Chúng tôi bắt đầu tiến hành kiểm định thực nghiệm để trả lời cho câu hỏi: liệu rằng có mối quan hệ nào giữa tính thanh khoản của tài sản và tính thanh khoản của cổ phiếu ở thị trường Việt Nam? Nhắc lại Dự báo của mơ hình được đề cập ở phần trước, mối quan hệ này khá phức tạp theo lý thuyết: số dư tiền mặt trên bảng cân đối kế toán càng cao càng làm giảm mức độ rủi ro của giá trị doanh nghiệp và do đó làm tăng tính thanh khoản của cổ phiếu doanh nghiệp. Ngược lại, số dư tiền mặt càng cao cũng càng làm tăng các quyết định đầu tư trong tương lai, bởi vì theo giả định thị trường hồn hảo của MM, sử dụng nguồn vốn có sẵn từ bên trong doanh nghiệp sẽ có chi phí rẻ hơn nguồn vốn huy động từ bên ngồi; từ đó làm tăng mức độ rủi ro của doanh nghiệp và làm giảm tính thanh khoản của các cổ phiếu doanh nghiệp đang niêm yết. Để kết luận trong hai tương quan trái chiều giữa tính thanh khoản của tài sản và tính thanh khoản của cổ phiếu như vậy, tương quan nào chiếm ưu thế vượt trội hơn ở thị trường Việt Nam, chúng tôi tiến hành hồi quy mơ hình dữ liệu bảng và cố định các ảnh hưởng thời gian và ảnh hưởng chéo của mơ hình theo phương trình sau:
��,,,,,,,,,,,,,,, = � + ���,,,,,,,,,,,,,,, + ,,,,,,,,,,,,,,, + �� + �� + ��,� (7) trong đó, �� ,,,,,,,,,,,,,,, là một trong bốn biến đo lường tính thanh khoản của cổ phiếu
i trong quý t, �,,,,,,,,,,,,,,, là một trong bốn biến đo lường tính thanh khoản của tài sản,
��
là biến giả để cố định ảnh hưởng chéo giữa các doanh nghiệp và �� là biến giả
để cố định ảnh hưởng thay đổi chuỗi thời gian. Các biến kiểm soát bao gồm
(Mkt. Cap.), Capital Expenditure, Market to Book, ROA, BHAR và
Discretionary Accruals. 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.
Bảng 5.1 trình bày kết quả kiểm định Dự báo của mơ hình hồi quy biến giả bình phương tối thiểu, với 16 kết hợp khác nhau giữa bốn biến đo lường tính thanh khoản của tài sản và bốn biến đo lường tính thanh khoản của cổ phiếu. Vì bốn phương pháp đo lường tính thanh khoản của cổ phiếu được sử dụng trong bài thực ra đều là phương pháp đo lường tính khơng thanh khoản của cổ phiếu, do đó, dấu của các hệ số từ kết quả của mơ hình ngược với dấu của tương quan cần kiểm định. Dấu hoa thị thể hiện độ tin cậy ở mức 99% (*), 95% (**) và 90% (***).
Xét bảng 5.1 – A , biến phụ thuộc là �����. Từ cột (1) đến cột (4) là bốn kết hợp của biến phụ thuộc đo lường tính khơng thanh khoản cổ phiếu ����� với bốn biến độc lập đo lường tính thanh khoản của tài sản: ��� − 1, ��� − 2, ��� − 3 và �� �� . Các hệ số của biến độc lập đều âm, thể hiện một tương quan cùng
chiều giữa tính thanh khoản của tài sản và tính thanh khoản của cổ phiếu. Trong khi các hệ số của các biến độc lập sử dụng giá trị sổ sách của tài sản chỉ xấp xỉ từ -0.21 đến -0.29, hệ số của biến độc lập sử dụng giá trị thị trường của tài sản là -0.56, cho thấy một tương quan mạnh hơn giữa tính thanh khoản của cổ phiếu và tính thanh khoản của tài sản theo giá trị thị trường. Tất cả bốn hệ số của các biến độc lập đều có độ tin cậy cao, 99%. Tuy nhiên, hệ số giải thích R2 của các kết quả hồi quy không cao, chỉ xấp xỉ 0,54. Ngoài ra, xem xét đến các biến kiểm sốt của mơ hình, để ý rằng chỉ có hai trong sáu biến kiểm sốt có ý nghĩa thống kê là ������ �� �����−1 và (((((((((((((((. ���. )�−1 với độ tin cậy 99%, trong đó các hệ số của ������ �� �����−1 đều dương và các hệ
.
