xét trong mơ hình lý thuyết đề ra ban đầu của Gopalan, Kadan và Pevzner (2009). Theo dự đốn của chúng tơi, tính thanh khoản của cổ phiếu ở Việt Nam bị tác động lớn bởi biến động của các biến vĩ mô do đặc trưng của nền kinh tế Việt Nam nói chung và thị trường cổ phiếu Việt Nam nói riêng. Chính những yếu tố vĩ mô này đã làm cho phần sai lệch ϵi,t của mơ hình hồi quy của chúng tơi lớn một cách đáng kể và do đó, ảnh hưởng đến các kết quả của mơ hình.
Mặc dù cho đến nay vẫn chưa có một mơ hình lý thuyết nào nghiên cứu về mối quan hệ giữa tính thanh khoản và các yếu tố vĩ mô, chúng tơi tìm thấy được hàng loạt các bài nghiên cứu thực nghiệm trước đây phân tích tác động của các biến vĩ mơ đến tính thanh khoản của cổ phiếu. Căn cứ vào các bài nghiên cứu này, chúng tơi có thể tóm gọn các yếu tố vĩ mơ thành bốn nhóm chính, bao gồm: nhóm các yếu tố vĩ mô thị trường tiền tệ và thị trường trái phiếu, nhóm các yếu tố chính sách tiền tệ của Chính phủ, nhóm các yếu tố về chu kỳ của nền kinh tế và cuối cùng là nhóm các yếu tố nguồn vốn đầu tư. Các nhóm này được đặc trưng bởi các biến kinh tế vĩ mô của thị trường, bao gồm lãi suất, tỷ giá, chính sách tiền tệ, lạm phát, …
Phần tiếp theo chúng tơi sẽ phân tích tác động của bốn nhóm các yếu tố vĩ mơ này đến tính thanh khoản của thị trường như thế nào dựa trên kết quả những bài nghiên cứu trước đây và số liệu thực tế của thị trường chứng khoán Việt Nam.
6.1. Nhóm các biến vĩ mơ thị trường tiền tệ và thị trường trái phiếu
Theo quan điểm của Chordia, Roll và Subrahmanyam (2001), các mức lãi suất được nhận thấy là có ảnh hưởng đến hàng tồn kho của doanh nghiệp. Theo O’Hara (1995), tính thanh khoản của cổ phiếu lại phụ thuộc vào vòng quay hàng tồn kho và mức độ rủi ro của hàng tồn kho. Một sự thay đổi trong các mức lãi suất sẽ dẫn đến tính thanh khoản bị ảnh hưởng. Lấy ví dụ, lãi suất giảm sẽ làm giảm các chi phí giao dịch và các chi phí đầu tư vào hàng tồn kho, từ đó khuyến khích các hoạt động giao dịch thương mại và làm tăng tính thanh khoản của thị trường cổ phiếu.
Nguồn: http://data.worldbank.org/ (đơn vị: %)
Hình 6.1: Lãi suất thực của thị trường Việt Nam qua các năm 2007 - 2012
2.7% -5.2% 3.8% 1.1% -3.2% 2.5% -6.0% -5.0% -4.0% -3.0% -2.0% -1.0% 0.0% 1.0% 2.0% 3.0% 4.0% 5.0% 2007 2008 2009 2010 2011 2012
Hình 6.1 cho thấy được biến động trong lãi suất thực của thị trường Việt Nam trong giai đoạn từ 2007 đến 2012. Trong giai đoạn sáu năm trước và sau khủng hoảng 2008, dễ dàng nhận thấy lãi suất thực ở thị trường Việt Nam dao động mạnh với biên độ dao động lớn +9%, chạm đáy vào năm diễn ra khủng hoảng kinh tế thế giới 2008 ở mức -5,2% , ngay năm sau đó đạt đỉnh điểm ở mức 3,8% và tiếp tục dao động với biên độ thấp hơn ở những năm sau này. Mức độ dao động mạnh và thường xuyên của lãi suất thực đã ảnh hưởng lớn đến biến động tính thanh khoản của thị trường cổ phiếu Việt Nam qua các năm. Thị trường cổ phiếu trở nên thanh khoản hơn vào những năm 2008 và 2011 khi lãi suất thực của thị trường tiền tệ sụt giảm và trở nên kém thanh khoản hơn vào những năm 2007, 2009 và 2012 khi lãi suất thực bất ngờ tăng vọt từ đáy.
