CHƯƠNG 4 : NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4 Kết quả hồi quy nhân tố thanh khoản ảnh hưởng đến TSSL vượt trội
4.4.1.1 So sánh giữa mơ hình CAPM và mơ hình CAPM mở rộng
= + +
= + + +
Bảng 4.12: Tổng hợp hệ số chặn của mơ hình CAPM và mơ hình CAPM mở
rộng
LIQ_Zero LIQ_Amh LIQ_AmhSqr LIQ_AmhLog LIQ_Les Bảng A: CAPM = + + P1 0.0320581*** 0.0177319*** 0.0177847*** 0.0177847*** 0.0364088*** P2 0.0118035*** 0.0155492*** 0.0136566*** 0.0136566*** 0.0052902 P3 -0.0064637 0.0005548 0.0021842 0.0021842 -0.0032368 P4 -0.0136487*** -0.0091195* -0.0083025* -0.0083025* -0.0100213*** P5 -0.0139333** -0.0154699*** -0.0160308*** -0.0160308*** -0.0213511***
Bảng B: CAPM mởrộng nhân tốIMV
= + + + P1 0.0133902*** 0.0074397* 0.0082063* 0.0092999** 0.0092317* P2 -0.0000968 0.0025483 0.0013946 0.0036938 -0.006127 P3 -0.0067926 -0.0038691 -0.0035353 0.0000164 -0.0071962 P4 -0.0022604 -0.0027746 0.0019385 0.0038288 -0.0031301 P5 0.0011748 0.0018459 0.0017131 0.0020371 -0.0026188
(Ghi chú: Tác giả tính tốn dựa trên dữ liệu về giá hàng tháng và số cổ phiếu đang
lưu hành được thu thập thơng qua báo cáo tài chính đã được kiểm toán và phần mền Stata 12.0; *, **, *** chỉ mức ý nghĩa của hệ số với mức ý nghĩa lần lượt là
10%, 5% và 1%)
Nhận xét: So sánh kết quả ta nhận thấy, ở mức tổng quan khi đưa thêm nhân tố thanh khoản theo các phương pháp tính khác nhau, các hệ số chặn của các danh mục có sự sụt giảm nhưng sự sụt giảm là không đáng kể. Tác giả nhận thấy cần
thiết phải tiến hành so sánh hệ số chặn giữa mơ hình 3 nhân tố của Fama-French và mơ hình Fama-French mở rộng để xem xét có sự tồn tại của phần bù rủi ro liên quan đến tính thanh khoản hay khơng.
4.4.1.2 So sánh hệ số chặn giữa mơ hình 3 nhân tố của Fama-French và mơ hình Fama-French mở rộng
= + + + +
= + + + + +
Bảng 4.13: Tổng hợp hệ số chặn của mơ hình 3 nhân tố Fama – French và Fama-French mở rộng nhân tố thanh khoản
LIQ_Zero LIQ_Amh LIQ_AmhSqr LIQ_AmhLog LIQ_Les
Bảng A: Mơ hình Fama-French = + + + + P1 0.0316095*** 0.0179935*** 0.0180545*** 0.0180545*** 0.034362*** P2 0.0104042*** 0.0142103*** 0.0121916*** 0.0121916*** 0.0031647 P3 -0.0076578*** -0.0023148 -0.0003513 -0.0003513 -0.0048313 P4 -0.0155103*** -0.0114396*** -0.0102802*** -0.0102802*** -0.0112831*** P5 -0.016667*** -0.0168468*** -0.0179573*** -0.0179573*** -0.0219799*** Bảng A: Mơ hình Fama-French = + + + + + P1 0.0128788*** 0.0066978* 0.007034* 0.0080539* 0.009949** P2 -0.0017111 -0.0005475 -0.0025825 -0.0025765 -0.0050166* P3 -0.0084005** -0.0072545** -0.007884** -0.0075233** -0.0071693* P4 -0.004321 -0.0055149 -0.001021 -0.0011108 -0.0017723 P5 -0.0015502 0.0001743 -0.0011982 -0.0026427 -0.002397
(Ghi chú: Tác giả tính tốn dựa trên dữ liệu về giá hàng tháng và số cổ phiếu đang
mền Stata 12.0; *, **, *** chỉ mức ý nghĩa của hệ số với mức ý nghĩa lần lượt là
10%, 5% và 1%)
Nhận xét:
Qua kết quả tác giả thấy, khi đưa thêm nhân tố thanh khoản theo phương pháp tính khác nhau, các hệ số chặn đều sụt giảm nhưng sự sụt giảm là khơng đáng kể.