((((((((((((((( ���. )�−1 đều âm. Điều này cho thấy những doanh nghiệp với giá trị vốn hóa thị trường càng thấp và tỷ lệ giá trị sổ sách/giá trị thị trường càng cao, tức là các doanh nghiệp quy mô càng nhỏ với tỷ lệ P/E càng cao thì cổ phiếu càng ít thanh khoản. Đặc biệt, các chỉ số phổ biến thể hiện tình trạng kinh doanh của doanh nghiệp như ROA, ���� �−1 và mức chi tiêu vốn mặc dù cũng có giá
nhưng lại khơng có ý nghĩa trong mơ hình kiểm định của chúng tơi tại thị trường VIệt Nam.
Bảng 5.1 – A: Các kết hợp hồi quy với biến phụ thuộc �����
Xét bảng 5.1 – B, biến phụ thuộc là s – Roll (1984).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 5.1 – A. Kết quả cho ra của các hồi quy lại khơng như dự đốn. Tuy các hệ số tương quan của các biến độc lập mang giá trị âm nhưng khơng có hệ số nào của
����� (1) (2) (3) (4) ��� − � -0.2752(*) ��� − � -0.2945(*) ��� − � -0.2142(*) ���� -0.5606(*) ROA -0.4449 -0.2814 -0.3352 -0.2774 ������ �� 0.0232(*) 0.0240(*) 0.0238(*) 0.0192(**) . ���(��� ���. ) -0.1385(*) -0.1408(*) -0.1434(*) -0.1991(*) Disc. Accruals -0.0414 -0.0506 -0.0182 -0.0158 Capital Expenditure -0.1209 -0.1056 -0.0396 0.0147 �����−� -0.0260 -0.0307 -0.0312 -0.0235 Obs. 1800 1800 1800 1800 R2 0.5347 0.5357 0.5353 0.5410
biến độc lập là có ý nghĩa thống kê. Chỉ số giải thích của các kết quả hồi quy R2 rất thấp, chỉ xấp xỉ 0,34.
Bảng 5.1 – B: Các kết hợp hồi quy với biến phụ thuộc s -Roll (1984)
s -Roll (1984) (5) (6) (7) (8) ��� − � -0.2009 ��� − � -0.1082 ��� − � -0.0009 ���� -0.2873 ROA 1.1102 1.1184 -0.1295 1.1652 ������ �� -0.0248 -0.0249 0.0077 -0.0271 . ���(��� ���. ) -0.0402 -0.0415 0.0174 -0.0716 Disc. Accruals -0.6129 -0.6086 -0.2523 -0.5954 (*) (*) (*) Capital Expenditure -0.4445 -0.4347 -0.1917 -0.3730 (*) (***) �����−� 0.3441(*) 0.3419(*) 0.0063 0.3451(*) Obs. 1800 1800 1800 1800 R2 0.3420 0.3419 0.4847 0.3423
Xét bảng 5.1 – 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 trình hồi quy Ước lượng bình phương bé nhất với hai biến giả tương tự như ở bảng 5.1 – A. Phương pháp
Spread cho kết quả gần giống với Dự đốn của mơ hình nhất, tức là tất cả các hệ
cùng chiều giữa tính thanh khoản của tài sản và tính thanh khoản của cổ phiếu. Tất cả các biến đều có độ tin cậy 99%. Ngồi ra, để ý rằng hệ số giải thích R2 của mơ hình hồi quy khá cao, xấp xỉ 0,77.
Bảng 5.1-C: Các kết hợp hồi quy với biến phụ thuộc ������
Xét đến các biến kiểm sốt, có thể thấy được có ba biến có ý nghĩa thống kê là
.