Xét đến thị trường trái phiếu, Chordia, Sarkar và Subrahmanyam (2005) chỉ ra rằng một sự tăng lên trong lãi suất trái phiếu hay là độ bất ổn của thị trường trái phiếu có thể khiến các nhà đầu tư phân phối lại tài sản của mình giữa cổ phần và các cơng cụ nợ, do đó là giảm tính thanh khoản của thị trường cổ phiếu. Tuy nhiên, Goyenko và Ukhov (2007) thông qua nghiên cứu thực nghiệm đã cho thấy rằng nhận định này chỉ đúng đối với lãi suất trái phiếu trung hạn. Đối với các trái phiếu ngắn hoặc dài hạn, tính thanh khoản của thị trường cổ phiếu phản ứng cùng chiều với sự tăng lên trong tính thanh khoản của cổ phiếu.
Hình 6.2 mơ tả biến động của lãi suất trái phiếu Chính phủ kỳ hạn năm năm trong giai đoạn từ năm 2007 đến 2012. Theo kết quả thực nghiệm của Goyenko và Ukhov (2007), tính thanh khoản của thị trường cổ phiếu biến động cùng chiều với lãi suất dài hạn của trái phiếu Chính phủ, tức là thị trường sẽ trở nên thanh khoản hơn vào những năm 2008 và 2011, kém thanh khoản hơn vào năm 2007, 2009 và 2012. Điều này phù hợp với kết luận Chordia, Roll và Subrahmanyam (2001) về mối quan hệ giữa tính thanh khoản của thị trường cổ phiếu và chính sách tiền tệ đối với thị trường Việt Nam được đưa ra ở trên. Từ hình 6.2 ta thấy, lãi suất trái phiếu Chính phủ dài hạn tăng vọt từ 8.4% trong
năm 2007 lên đến 13.3% trong năm 2008 cho thấy một mức thanh khoản tăng lên đáng kể trong thời gian này.
Nguồn: http://www.vietnam-report.com/ (đơn vị: %)
Hình 6.2: Lãi suất trái phiếu Chính phủ Việt Nam kỳ hạn 5 năm
Thị trường sau đó đột ngột giảm thanh khoản, có thể nhận thấy rõ với mức lãi suất trái phiếu Chính phủ giảm xuống 10.1%, phần lớn do ảnh hưởng của thời kỳ đầu khủng hoảng kinh tế thế giới. Vì Việt Nam là nước nhỏ, ảnh hưởng cuộc khủng hoảng 2008 chưa sâu rộng đến thị trường chứng khoán Việt Nam. Bằng chứng là lãi suất trái phiếu Chính phủ sau đó tăng mạnh lên gần bằng mức trước khủng hoảng 2008. Thị trường chỉ thật sự bị ảnh hưởng bởi khủng hoảng khi mức thanh khoản giảm đi kèm với lãi suất trái phiếu Chính phủ giảm trong năm 2009. Từ đó cho thấy khủng hoảng kinh tế thế giới ảnh hưởng đến thị trường chứng khoán Việt Nam với một độ trễ nhất định.
8.4% 13.3% 10.1% 11.5% 12.7% 10.5% 2007 2008 2009 2010 2011 2012
6.2. Nhóm các yếu tố chính sách tiền tệ
Nhóm này đưa ra các nghiên cứu về tính thanh khoản của thị trường ảnh hưởng như thế nào bởi chính sách tiền tệ. Sauer (2007) chỉ ra rằng, để tăng tính thanh khoản của thị trường cổ phiếu trong suốt giai đoạn khủng hoảng, Cục dự trữ liên bang Mỹ đã nới lỏng chính sách tiền tệ để tạo thanh khoản khẩn cấp cho thị trường. Ngoài ra, Chordia, Roll và Subrahmanyam (2005) đã tranh luận rằng, nới lỏng chính sách tiền tệ sẽ làm tăng tính thanh khoản của cổ phiếu và khuyến khích các nhà đầu tư giao dịch nhiều hơn thông qua việc làm cho các chi phí đi vay trở nên thấp hơn và cho phép các nhà đầu tư có khả năng huy động vốn cho vị thế giao dịch của mình. Chính sách tiền tệ cũng ảnh hưởng đến tính thanh khoản thông qua ảnh hưởng đến độ bất ổn của thị trường và các mức lãi suất như đã trình bày ở trên.
Nguồn: Asian Development Bank (ADB) (đơn vị: USD)
Hình 6.3: Mức cung tiền M2 của Ngân hàng Nhà nước 2007 - 2012
425,572 273,886 470,317 696,737 336,777 393,414 - 100,000 200,000 300,000 400,000 500,000 600,000 700,000 800,000 2007 2008 2009 2010 2011 2012
Hình 6.3 thể hiện chính sách tiền tệ, hay nói cách khác là can thiệp của Chính phủ và Ngân hàng Trung ương Việt Nam thơng qua chính sách tiền tệ nới lỏng