CHƢƠNG 5 : KẾT LUẬN
5.1 Kết luận chung
Tác động của tính thanh khoản đối với TSSL cổ phiếu đã được nghi n cứu khá nhiều trong thời gian qua. Mặc dù hầu hết các nghi n cứu đều tìm thấy bằng chứng l các chứng khốn kém thanh khoản thì có TSSL cao hơn. Tuy nhi n, vẫn có một số bằng chứng có kết quả trái ngược lại. Các nh nghi n cứu cho rằng những bằng chứng chưa thống nhất với nhau có thể l vì khơng có phương pháp đo lường thanh khoản n o l ho n hảo.
B i nghi n cứu của tác giả sử dụng bốn phương pháp đo lường thanh khoản phổ biến đó l : phương pháp đo lường tính thiếu thanh khoản Amihud (AMI), phương pháp đo lường tính thiếu thanh khoản theo Liu (LIU), doanh thu cổ phiếu (STURN) và khối lượng giao dịch h ng tháng (DVOL) cho các cổ phiếu ni m yết tr n TTCK Việt Nam trong giai đoạn từ đầu năm 2008 đến tháng 6/2013.
Kết quả nghi n cứu của tác giả cho thấy không phù hợp với kỳ vọng lý thuyết. Tức l các chứng khốn có thanh khoản thấp thì có TSSL thấp hơn chứng khốn thanh khoản cao. Kết quả n y thì vững ngay cả khi xem xét đến các nhân tố rủi ro khác như nhân tố giá trị, nhân tố quy mô, nhân tố momentum.
Tuy nhi n, sau khi chạy hồi quy mơ hình 4 nhân tố theo Carhart (1997), kết quả nghi n cứu cho thấy tác động của tính thanh khoản l n TSSL cổ phiếu cũng khác nhau qua các cách tính thanh khoản khác nhau.
Sở dĩ có kết quả như tr n l do các đặc điểm của TTCK Việt Nam như sau: Thông qua việc cổ phần hóa các doanh nghiệp nh nước, các cơng ty cổ phần ni m yết tr n TTCK Việt Nam chủ yếu l do Nh nước nắm cổ phần chi phối. Hoạt động của các công ty n y chịu sự ảnh hưởng bởi tính chất quản lý của Nh nước.
Do đó, tình trạng bất cân xứng thơng tin trở th nh vấn đề nổi cộm khi đầu tư chứng khoán ở Việt Nam.
Ngoài ra, TTCK Việt Nam có một số điểm khác thường so với các TTCK khác tr n thế giới như khi thị trường tăng thì bất kỳ cổ phiếu n o cũng tăng, khi thị trường giảm thì bất kỳ cổ phiếu n o cũng giảm, bất kể tình hình hoạt động kinh doanh của cơng ty. Khi thị trường tăng thì chỉ có người mua m khơng có người bán v ngược lại khi thị trường giảm thì chỉ có người bán. Do đó, tâm lý đám đơng vẫn cịn chi phối TTCK, tạo n n hiện tượng khuyếch đại. Các nh đầu tư đầu tư theo phong tr o hơn l dựa tr n quyết định của bản thân.
5.2 Hạn chế của đề tài và đề xuất hƣớng nghiên cứu tiếp theo.
Tác giả hi vọng rằng với kết quả tìm được sẽ bổ sung v o bằng chứng thực nghiệm cho các nh đầu tư v nh nghi n cứu có quan tâm về tính thanh khoản tại TTCK Việt Nam. Tuy đã cố gắng ho n chỉnh b i luận văn nghi n cứu, tuy nhi n theo tác giả vẫn cịn có những hạn chế sau đây:
Một là, so với các nghi n cứu trước đây của các tác giả khác tr n thế giới, dữ
liệu nghi n cứu còn hạn chế. Mẫu nghi n cứu cịn ít, bao gồm 166 cơng ty ni m yết tr n TTCK Việt Nam li n tục trong giai đoạn 2008 đến 06/2013. Đồng thời, số năm quan sát mẫu nghi n cứu còn khá ngắn. Tác giả mong rằng các nghi n cứu sau sẽ thu thập số lượng các cổ phiếu ni m yết nhiều hơn v thời gian quan sát d i hơn để tăng tính bền vững cho mơ hình nghi n cứu.