Tóm lại, so sánh hệ số chặn tác giả thấy các hệ số chặn sụt giảm khơng đáng kể sau khi thêm nhân tố tính thanh khoản vào mơ hình CAPM và mơ hình 3 nhân tố Fama- French.
4.4.2 Kiểm định chênh lệch hệ số chặn giữa 2 danh mục P5 và P1
Để xem xét hệ số chặn của danh mục P5 và danh mục P1 có khác nhau về độ lớn hay khơng tác giả tiến hành kiểm định phương sai trung bình. Kiểm định này giúp xem liệu có chênh lệch giữa hệ số chặn của danh mục có tính thanh khoản yếu nhất P5 và danh mục có tính thanh khoản nhất P1, để chỉ định rằng có hay khơng phần bù thanh khoản trên thị trường chứng khoán. Với giả thiết:
H0: hệ số chặn của danh mục P1 và P5 bằng nhau (chênh lệch bằng 0). H1: chênh lệch khác 0
ü Kiểm định chênh lệch hệ số chặn giữa 2 danh mục P5 và P1 theo mơ hình tính thanh khoản theo LIQ_Zero
(Ghi chú: Tác giả tính tốn dựa trên dữ liệu về giá hàng tháng và số cổ phiếu đang lưu hành được thu thập thơng qua báo cáo tài chính đã được kiểm tốn và phần mền Stata 12.0)
Nhận xét: Kiểm định cho thấy giá trị P-value =0.0131 <0.05, tác giả thấy có sự khác biệt giữa hệ số chặn của danh mục P1 và P5 theo phương pháp tính LIQ_Zero. Ta
bác bỏ giả thuyết H0, kết luận hệ số chặn của danh mục P5 khác hệ số chặn của danh mục P1.
ü Kiểm định chênh lệch hệ số chặn giữa 2 danh mục P5 và P1 theo mơ hình tính thanh khoản theo LIQ_Amh
(Ghi chú: Tác giả tính tốn dựa trên dữ liệu về giá hàng tháng và số cổ phiếu đang
lưu hành được thu thập thơng qua báo cáo tài chính đã được kiểm tốn và phần mền Stata 12.0)
Nhận xét:
Ta thấy P-value=0.1828 >0.05, chưa có bằng chứng thống kê cho thấy có sự khác biệt về độ lớn của hệ số chặn của danh mục P1 và P5 theo phương pháp tính thanh khoản LIQ_Amh.
ü Kiểm định chênh lệch hệ số chặn giữa 2 danh mục P5 và P1 theo mơ hình tính thanh khoản theo LIQ_AmhSqr
(Ghi chú: Tác giả tính tốn dựa trên dữ liệu về giá hàng tháng và số cổ phiếu đang lưu hành được thu thập thơng qua báo cáo tài chính đã được kiểm toán và phần mền Stata 12.0)
Nhận xét:
Ta thấy, giá trị kiểm định P-value=0.1276 >0.05, chưa có bằng chứng thống kê cho thấy có sự khác biệt về độ lớn của hệ số chặn của danh mục P1 và P5 theo phương pháp tính thanh khoản LIQ_AmhSqr.
ü Kiểm định chênh lệch hệ số chặn giữa 2 danh mục P5 và P1 theo mơ hình tính thanh khoản theo LIQ_AmhLog
(Ghi chú: Tác giả tính tốn dựa trên dữ liệu về giá hàng tháng và số cổ phiếu đang lưu hành được thu thập thông qua báo cáo tài chính đã được kiểm tốn và phần mền Stata 12.0)
Nhận xét:
Ta thấy, giá trị kiểm định P-value=0.0727 >0.05, chưa có bằng chứng thống kê cho thấy có sự khác biệt về độ lớn của hệ số chặn của danh mục P1 và P5 theo phương pháp tính thanh khoản LIQ_AmhLog.
