Xét bảng 5.2 – B, từ cột (5) đến cột (8), chúng tơi 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
����� (1) (2) (3) (4) ��� − � -0.2572 ��� − � 0.5663 ��� − � 0.8683 ���� 0.7563 ROA -2.2740 -3.0554 -3.4493 -2.5476 ������ �� 0.0031 -0.0041 0.0074 0.0593 . ���(��� ���. 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 �����−� 0.0070 -0.0250 -0.0038 -0.0113 Obs. 25 25 25 25
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
������ �� �����−� là âm và hệ số của biến kiểm soát ���(���. ���. )�−�
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) ��� − � -0.3492 ��� − � 0.1596 ��� − � -0.1162 ���� 0.1945 ROA -0.0039 -0.8333 -0.0312 -0.1311 ������ �� -0.0326 -0.0340 0.0055 -0.0351 . ���(��� ���. ) 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 �����−� 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
������ (9) (10) (11) (12) ��� − � -0.0551 ��� − � 0.0583 ��� − � 0.0717 ���� 0.0932 ROA -0.4266 -0.5402 -0.5504 -0.4722 ������ �� 0.0018 0.0005 0.0014 0.0076 . ���(��� ���. ) 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 �����−� 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) ��� − � 0.0700 ��� − � -0.0341 ��� − � -0.0196 ���� -0.0054 ROA 0.1986 0.2595 0.2643 0.1200 ������ �� -0.0043 -0.0037 -0.0036 -0.0019 . ���(��� ���. ) 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 �����−� 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 không 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 mơ 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 tôi 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 mơ 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, …
3.8% 2.7% 2.5% 1.1% 2007 2008 2009 2010 2011 2012 -3.2% -5.2%
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 khốn 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. 5.0% 4.0% 3.0% 2.0% 1.0% 0.0% -1.0% -2.0% -3.0% -4.0% -5.0% -6.0%
Nguồn: http://data.worldbank.org/ (đơn vị: %)
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 công 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
13.3%
12.7% 11.5%
10.1% 8.4%
năm 2007 lên đến 13.3% trong năm 2008 cho thấy một mức thanh khoản tăng lên đáng kể trong thời gian này.
10.5%
2007 2008 2009 2010 2011 2012
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 khốn Việt Nam với một độ trễ nhất định.
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 thơng 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 thơng qua ảnh hưởng đến độ bất ổn của thị trường và các mức lãi suất như đã trình bày ở trên.
800,000 700,000 696,737 600,000 500,000 400,000 300,000 425,572 273,886 470,317 336,777 393,414 200,000 100,000 - 2007 2008 2009 2010 2011 2012
Nguồn: Asian Development Bank (ADB) (đơn vị: USD)
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 hay thắt chặt. Biểu đồ thể hiện biến động của mức thay đổi cung tiền M2 qua giai đoạn sáu năm từ 2007 đến 2012. Nhìn vào biểu đồ ta thấy, những năm 2007, 2009 và 2010, nền kinh tế Việt Nam đang ở trong tình trạng thanh khoản kém như đã thảo luận ở trên, chính sách tiền tệ áp dụng lúc đó là chính sách tiền tệ thắt chặt. Ngân hàng Nhà nước tăng mức cung tiền để cung cấp thanh khoản cho thị trường cổ phiếu. Kết quả là đến năm 2011 trở đi, thị trường gia tăng được mức thanh khoản trở lại và do đó, Ngân hàng nhà nước cũng cắt giảm mức cung tiền. Điều này phù hợp với các phân tích ở nhóm các yếu tố thị trường tiền tệ và thị trường trái phiếu ban đầu.