Hai là, các phương pháp đo lường thanh khoản m tác giả sử dụng trong b i
có thể khơng phản ánh hết những biến động của tính thanh khoản tr n TTCK Việt Nam. Tác giả mong rằng các nghi n cứu sau sẽ bổ sung th m nhiều phương pháp đo lường thanh khoản khác để kiểm tra, đối chiếu. Đồng thời, cần phải phát triển các phương pháp đo lường thanh khoản mang tính đại diện hơn nữa.
Ba là, do hạn chế trong khâu thu thập dữ liệu v cơng cụ tính tốn, b i nghi n
phân chia danh mục theo đặc điểm doanh nghiệp như quy mô, tỷ số giá trị sổ sách tr n giá trị thị trường để nghi n cứu sâu ảnh hưởng tính thanh khoản ảnh hưởng đến TSSL chứng khoán v phân tích phần bù tính thanh khoản dựa tr n các phương pháp tính thanh khoản khác nhau.
Bốn là, hiện tại phương pháp đo lường thanh khoản dựa theo dữ liệu tần suất
thấp (dữ liệu theo ng y) v dữ liệu tần suất cao (dữ liệu theo giao dịch). Tuy nhi n, do khơng có số liệu sau mỗi lượt giao dịch trong ng y n n tác giả chỉ đo lường tính thanh khoản dựa tr n dữ liệu tần suất thấp l AMI, LIU v DVOL, STURN.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tiếng Việt.
1. Phan Thị Bích Nguyệt, 2008, Đầu tư t i chính - Phân tích đầu tư chứng khốn, TP.HCM : Nhà xuất bản Tài chính.
2. Trần Ngọc Thơ, 2007, T i chính doanh nghiệp hiện đại. TP.HCM : Nh xuất bản Thống k
3. Trần Thị Hải Lý, 2010, Nghi n cứu rủi ro v tỷ suất sinh lợi tr n thị trường chứng khoán Việt Nam, luận án tiến sĩ, Thư viện sau đại học, Trường Đại học Kinh tế TP.HCM
4. Website : Công ty cổ phần Tài Việt. http://vietstock.vn/
5. Website : Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội. http://hnx.vn/
6. Website : Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM. http://www.hsx.vn/
7. Website : Cổ phiếu 68. http://www.cophieu68.vn/
Tiếng Anh.
1. Amihud, Y., Mendelson, H., 1986. Asset pricing and the bid-ask spread.
Journal of Financial Economics 17, 233 - 249.
2. Amihud, Y., 2002. Illiquidity and stock returns : cross-section and time-series effects. Journal of Financial Markets, Volume 5, pp. 31-56.
3. Anon., n.d. StataCorp LP. [Online]
Available at: http://www.stata.com/
4. Bekaert, G., Harvey, C., Lundblad, C., 2007. Liquidity and expected returns: lessons from emerging markets. Review of Financial Studies.
5. Carhart, M.M., 1997. On persistence in mutual fund performance. Journal of Finance 52, 57-82.
6. Chordia, T., Subrahmanyam, A., Anshuman, V.R., 2001. Trading activity and expected stock returns. Journal of Financial Economics 59, 3-32.
7. Chordia, T.,Huh, S., Subrahmanyam A., 2009. Theory-based illiquidity and asset pricing. Review of Financial Studies 22, 3629-3668.
8. Damodaran, A., 2005. Marketability and value: Measuring the Illiquidity Discount. Stern School of Bussiness.
9. Eun, C.S., Huang, W., 2007. Asset pricing in China‟s domestic stock market: is there a logic? Pacific-Basin Finance Jornal 15, 452-480.
10. Fama, E.F., French, K.R., 1993. Common risk factors in the returns on stocks and bonds. Journal of Financial Economics 33, 3-56.
