3.3.2.2Kết quả hồi quy dữ liệu theo Random Effect
Bảng 3.4: Kết quả hồi quy dự báo QSPRDTt+1 theo Random Effect
Phương trình hồi quy theo từng phương pháp như sau:
QSPRDTt+1 = -37,39966 + 3,086122Sizei,t + 0,000126Turnoveri,t +
4,711138Voli,t+ 4,275760Returni,t -1,643096Fori,t + €i,t+n Với R2= 49,53% (FE)
QSPRDTt+1 = -21,09544 + 1,864233Sizei,t + 0,000152Turnoveri,t+
4,862138Voli,t+ 4,474838Returni,t -1,560356Fori,t + €i,t+n Với R2= 24%(RE)
Bảng 3.5: So sánh kết quả hồi quy QSPRDTt+1theo FE và RE (*** tương
ứng mức ý nghĩa 1%, ** ý nghĩa 5%, * ý nghĩa 10%)
Bảng cho ta kết quả hồi quy QSPRDT hệ số các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê theo cả hai phương pháp. Biến FOR có biến động ngược chiều với QSPRDTt+1, tức là có tác động cùng chiều với thanh khoản và có mức độ tác động tương đương nhau theo hồi quy FE và RE. Các biến kiểm sốt của doanh nghiệp thì có biến động ngược chiều với thanh khoản của chứng khoán ( mức ý nghĩa 1%) trong cả hai phương pháp FE và RE. R2 theo hồi quy FE thì cao hơn nhiều so với hồi quy RE tức FE giải thích kết quả cao hơn mơ hình RE. Tuy nhiên để kiểm tra mơ hình nào phù hợp hơn ta thực hiện bước kiểm định sau.
3.3.2.3Kiểm định Hausman test
Để lựa chọn mơ hình thích hợp giữa hồi quy theo FEM và REM thực hiện kiểm định Hausman test với giả thiết.
Ho: REM là mơ hình thích hợp hơn FEM.
Giả thiết đối: FEM là mơ hình hồi quy thích hợp hơn REM
Ngun tắc quyết định là nếu P-value của chi–sq thấp hơn mức tin cậy của nghiên cứu là 5% thì bác bỏ Ho.
Nếu p-value <0,05 : bác bỏ Ho Biến FE RE C -37.39966 *** -21.09544 *** FOR -1.643096** -1.560356** SIZE 3.086122*** 1.864233*** TURNOVER 0.000126*** 0.000152*** VOL 4.711138*** 4.862138*** RETURN 4.275760*** 4.474838*** R2 = 49.53% R2 = 24 %
Bảng 3.6: Kết quả kiểm định Hausman Test như sau
Kết quả Prob = 0.000 nên bác bỏ Ho, tức là FE là mơ hình phù hợp hơn.
3.3.2.4Kiểm tra hiện tượng tự tương quan trong mơ hình
Hệ số Durbin – Watson stat trong mơ hình hồi quy QSPRDTt+1 theo hiệu ứng FE bằng 1,549 nằm trong khoảng giá trị từ 1 đến 3 nên có thể chấp nhận hiện tượng tương quan giữa các biến độc lập khơng xảy ra.
3.3.2.5Giải thích ý nghĩa các hệ số hồi quy
QSPRDTt+1 = -37,39966 + 3,086122Sizei,t + 0,000126Turnoveri,t + 4,711138Voli,t+ 4,275760Returni,t -1,643096Fori,t + €i,t+n Với R2= 49,53 %
- Biến FOR có tác động ngược chiều với QSPRDTt+1 với mức ý nghĩa 5%. Điều này cho thấy quyền sở hữu nhà đầu tư nước ngồi có tổ chức tăng lên sẽ giúp cải thiện thanh khoản chứng khoán trong tháng tiếp theo. Khi quyền sở hữu của tổ chức nhà đầu tư nước ngoài ở mức độ lệch chuẩn là 0,153321 thì kết hợp với một sự giảm xuống của Spread là (0,153321*1,6430 = 0,246), tức với mức tăng 15% của quyền sở hữu thì tính thanh khoản sẽ tăng lên 24,6%.