ü Kiểm định chênh lệch hệ số chặn giữa 2 danh mục P5 và P1 theo mơ hình tính thanh khoản theo LIQ_Les
(Ghi chú: Tác giả tính tốn dựa trên dữ liệu về giá hàng tháng và số cổ phiếu đang lưu hành được thu thập thơng qua báo cáo tài chính đã được kiểm tốn và phần mền Stata
Nhận xét:
Kiểm định cho thấy giá trị P-value =0.0180 <0.05, ta thấy có sự khác biệt giữa hệ số chặn của danh mục P1 và P5 theo phương pháp tính LIQ_Les. Ta bác bỏ giả thuyết H0, kết luận hệ số chặn của danh mục P5 khác hệ số chặn của danh mục P1.
Tóm lại, kiểm định về chênh lệch độ lớn của hệ số chặn cho thấy kết quả thống kê theo các phương pháp tính thanh khoản khác nhau chưa cho thấy có sự khác biệt về độ lớn của hệ số chặn một cách bền vững theo các phương pháp tính thanh khoản khác nhau. Kết quả này tương tự như kết quả đã được nghiên cứu bởi Judith Lischewski và Svitlana Voronkova (2012) cho việc nghiên cứu trên thị trường mới nổi. Điều này có thể giải thích ngun nhân là do đặc điểm của thị trường chứng khoán Việt Nam với vai trò quan trọng của sở hữu Nhà nước, vì vậy tính thanh khoản mặc dù có vai trị quan trọng nhưng chưa phát huy được ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của các cổ phiếu trên thị trường do bị chi phối bởi các quyết định mua/bán lớn của công ty quản lý quỹ đầu tư của Nhà nước. Kết quả này giúp tác giả trả lời cho câu hỏi nghiên cứu thứ ba là chưa có bằng chứng rằng nhân tố tính thanh khoản có ảnh hưởng đến TSSL của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
4.5 Tổng hợp kết quả
Tác giả thực hiện kiểm định các nhân tố quy mô, giá trị sổ sách trên giá thị trường và nhân tố tính thanh khoản ảnh hưởng đến TSSL vượt trội của cổ phiếu trên thị trường chứng khốn Việt Nam, có thể tóm tắt kết quả như sau:
- Sự thay đổi nhân tố quy mô trong doanh nghiệp trong mơ hình ba nhân tố có ảnh hưởng đến TSSL của các cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2013. Kết quả này tương tự như kết quả đã được các tác giả khác nghiên cứu trên các thị trường thế giới (Fama-French (1993); Drew và
Veeraraghavan (2002); Rouwenhorst (1999); Brown et al. (2008); Hearn (2010b); Hearn và Piesse (2009); Judith Lischewski và Svitlana Voronkova (2012)).
- Sự thay đổi nhân tố giá trị sổ sách trên giá thị trường trong mơ hình ba nhân tố có ảnh hưởng đến TSSL của cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2013. Kết quả này tương tự như các kết quả đã được nghiên cứu bởi Fama-French (1993); Drew và Veeraraghavan (2002); Malkiel và Jun (2009); Barry et al. (2002); Rouwenhorst (1999); Judith Lischewski và Svitlana Voronkova (2012).
- Doanh nghiệp có quy mơ nhỏ có TSSL cao hơn doanh nghiệp có quy mơ lớn và doanh nghiệp có tỷ số BE/ME cao có TSSL cao hơn doanh nghiệp có tỷ số BE/ME thấp. Kết quả này đồng nhất với các kết quả được nghiên cứu trên thị trường các nước khác Fama-French (1993); Drew và Veeraraghavan (2002); Rouwenhorst (1999); Brown et al. (2008); Hearn (2010b); Hearn và Piesse (2009); Judith Lischewski và Svitlana Voronkova (2012).