11. Fama, E.F., French, K.R., 1998. Value Versus Groth the International Evidence.
Journal of Financial Economics, 53, 1975-1999.
12. Fong, K., Holden, C.W., Trzcinka, C.A., 2011. What are the best liquidity proxies for global research. Working Paper, Indiana University.
13. Hameed, A., Kang, W., Viswanathan, S., 2010. Stock market declines and liquidity. Journal of Finance 65, 257-293.
14. Hearn, B., 2011. Size and liquidity effects in Japanese regional stock markets.
Journal of The Japanese and International Economies, Volume 25, pp. 157- 181.
15. Lam, K. S. & Tam, L. H., 2011. Liquidity and asset pricing : Evidence from the Hong Kong stock market. Journal of Banking & Finance, Volume 35, pp. 2217- 2230.
16. Lee, K., 2011. The world price of liquidity risk. Journal of Financial Economics 99, 136-161.
17. Liu, W., 2006. A liquidity-augmented capital asset pricing model. Journal of
Financial Economics 82, 631–671.
18. Marcelo, J. L. M. & Quirós, M. d. M. M., 2006. The role of an illiquidity risk factor in asset pricing : Empirical evidence from the Spanish stock market. The Quarterly Review of Economics and Finance, Volume 46, pp. 254-267.
19. Narayan, P. K. & Zheng, X., 2011. The relationship between liquidity and returns on the Chinese stock market. Journal of Asian Economics, Volume 22, pp. 259-266.
20. Nhut H. Nguyen, Ka Lei Ho, 2012. Asset returns and liquidity effects: Evidence from a developed but small market. Pacific – Basin Finance Journal 21, 1175-
1190.
21. Spiegel, M., Wang, X., 2005. Cross-sectional variation in stock returns: liquidity and idiosyncratic risk. Working Paper, Yale University.
DANH MỤC CÁC PHỤ LỤC
Phụ lục 1. Danh sách các mã cổ phiếu đưa vào dữ liệu nghiên cứu.
STT MaCK STT MaCK STT MaCK STT MaCK
1 ABT 26 DCS 51 HJS 76 NBC 2 ACL 27 DCT 52 HLY 77 NLC 3 AGF 28 DHA 53 HMC 78 NSC 4 ALP 29 DHG 54 HNM 79 NST 5 ALT 30 DIC 55 HPG 80 NTL 6 ANV 31 DMC 56 HRC 81 PAC 7 BBC 32 DNP 57 HSI 82 PAN 8 BBS 33 DPC 58 HT1 83 PET 9 BCC 34 DPM 59 HTP 84 PGC 10 BHS 35 DPR 60 HTV 85 PGS 11 BMC 36 DRC 61 ICF 86 PJT 12 BMP 37 DST 62 IMP 87 PLC 13 BT6 38 DXP 63 ITA 88 PNC 14 BTH 39 EBS 64 KDC 89 POT 15 C92 40 FMC 65 KHA 90 PPG 16 CDC 41 FPT 66 KHP 91 PSC
17 CID 42 GIL 67 LAF 92 PTC
18 CII 43 GMC 68 LBM 93 PTS
19 CJC 44 GTA 69 LGC 94 PVC
20 CLC 45 HAI 70 LSS 95 PVD
21 COM 46 HAS 71 LTC 96 PVE
22 CTB 47 HBC 72 LUT 97 PVS
23 CTN 48 HCC 73 MCP 98 PVT
24 DAC 49 HDC 74 MEC 99 QNC
Phụ lục 1. Danh sách các mã cổ phiếu đưa vào dữ liệu nghiên cứu (tiếp theo).