- Các biến kiểm soát của doanh nghiệp đều có tác động cùng chiều với QSPRDTt+1 với mức ý nghĩa 1%. Tức là quy mô doanh nghiệp, tỷ số turnover, return làm giảm tính thanh khoản, tác động của các yếu tố này đến thanh khoản ngược với dấu kỳ vọng.
3.3.3 Hồi quy dự báo ESPRDT trong tháng tiếp theo
Giả thuyết nghiên cứu:
Ho: Quyền sở hữu nhà đầu tư nước ngồi có tổ chức tăng lên sẽ làm giảm
thanh khoản chứng khoán trong tháng tiếp theo. Tức Ho: γt+1 > 0
Gỉa thuyết đối: tức là quyền sở hữu nhà đầu tư nước ngoài tăng lên sẽ cải
3.3.3.1Kết quả hồi quy theo Fixed Effect
Bảng 3.8: Kết quả hồi quy ESPRDTt+1 theo Random Effect3.3.3.2Kết quả hồi quy theo Random Effect 3.3.3.2Kết quả hồi quy theo Random Effect
Phương trình hồi quy ESPRDTt+1 như sau :
ESPRDTt+1 = -0,367805 + 0,028576Sizei,t - 0,0000001Turnoveri,t - 0,049198Voli,t - 0,057106Returni,t – 0,123977Fori,t + €i,t+n Với R2= 3,12% (FE)
ESPRDTt+1 = -0.116822 + 0.008670Sizei,t - 0.0000001Turnoveri,t - 0.062280Voli,t - 0.038605Returni,t - 0.030198Fori,t + €i,t+n Với R2= 9,3% (RE)
Bảng 3.9: So sánh kết quả hồi quy ESPRDTt+1theo FE và RE
(*** tương ứng mức ý nghĩa 1%, ** ý nghĩa 5%, * ý nghĩa
10%) Biến FE RE C -0.367805*** -0.116822 FOR -0.123977*** -0.030198* SIZE 0.028576*** 0.008670*** TURNOVER -0.0000001 -0.0000001 VOL -0.049198* -0.062280** RETURN -0.057106*** -0.038605*** R2 = 3% R2 = 9%
Bảng cho ta kết quả hồi quy ESPRDT hệ số các biến độc lập có ý nghĩa thống kê theo cả hai phương pháp, chỉ riêng Turnover. Biến FOR có biến động ngược chiều với ESPRDTt+1, tức là có tác động cùng chiều với thanh khoản và có mức độ tác động tương đương nhau theo hồi quy FE và RE. Các biến kiểm sốt của doanh nghiệp thì có biến động cùng chiều với thanh khoản của chứng khoán. Trong cả hai phương pháp FE và RE. R2 theo hồi quy FE thì thấp hơn nhiều so với hồi quy RE tức FE giải thích kết quả thấp hơn mơ hình RE. Chúng ta sẽ phải kiểm tra mơ hình nào phù hợp hơn ta thực hiện bước kiểm định sau.
3.3.3.3Kiểm định Hausman test
Để lựa chọn mơ hình thích hợp giữa hồi quy theo FEM và REM cũng tiến hành kiểm định Hausman test với giả thiết.
Ho: REM là mơ hình thích hợp hơn FEM.
Giả thiết đối: FEM là mơ hình hồi quy thích hợp hơn REM
Nguyên tắc quyết định là nếu Prob của chi-sq thấp hơn mức tin cậy của nghiên cứu là 5% thì bác bỏ Ho.
Bảng 3.10: Kiểm định Hausman Test trong hồi quy ESPRDT
Kết quả Prob = 0.000 nên bác bỏ Ho, tức là FE là mơ hình phù hợp hơn.
3.3.3.4Kiểm tra hiện tượng tự tương quan giữa các biến độc lập
Giá trị Durbin –Watson stat trong hồi quy ESPRDTt+1 theo FE bằng 2.096 nằm trong khoảng chấp nhận 1 đến 3 nên xem như khơng có hiện tượng tự tương quan các biến độc lập.