- Việc đưa vào nhân tố tính thanh khoản, bằng nhiều phương pháp tính khác nhau, cho thấy TSSL sụt giảm khơng đáng kể sau khi thêm vào nhân tố này. Kết quả cũng cho thấy khơng có sự khác biệt đáng kể về TSSL giữa danh mục thanh khoản nhất và danh mục kém thanh khoản nhất. kết quả này tương tự như kết quả đã được nghiên cứu bởi Lischewski và Svitlana Voronkova (2012) cho thị trường mới nổi. Tóm lại, các kết quả nghiên cứu của tác giả tương tự như kết quả đã được nghiên cứu bởi Judith Lischewski và Svitlana Voronkova (2012).
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 5.1 Kết luận chung
Tỷ suất sinh lời vượt trội trên thị trường chứng khoán Việt Nam được giải thích bởi tác động của nhiều nhân tố, trong đó có nhân tố quy mô, nhân tố giá trị sổ sách trên giá thị trường. Cùng với việc dùng nhiều phương pháp tính khác nhau liên quan đến tính thanh khoản, tác giả đưa thêm tính thanh khoản vào mơ hình của CAPM và mơ hình 3 nhân tố của Fama-French để tính xem tính thanh khoản có phải là nhân tố giúp giải thích cho TSSL của các cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2013.
Tương tự như kết quả của các bài nghiên cứu trên các thị trường tương tự, bài nghiên cứu tác giả đã thu thập được kết quả là nhân tố quy mô, nhân tố giá trị sổ sách trên giá thị trường có ảnh hưởng và giải thích cho TSSL vượt trội của cổ phiếu trên thị trường Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu. Danh mục cổ phiếu có tỷ số BE/ME cao và danh mục cổ phiếu có quy mơ nhỏ thì có phần bù TSSL dương.
Sau khi đưa thêm tính thanh khoản vào mơ hình nghiên cứu, tác giả nhận thấy tính thanh khoản có ảnh hưởng khơng đáng kể đến TSSL vượt trội của cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu. Điều này phù hợp với nhiều nghiên cứu trước đây là chưa tìm thấy bằng chứng về tính thanh khoản ảnh hưởng đến TSSL cổ phiếu trên thị trường chứng khoán mới nổi. Đối với thị trường chứng khốn cịn non trẻ như thị trường Việt Nam thì tính thanh khoản có thể là một trong những yếu tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn đầu tư hơn là một trong những yếu tố ảnh hưởng đến định giá của cổ phiếu. Hơn nữa, với sự quản lý chặt chẽ của nhà nước về việc hạn chế khối lượng mua đối với nhà đầu tư nước ngồi thì tính thanh khoản có thể chưa phát huy hết vai trị ảnh hưởng của nó trên thị trường chứng khốn Việt Nam. Phù hợp với kết quả của Fama – French (1993) cũng như bài nghiên cứu gốc của Judith Lischewski và Svitlana Voronkova (2012) và một số nghiên cứu trước đây là, phần bù
quy mơ trên thị trường chứng khốn Việt Nam là phần bù cho cổ phiếu có quy mơ nhỏ và phần bù giá trị cho cổ phiếu có giá trị sổ sách trên giá thị trường cao chứ không phải phần bù cho giá trị sổ sách trên giá thị trường thấp. Phần bù nhân tố SMB đối với danh mục quy mô nhỏ (SL, SH) là dương trong khi danh mục quy mô lớn (BL, BH) là âm và phần bù nhân tố HML đối với danh mục có tỷ số BE/ME cao (SH và BH) là dương trong khi danh mục có BE/ME thấp (SL và BL) là âm. Điều này cho thấy có phần bù rủi ro nhà đầu tư nhân được khi đầu tư vào các cổ phiếu có tỷ lệ rủi ro cao hơn đúng với nguyên tắc cơ bản trong đầu tư là rủi ro càng cao thì phải có TSSL cao hơn.
Qua nghiên cứu, tác giả chưa tìm thầy bằng chứng tính thanh khoản là nhân tố được định giá trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ 2008 đến 2013 với mẫu nghiên cứu là 187 công ty niêm yết trên Sở giao dịch Chứng khoán TP.HCM và Sở giao dịch Chứng khoán Hà Nội.