STT MaCK STT MaCK STT MaCK STT MaCK
101 RCL 125 SJD 149 VC2 102 RHC 126 SJE 151 VC5 103 RIC 127 SMC 150 VC3 104 S12 128 SNG 152 VC6 105 S91 129 SSC 153 VCS 106 S99 130 STC 154 VGP 107 SAV 131 STP 155 VIC 108 SC5 132 SVC 156 VNC 109 SCD 133 TAC 157 VNE 110 SCJ 134 TCM 158 VNM 111 SD2 135 TDH 159 VSC 112 SD5 136 TJC 160 VSH 113 SD7 137 TMC 161 VTB 114 SDA 138 TNA 162 VTL 115 SDC 139 TNC 163 VTO 116 SDD 140 TPH 164 VTS 117 SDT 141 TRC 165 VTV 118 SFC 142 TS4 166 XMC 119 SFI 143 TTC 120 SFN 144 TTP 121 SGH 145 TXM 122 SIC 146 UIC 123 SJ1 147 UNI 124 SJC 148 VBH
Phụ lục 2. Kiểm định tính dừng theo Augmented Dickey - Fuller (ADF).
Phụ lục 2.1: TSSL Rm-Rf
Phụ lục 2.2: TSSL SMB
Phụ lục 2.3: TSSL HML
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -6.357 -3.559 -2.918 -2.594 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 65 . dfuller rmtrf
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -8.234 -3.559 -2.918 -2.594 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 65 . dfuller smb
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -6.701 -3.559 -2.918 -2.594 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 65 . dfuller hml
Phụ lục 2.4: TSSL UMD
Phụ lục 3. Kết quả hồi quy của mơ hình 4 nhân tố khi chưa khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Phụ lục 3.1 Theo chỉ số thanh khoản AMI
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -4.843 -3.559 -2.918 -2.594 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 65 . dfuller umd _cons .0208432 .011792 1.77 0.082 -.0027365 .0444228 umd -.0916661 .0488647 -1.88 0.065 -.1893772 .006045 hml -.2791797 .0940317 -2.97 0.004 -.4672077 -.0911517 smb -.5890039 .0947169 -6.22 0.000 -.7784021 -.3996057 rmtrf 1.005125 .0310625 32.36 0.000 .9430114 1.067238 lamirf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .865699533 65 .013318454 Root MSE = .02543 Adj R-squared = 0.9514 Residual .039443603 61 .000646616 R-squared = 0.9544 Model .826255929 4 .206563982 Prob > F = 0.0000 F( 4, 61) = 319.45 Source SS df MS Number of obs = 66 . reg lamirf rmtrf smb hml umd
_cons -.0028107 .0065084 -0.43 0.667 -.0158251 .0102038 umd .0278211 .0269702 1.03 0.306 -.0261091 .0817513 hml .2452273 .0518994 4.73 0.000 .141448 .3490067 smb .3555401 .0522777 6.80 0.000 .2510045 .4600758 rmtrf .9948792 .0171445 58.03 0.000 .9605967 1.029162 mamirf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .899884086 65 .013844371 Root MSE = .01403 Adj R-squared = 0.9858 Residual .012015821 61 .000196981 R-squared = 0.9866 Model .887868265 4 .221967066 Prob > F = 0.0000 F( 4, 61) = 1126.85 Source SS df MS Number of obs = 66 . reg mamirf rmtrf smb hml umd
_cons -.058637 .0210637 -2.78 0.007 -.1007564 -.0165176 umd .2165862 .0872852 2.48 0.016 .0420487 .3911237 hml .1826601 .1679652 1.09 0.281 -.1532071 .5185272 smb -.0794201 .1691892 -0.47 0.640 -.4177349 .2588947 rmtrf .7022045 .0554857 12.66 0.000 .591254 .8131549 hamirf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .640800535 65 .00985847 Root MSE = .04542 Adj R-squared = 0.7907 Residual .125853883 61 .002063178 R-squared = 0.8036 Model .514946652 4 .128736663 Prob > F = 0.0000 F( 4, 61) = 62.40 Source SS df MS Number of obs = 66 . reg hamirf rmtrf smb hml umd