((((((((((((((( ���. )�−1, Disc. Accruals và tỷ suất sinh lợi bất thường BHAR. Phù
hợp với kết quả của bảng 5.1 – A với các kết hợp của biến phụ thuộc �����,
các hệ số của ������ �� �����−1 đều dương và các hệ số của
. ((((((((((((((( ���. )�−1 ������ (9) (10) (11) (12) ��� − � -0.0931(*) ��� − � -0.0872(*) ��� − � -0.0496(*) ���� -0.0810(*) ROA -0.0930 -0.0655 -0.0991 -0.1072 ������ �� 0.0021 0.0021 0.0021 0.0012 . ���(��� ���. ) -0.0130(*) -0.0128(*) -0.0135(*) -0.0211(*) Disc. Accruals -0.0429 -0.0380 -0.0263 -0.0287 (*) (*) (***) (**) Capital Expenditure -0.0121 -0.0036 0.0126 0.0130 �����−� 0.0411(*) 0.0401(*) 0.0403(*) 0.0421(*) Obs. 1656 1656 1656 1656 R2 0.7682 0.7690 0.7668 0.7683
đều âm, cho thấy các doanh nghiệp quy mô càng nhỏ với tỷ lệ P/E càng cao thì cổ phiếu càng ít thanh khoản; tuy nhiên lần này hệ số của biến
������ �� �����−1 khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Hệ số của biến
Disc. Accruals âm cho thấy một mối tương quan dương giữa mức độ các
khoản chi
phí trích trước của doanh nghiệp và tính thanh khoản của cổ phiếu. Cụ thể, trên bảng cân đối kế tốn của một doanh nghiệp, các chi phí trích trước bất thường càng cao sẽ ảnh hưởng đến lợi nhuận của doanh nghiệp. Nhà quản trị lợi dụng việc trích trước chi phí bất thường để làm giảm lợi nhuận ghi nhận của doanh nghiệp và hoãn lại thuế sang năm sau, hay nói cách khác là phân bổ lại dịng lợi nhuận của doanh nghiệp theo ý mình để làm tăng tính thanh khoản của doanh nghiệp. Hệ số của tỷ suất sinh lợi bất thường BHAR cho thấy một tương quan khó hiểu. Hệ số của BHAR dương tức là các doanh nghiệp với mức tỷ suất sinh
lợi bất thường càng thấp thì tính thanh khoản của cổ phiếu càng cao, điều này trái ngược với Dự báo của mơ hình nghiên cứu.
Xét bảng 5.1 – D, biến phụ thuộc là Zero Ret. Từ cột (13) đến cột (16) là kết quả hồi quy với bốn kết hợp của biến phụ thuộc đo lường tính khơng thanh khoản của cổ phiếu là Zero Ret và bốn biến độc lập đo lường tính thanh khoản của tài sản: ��� − 1, ��� − 2, ��� − 3 và ����., sử dụng phương trình hồi quy
Ước lượng bình phương bé nhất với hai biến giả tương tự như ở bảng 5.1 – A. Các kết quả sử dụng biến phụ thuộc Zero Ret, tuy nhiên khơng như kỳ vọng. Có ba trong bốn hệ số gốc của biến độc lập có giá trị âm, một trong số đó nằm trong khoảng tin cậy 99% và một nằm trong khoảng tin cậy 90%. Để ý rằng, tương tự như kết quả của bảng 5.1 – A, biến độc lập thể hiện tính thanh khoản của tài sản dựa trên giá trị thị trường ���� thể hiện một tương quan dương với tính thanh
khoản của cổ phiếu có mức độ tin cậy cao trong mơ hình hồi quy của chúng tơi tại thị trường Việt Nam. Các biến kiểm sốt của mơ hình gần như khơng có ý nghĩa thống kê, ngoại trừ biến .((((((((((((((( ���. )�−1, cho thấy các doanh nghiệp quy mô càng nhỏ với tỷ lệ P/E càng cao thì cổ phiếu càng ít thanh khoản. Hệ số giải thích R2 của mơ hình rất thấp, chỉ xấp xỉ 0,28.
Bảng 5.1-D: Các kết hợp hồi quy với biến phụ thuộc Zero RetZero Ret Zero Ret (5) (6) (7) (8) ��� − � -0.0446 ��� − � -0.0739(***) ��� − � 0.0264 ���� -0.1883(*) ROA -0.1433 -0.0893 -0.2468 -0.0618 ������ �� -0.0002 0.0001 -0.0019 -0.0013 . ���(��� ���. ) -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 �����−� -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 ������ �� �����−1 và .((((((((((((((( ���. )�−1 nhưng dấu hệ số của các phương pháp này lại không thống nhất với nhau ở các ước lượng.
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 cơng 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+ ρ 1− 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 �����. Từ cột (1) đến cột (4) là bốn kết hợp của biến phụ thuộc đo lường tính khơng thanh khoản cổ phiếu �����
với bốn biến độc lập đo lường tính thanh khoản của tài sản: WAL − 1,
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 �����
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