6.3. Nhóm các yếu tố chu kỳ kinh tế
Nhóm các yếu tố về chu kỳ kinh tế đi vào giải thích mối quan hệ giữa tính thanh khoản của tài sản tài chính và chu kỳ của nền kinh tế. Eisfeldt (2004) đã xây dựng một mơ hình mà trong đó các biến động nội sinh trong tính thanh khoản thì tương quan với các yếu tố cơ bản như năng suất và đầu tư. Khi năng suất cao, tỷ suất sinh lợi trên tài sản rủi ro cũng sẽ tăng cao và việc đầu tư vào những tài sản rủi ro này trở nên hấp dẫn hơn, dẫn đến sự tăng lên trong tính thanh khoản của tài sản rủi ro. Taddie (2007) cũng đã khẳng định kết quả của Eisfeldt thơng qua nghiên cứu thực nghiệm, thừa nhận rằng có một tương quan dương giữa chu kỳ kinh tế và tính thanh khoản. Nỉs, Skjeltorp và Ødegaard (2008) kết luận rằng có một tương quan dương giữa mức độ hoạt động của nền kinh tế, được đo lường bởi mức thay đổi sản lượng đầu ra, và tính thanh khoản. Goyenko và Ukhov (2007) cũng chỉ ra rằng các cú sốc lạm phát cũng có thể ảnh hưởng đến tính thanh khoản thơng qua việc tăng số dư hàng tồn kho và các chi phí gia cơng khác.
Hình 6.4 thể hiện mức thay đổi của GDP qua giai đoạn sáu năm từ 2007 đến 2012, đặc trưng cho mức độ hoạt động của nền kinh tế. GDP năm 2007 đang ở mức thấp đột ngột tăng cao chạm đỉnh vào năm 2008, sau đó giảm mạnh vào năm 2009 trước khi từng bước tăng trưởng trở lại vào những năm tiếp theo. Phù hợp với kết luận của Næs, Skjeltorp và Ødegaard (2008) về tương quan dương giữa mức thay đổi của GDP và tính thanh khoản của thị trường, trong những năm 2008 và 2011, khi mà mức độ thay đổi sản lượng đầu ra cao, thị trường cổ phiếu Việt Nam cũng có tính thanh khoản cao theo như các phân tích bên trên. Ngược lại, trong những năm 2007, 2009, thị trường cổ phiếu Việt Nam gặp khó khăn về thanh khoản, mức thay đổi trong sản lượng đầu ra của nền kinh tế cũng giảm đáng kể. 25,000,000,000 20,000,000,000 15,000,000,000 10,000,000,000 5,000,000,000 - 2007 2008 2009 2010 2011 2012
Nguồn: http://data.worldbank.org/ (đơn vị: tỷ VND)
Hình 6.4: Mức thay đổi GDP Việt Nam trong giai đoạn từ 2007 đến 2012
Hình 6.5 thể hiện biến động của tỷ lệ lạm phát qua giai đoạn sáu năm từ 2007 đến 2012. Có thể thấy rõ rằng tỷ lệ lạm phát có cùng biến động mức thay đổi GDP trong giai đoạn mẫu, phù hợp với kết luận của Goyenko và Ukhov (2007). Lạm phát biến động mạnh từ 8% năm 2007 tăng vọt lên 22% năm 2008, sau đó
22%
21%
12% 8%
6%
lại đột ngột giảm xuống đáy 6% vào năm tiếp theo; hai năm sau đó lại tăng lên gần như chạm đỉnh của năm 2008 trước khi trở về xấp xỉ mức ban đầu của năm 2007. Các cú sốc lạm phát dẫn đến việc nắm giữ hàng tồn kho tăng và đó cũng là một phần của GDP, thể hiện đặc trưng của chu kỳ nền kinh tế.
25% 20% 15% 10% 11% 5% 0% 2007 2008 2009 2010 2011 2012
Nguồn: http://data.worldbank.org/ (đơn vị: %)
Hình 6.5: Tỷ lệ lạm phát của Việt Nam trong giai đoạn từ 2007 đến 2012
6.4. Nhóm các yếu tố dòng vốn đầu tư
Massa (2004) tiến hành nghiên cứu thực nghiệm dựa trên dữ liệu của thị trường