Phụ lục 3.2 Tính theo chỉ số LIU _cons -.0794801 .0281324 -2.83 0.006 -.1357344 -.0232257 umd .3082523 .1165773 2.64 0.010 .0751416 .5413631 hml .4618373 .2243328 2.06 0.044 .0132562 .9104185 smb .5095828 .2259676 2.26 0.028 .0577326 .9614329 rmtrf -.3029191 .0741062 -4.09 0.000 -.4511036 -.1547347 hlamirf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .301795734 65 .004643011 Root MSE = .06067 Adj R-squared = 0.2073 Residual .224498564 61 .003680304 R-squared = 0.2561 Model .07729717 4 .019324293 Prob > F = 0.0011 F( 4, 61) = 5.25 Source SS df MS Number of obs = 66 . reg hlamirf rmtrf smb hml umd
_cons -.0087571 .0075674 -1.16 0.252 -.0238891 .0063749 umd .0478738 .0313585 1.53 0.132 -.0148313 .1105789 hml .0133749 .0603439 0.22 0.825 -.1072902 .13404 smb .0309289 .0607837 0.51 0.613 -.0906156 .1524734 rmtrf 1.026652 .019934 51.50 0.000 .9867918 1.066513 lliurf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .946515234 65 .014561773 Root MSE = .01632 Adj R-squared = 0.9817 Residual .016244076 61 .000266296 R-squared = 0.9828 Model .930271157 4 .232567789 Prob > F = 0.0000 F( 4, 61) = 873.34 Source SS df MS Number of obs = 66 . reg lliurf rmtrf smb hml umd
_cons -.0017877 .0041288 -0.43 0.667 -.0100438 .0064684 umd .0113155 .0171093 0.66 0.511 -.0228967 .0455277 hml .0701873 .0329239 2.13 0.037 .0043518 .1360227 smb .0329597 .0331638 0.99 0.324 -.0333555 .0992749 rmtrf .9712985 .0108761 89.31 0.000 .9495504 .9930466 mliurf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .821991638 65 .012646025 Root MSE = .0089 Adj R-squared = 0.9937 Residual .004835607 61 .000079272 R-squared = 0.9941 Model .817156031 4 .204289008 Prob > F = 0.0000 F( 4, 61) = 2577.06 Source SS df MS Number of obs = 66 . reg mliurf rmtrf smb hml umd
_cons .0021585 .0077505 0.28 0.782 -.0133397 .0176567 umd -.0298372 .0321173 -0.93 0.357 -.0940596 .0343853 hml -.0611171 .0618041 -0.99 0.327 -.184702 .0624678 smb -.1972889 .0622545 -3.17 0.002 -.3217744 -.0728033 rmtrf .9759549 .0204164 47.80 0.000 .9351298 1.01678 hliurf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .816068929 65 .012554907 Root MSE = .01671 Adj R-squared = 0.9778 Residual .017039728 61 .00027934 R-squared = 0.9791 Model .7990292 4 .1997573 Prob > F = 0.0000 F( 4, 61) = 715.11 Source SS df MS Number of obs = 66 . reg hliurf rmtrf smb hml umd
Phụ lục 3.3 Tính theo chỉ số STURN _cons .0029301 .0119457 0.25 0.807 -.0209568 .0268169 umd -.0792902 .0495014 -1.60 0.114 -.1782744 .0196939 hml -.0733547 .0952568 -0.77 0.444 -.2638324 .1171231 smb -.2307583 .095951 -2.40 0.019 -.4226242 -.0388925 rmtrf -.0460769 .0314672 -1.46 0.148 -.1089994 .0168456 hlliurf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .051186334 65 .000787482 Root MSE = .02576 Adj R-squared = 0.1573 Residual .040478086 61 .000663575 R-squared = 0.2092 Model .010708248 4 .002677062 Prob > F = 0.0057 F( 4, 61) = 4.03 Source SS df MS Number of obs = 66 . reg hlliurf rmtrf smb hml umd
_cons .0080427 .0092422 0.87 0.388 -.0104383 .0265237 umd -.0554849 .0382986 -1.45 0.153 -.1320677 .0210979 hml -.0830602 .073699 -1.13 0.264 -.2304305 .06431 smb -.1657463 .0742361 -2.23 0.029 -.3141905 -.0173021