3.3.3.5Giải thích ý nghĩa các hệ số hồi quy
ESPRDTt+1 = -0,367805 + 0,028576Sizei,t - 0,0000001Turnoveri,t - 0,049198Voli,t - 0,057106Returni,t – 0,123977Fori,t + €i,t+n Với R2= 3,12% (FE)
- Trong hồi quy với ESPRDTt+1 thì FOR vần tác động ngược chiều với mức ý nghĩa 1%. Tức là FOR cũng có tác động cải thiện thanh khoản trong tương lai và là yếu tố tác động nhiều nhất tăng thanh khoản so với các biến kiểm sốt doanh nghiệp.
- Vol, Return cũng góp phần tác động tăng thanh khoản trong tương lai với mức ý nghĩa 1%. Riêng turnover tác động cùng chiều với thanh khoản nhưng khơng có ý nghĩa thống kê.
- Size lại có tác động làm giảm thanh khoản trong tháng tiếp theo trong cả trường hợp đo lường bằng QSPRDT và ESPRDT, ngược với dấu kỳ vọng. - R2 trong hồi quy ESPRDT có giá trị nhỏ, mức độ giải thích của mơ hình là
3%, nghĩa là những thay đổi trong các biến trên chỉ giải thích được 3% sự thay đổi thanh khoản.
3.3.4 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Hệ số tương quan giữa các cặp biến trong mơ hình đều khơng quá lớn nên dự đốn sẽ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến. Nhưng mơ hình hồi quy cho kết quả tác động một số biến có dấu ngược với dấu kỳ vọng nên chúng ta sẽ vẫn thực hiện kiểm định này.
Một trong những phương pháp được sử dụng để kiểm tra đa cộng tuyến giữa các biến độc lập là nhân tử phóng đại phương sai (VIF) cho mỗi biến độc lập. VIF có thể được tính thơng qua phương trình sau đây:
VIF= 1 / (1 – R2) (3.10)
Sử dụng mơ hình hồi quy phụ để tính đa cộng tuyến
(3.11)
Bảng 3.11: Kết quả mơ hình hồi quy phụ để tính đa cọng tuyến
Dependent Variable: FOR Method: Panel Least Squares Date: 01/07/14 Time: 22:37 Sample: 2009M01 2012M06 Periods included: 42 Cross-sections included: 146
Total panel (unbalanced) observations: 6112
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.379616 0.015459 -24.55578 0.0000
SIZE 0.041851 0.001140 36.72134 0.0000
TURNOVER -3.59E-06 1.04E-06 -3.434576 0.0006
VOL -0.089315 0.022986 -3.885622 0.0001
RETURN -0.010109 0.011858 -0.852510 0.3940
R-squared 0.184678 Mean dependent var 0.171291
Adjusted R-squared 0.184144 S.D. dependent var 0.153321 S.E. of regression 0.138486 Akaike info criterion -1.115272 Sum squared resid 117.1230 Schwarz criterion -1.109776 Log likelihood 3413.270 Hannan-Quinn criter. -1.113365
F-statistic 345.8236 Durbin-Watson stat 1.208462
Prob(F-statistic) 0.000000
Với R2 = 0,184678
Vì VIF = 1,03531 < 10 nên mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, tức là các biến giải thích khơng tương quan nhau, do đó mơ hình là phù hợp.
3.3.5 Kết luận mối tương quan các biến độc lập
Như vậy, dựa vào mẫu dữ liệu thu thập được thì kết quả hồi quy thu được mức độ quyền sở hữu của tổ chức nước ngồi tăng lên thì sẽ làm tăng thanh khoản của chứng khoán. Kết quả này cũng tương đồng với một số nghiên cứu khác trước đó trên thị trường chứng khoán phát triển. Ngược lại với giả thuyết ban đầu đưa ra khi thực tế thị trường Việt Nam với số lượng tổ chức NĐTNN được cấp mã giao dịch có xu hướng tăng lên nhưng chưa góp phần cải thiện tính thanh khoản cho thị trường khi thời gian qua chúng ta chứng kiến giai đoạn dài thị trường ảm đạm, thanh khoản thị trường gặp khó khăn. Kết quả thực nghiệm của nghiên cứu này cho thấy rằng, nhà đầu tư nước ngồi vẫn đóng góp vào việc cải thiện thanh khoản cho thị trường, thị trường hoạt động nhộn nhịp hơn.
Bên cạnh đó các biến kiểm sốt của doanh nghiệp cũng có tác động cải thiện thanh khoản nhưng với mức độ ảnh hưởng rất thấp (khi hồi quy ESPRDT) như : Tỷ suất sinh lợi chứng khoán, tỷ số vịng quay chứng khốn. Kết quả này phù hợp với lý thuyết nên chúng ta khơng đi vào giải thích cho các mối tương quan này.
Riêng biến quy mô doanh nghiệp (SIZE) được kỳ vọng là sẽ cải thiện thanh khoản vì theo lý thuyết thì nhà đầu tư sẽ ưu thích nắm giữ và giao dịch cổ phiếu của những doanh nghiệp lớn nên sẽ thúc đẩy thanh khoản tăng. Nhưng trên cở sở nghiên cứu thực nghiệm này, thì trên thị trường Việt Nam thì ngược lại. Liên hệ với thực tế của TTCK Việt Nam thì đối với nhà đầu tư có thể sẽ nhắm tới những doanh nghiệp mang lại cho họ tỷ suất sinh lợi cao trong giao dịch hưởng chênh lệch giá hơn là nắm giữ cổ phiếu của doanh nghiệp có quy mơ lớn nhưng có tỷ lệ tăng trưởng thấp. Bên cạnh đó, hệ lụy từ từ sự phát triển của thị trường trong giai đoạn nóng, giá cả của hầu hết các chứng khoán được đẩy lên rất cao so với giá trị thực nhất là chứng khốn của những cơng ty lớn. Nhưng sau khi bong bóng chứng khốn bùng nổ thì chứng khốn liên tục mất giá thì nhà đầu tư khi nắm giữ chứng khốn doanh nghiệp
lớn càng bị thua lổ nặng khi mua chứng khoán với giá cao ban đầu và bán với mức giá thấp làm cho niềm tin nhà đầu giảm xuống. Ngược lại đối với những nhà đầu tư mua cổ phiếu với mục đích hưởng được các lợi ích từ doanh nghiệp thì họ sẽ có thể lựa chọn chứng khốn của những doanh nghiệp có quy mơ lớn nhưng họ ít giao dịch mua bán trên thị trường. Tất cả những đều này sẽ làm cho Size có biến động ngược chiều với thanh khoản.
- Biến Vol thì biến động cùng chiều với thanh khoản khi đo lường bằng ESPRDT và ngược chiều với thanh khoản khi đo lường bằng QSPRDT.
3.4 PHÂN TÍCH MỐI TƯƠNG QUAN QUYỀN SỞ HỮU CỦA TỔ CHỨC
NƯỚC NGỒI VÀ TÍNH THANH KHOẢN
Trong phần này chúng ta sẽ tập trung tìm ra nguyên nhân làm cho mối tương quan đồng biến giữa mức độ quyền sở hữu tổ chức nước ngồi và tính thanh khoản trên thị trường chứng khoán Việt Nam, lập luận chủ yếu dựa trên các lý thuyết : sự lựa chọn bất lợi, rủi ro đạo đức và lý thuyết giao dịch. Chúng ta sẽ sử dụng thêm dữ liệu để hỗ trợ cho phần lập luận này.
3.4.1 Theo lý thuyết của sự lựa chọn bất lợi (Adverse selection hypothesis)
Dựa trên lập luận của lý thuyết sự lựa chọn bất lợi, khi thị trường có hiện tượng bất cân xứng thơng tin thì thơng tin bất lợi sẽ có hai trường hợp xảy ra đều gây ra tác động giảm tính thanh khoản cho Thị trường chứng khốn Việt Nam: 3.4.1.1Trường hợp thứ nhất
NĐTNN là những tổ chức, họ có khả năng nắm bắt những thơng tin tốt chưa được công bố khi dựa vào mối quan hệ với những người quản lý hoặc cơ quan cung cấp thơng tin hoặc ít nhất họ vẫn có khả năng phân tích, đánh giá, dự đốn đối với những thông tin được công bố định kỳ nên họ tiếp cận thơng tin nhanh chóng hơn những NĐT cá nhân chưa có đầy đủ kiến thức hoặc phản ứng theo tâm lý bầy đàn…. Vì thế, NĐT có tổ chức sẽ đánh giá được tại thời điểm nào chứng khoán của doanh nghiệp đang bị đánh giá thấp hơn giá trị thực, NĐT sẽ mua cổ phiếu với giá rẻ và bán với giá cao trong tương lai. Vì có được thơng tin thuận lợi nên họ phản
ứng trước thị trường tạo ra lợi nhuận vượt trội, điều này làm chênh lệch giá mua bán cao, tức làm giảm tính thanh khoản. Hoặc cũng có thể lợi dụng ưu thế về thơng tin của mình để làm giá một số loại cổ phiếu, đây cũng là hành vi làm giảm tính thanh khoản cho thị trường. Để kiểm tra xem lập luận này có xác thực tại thị trường Việt Nam hay không, bài nghiên cứu sẽ thực hiện hồi quy để đánh giá xem việc tăng lên trong quyền sở hữu của tổ chức NĐTNN có dự báo được tỷ suất sinh lợi vượt trội hay không?
Để kiểm tra khả năng dự báo của sự thay đổi trong quyền sở hữu tổ chức nước ngoài lên tỷ suất sinh lợi trong tương lai, chúng ta sẽ sử dụng dữ liệu các biến giải thích theo năm t để dự báo tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trong tháng t+n (n=112 tháng) theo mơ hình bên dưới. Nếu NĐT nước ngoài dự báo được tỷ suất sinh lợi vượt trội trong tương lai tăng thì thúc đẩy NĐT trong hiện tại có nhu cầu mua cổ phiếu để đạt được một mức sinh lợi vượt trội trong tương lai. Đồng thời cũng cho thấy đây cũng là một nguyên nhân khi NĐTNN có thê tiếp cận được những thơng tin thuận lợi, khả năng dẫn đến sự lựa chọn bất lợi lớn hơn, kìm hãm thanh khoản.
Mơ hình hồi quy:
Ri,t+n = αt+n + βt+nXi,t + γt+n HOLDINGi,t + €i,t+n (3.12)
Trong đó:
Ri,t+n : lợi nhuận vượt trội chứng khoán i trong tháng t+n,
Xi,t : vector của biến kiểm soát ( tỷ số sổ sách so với thị trường, lợi nhuận quá khứ, Beta, qui mô doanh nghiệp),
HOLDINGi,t: quyền sở hữu của nhà đầu tư nước ngồi chứng khốn
i tháng theo năm t, ký hiệu này để phân biệt với biến FOR có giá trị theo hàng tháng.
Bảng 3.12: Quyền sở hữu của tổ chức NĐTNN dự báo tỷ suất sinh lợi vượt trội
trong tương lai
Tại mức ý nghĩa thống kế 5%, kết quả hồi quy cho thấy quyền sở hữu của tổ chức nước ngoài hầu như khơng góp phần dự báo được tỷ suất sinh lợi vượt trội trong tương lai cho của chứng khoán( hệ số tương quan chỉ -0.000009 với giá trị P- value là 5 %).Tức việc mua bán của NĐTNN(sẽ làm thay đổi mức độ sở hữu tương ứng ) hầu như khơng có mối liên hệ với sự thay đổi của tỷ suất sinh lợi của chứng khốn trong tương lai. Điều đó có nghĩa là NĐT nước ngồi khó có thể đánh bại thị trường để giành được tỷ suất sinh lợi vượt trội vì họ chưa có được những thơng tin để dự đoán được tỷ suất sinh lợi trong tương lai hoặc những thông tin mà họ có được chưa thật sự ảnh hưởng hiệu quả đến giá chứng khốn.
Ngồi biến FOR ít ảnh hưởng đến tỷ suất vượt trội trong tương lai thì quy mơ doanh nghiệp (Size) và Return quá khứ cũng có mối tương quan âm và có ý nghĩa thống kê với tỷ suất sinh lợi vượt trội trong tương lai.