5.2 Hạn chế của đề tài và đề xuất hướng nghiên cứu tiếp theo
Mặc dù đã rất cố gắng để hoàn thành bài nghiên cứu, luận văn vẫn không thể tránh khỏi các hạn chế. Theo tác giả nhận thấy bài luận văn còn những điểm hạn chế sau:
- Luận văn nghiên cứu mẫu gồm 187 công ty niêm yết liên tục từ 2008 đến 2013, so với với các nghiên cứu trước đây của các tác giả trên thế giới thì số lượng mẫu quan sát là chưa nhiều. Tác giả hy vọng sẽ có những nghiên cứu thu thập số lượng mẫu nhiều hơn để có thể chia danh mục theo quy mô thành nhiều mức độ: nhỏ, trung bình và lớn; chia danh mục theo giá trị sổ sách trên giá thị trường thành: thấp, trung bình và cao. Điều này có thể giúp làm đa dạng danh mục và hạn chế khả năng ảnh hưởng của một danh mục chiếm tỷ trọng lớn trong tổng giá trị vốn hóa thị trường so với các danh mục còn lại. Đồng thời có thể phản ánh một cách tồn diện hơn bức tranh về TSSL của thị trường chứng khoán Việt Nam.
khoản, các nghiên cứu sau nên đưa thêm các cách tính khác về tính thanh khoản để bao trùm được các khía cạnh khác nhau của tính thanh khoản.
- Về thời gian nghiên cứu từ năm 2008 đến 2013 là còn ngắn. Tác giả hy vọng nghiên cứu sau sẽ thu thập được mẫu trong thời gian dài hơn để tăng tính bền vững cho mơ hình nghiên cứu.
Báo cáo tài chính đã được kiểm toán. < http://s.cafef.vn/hastc>. [Ngày truy cập: 11 tháng 10 năm 2014]
Báo cáo tài chính đã được kiểm tốn. < http://finance.vietstock.vn>. [Ngày truy cập: 11 tháng 10 năm 2014]
Danh sách công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM.
<http://www.hsx.vn/hsx/Modules/Danhsach/Chungkhoan.aspx>. [Ngày truy cập: 10 tháng 10 năm 2014]
Danh sách công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội.
<http://www.hnx.vn/tin-niem-yet>. [Ngày truy cập: 10 tháng 10 năm 2014]
Dữ liệu giá đóng cửa chứng khoán và khối lượng giao dịch.
<http://dautu.phutoan.com.vn/toolbox/metaupdater>. [Ngày truy cập: 10 tháng 10
năm 2014]
Lịch sử giá đóng của cổ phiếu niêm yết. < http://www.cophieu68.vn/export.php>.
[Ngày truy cập: 12 tháng 10 năm 2014]
Lịch sử giá đóng của cổ phiếu niêm yết. <
https://www.vndirect.com.vn/portal/thong-ke-thi-truong-chung-khoan/lich-su- gia.shtml>. [Ngày truy cập: 12 tháng 10 năm 2014]
Lãi suất Tín phiếu Kho bạc Nhà nước. < http://elibrary-
data.imf.org/DataExplorer.aspx>. [Ngày truy cập: 11 tháng 10 năm 2014]
Phan Thị Bích Nguyệt, 2008, Đầu tư tài chính – Phân tích đầu tư chứng khốn, TP. HCM: Nhà xuất bản Tài chính
effects. Journal of Financial Markets 5, 31–56.
Amihud, Y., Mendelson, H., 1986. Asset pricing and the bid-asks pread. Journal of Financial Economics 17, 223–249
Barry, C.B., Goldreyer, E., Lockwood, L., Rodriguez, M., 2002. Robustness of size and value effects in emerging equity markets,1985–2000. Emerging Markets
Review 3, 1–30.
Bekaert, G., Harvey, C.R., Lundblad, C., 2007. Liquidity and expected returns: lessons from emerging markets. The Review of Financial Studies 20(4), 1783–1831. Brennan, M.J., Subrahmanyam, A., 1996. Market micro structure and asset pricing: