Tiếp theo, kiểm tra nhân tố momentum với tỷ suất sinh lợi trung bình 6 tháng trong q khứ, kết quả hồi qui mơ hình 4 nhân tố thể hiện ở bảng 3.2
Rp(t) – Rf(t) = a + b[Rm(t) – Rf(t)] + sSMB(t) + uUMD(t) +wWML(t) +e(t) BU BD SU SD a 0,007 0,009 0,009 0,007 b 1,024 1,018 1,018 1,024 s 0,008 -0,162 0,838 1,008 u 0,790 -0,437 0,563 -0,210 w -0,112 0,034 0,034 -0,112 R2 điều chỉnh 0,953 0,972 0,978 0,943 Sig. F 0,000 0,000 0,000 0,000 Sig. t(a) 0,140 0,004 0,004 0,140 Sig. t(b) 0,000 0,000 0,000 0,000 Sig. t(s) 0,896 0,000 0,000 0,000 Sig. t(u) 0,000 0,000 0,000 0,022 Sig. t(w) 0,231 0,575 0,574 0,232
Kết quả cho thấy hệ số w của cả 4 danh mục đều khơng khác 0 có ý nghĩa thống kê, nghĩa là khơng có hiệu ứng momentum đối với tỷ suất sinh lợi bình quân 6 tháng.
Cuối cùng, kiểm tra hiệu ứng momentum với tỷ suất sinh lợi trung bình 3 tháng, kết quả hồi qui mơ hình 4 nhân tố thể hiện ở bảng 3.3
Rp(t) – Rf(t) = a + b[Rm(t) – Rf(t)] + sSMB(t) + uUMD(t) +wWML(t) +e(t) BU BD SU SD a 0,008 0,010 0,010 0,008 b 1,016 1,018 1,018 1,016 s -0,038 -0,173 0,827 0,962 u 0,847 -0,443 0,556 -0,153 w -0,298 -0,011 -0,011 -0,298 R2 điều chỉnh 0,959 0,972 0,978 0,951 Sig. F 0,000 0,000 0,000 0,000 Sig. t(a) 0,080 0,003 0,003 0,080 Sig. t(b) 0,000 0,000 0,000 0,000 Sig. t(s) 0,509 0,000 0,000 0,000 Sig. t(u) 0,000 0,000 0,000 0,064 Sig. t(w) 0,002 0,862 0,864 0,002
Kết quả cho thấy hệ số w của 2 danh mục BU và SD khác 0 có ý nghĩa thống kê, cho thấy có hiệu ứng momentum đối với 2 danh mục qui mô lớn thanh khoản cao và danh mục qui mô nhỏ thanh khoản thấp.
Để thấy rõ hơn hiệu ứng momentum, ta phân nhóm tất cả cổ phiếu trong mẫu thành 4 nhóm theo tỷ suất sinh lợi trung bình 3 tháng trước (danh mục W, 3, 2 và L) rồi hồi qui tỷ suất sinh lợi vượt trội của 4 danh mục này theo 4 nhân tố như trên, kết quả thể hiện ở bảng 3.4
Rp(t) – Rf(t) = a + b[Rm(t) – Rf(t)] + sSMB(t) + uUMD(t) +wWML(t) +e(t) W 3 2 L a 0,005 0,006 0,015 0,008 b 1,004 1,031 0,981 1,013 s 0,482 0,677 0,604 0,560 u 0,450 0,091 0,092 0,299 w 0,540 -0,079 -0,321 -0,667 R2 điều chỉnh 0,907 0,936 0,953 0,929 Sig. F 0,000 0,000 0,000 0,000 Sig. t(a) 0,455 0,200 0,000 0,163 Sig. t(b) 0,000 0,000 0,000 0,000 Sig. t(s) 0,000 0,000 0,000 0,000 Sig. t(u) 0,000 0,321 0,220 0,005 Sig. t(w) 0,000 0,448 0,000 0,000
Kết quả cho thấy hệ số w của danh mục 3 khơng khác 0 có ý nghĩa thống kê, còn lại ba danh mục đều khác 0 có ý nghĩa thống kê. Hệ số w của hai danh mục có tỷ suất sinh lợi bình qn 3 tháng cao nhất (W) và thấp nhất (L) có giá trị lớn nhất (0,540 và -0,667), ta cũng thấy rằng hệ số w tăng dần theo chiều tăng của tỷ suất sinh lợi bình quân 3 tháng trước.
W 3 2 L
Phần bù momentum 0,001568 -0,00023 -0,00093 -0,00194
Ghi chú: phần bù momentum = hệ số momentum x tỷ suất sinh lợi momentum
Phần bù momentum tăng dần theo chiều tăng của tỷ suất sinh lợi bình qn 3 tháng trước, danh mục có tỷ suất sinh lợi bình qn thấp nhất (L) có phần bù âm, danh mục có tỷ suất sinh lợi bình qn cao nhất (W) có phần bù dương. Kết quả trên cho thấy có sự tồn tại hiệu ứng momentum ở thị trường chứng khoán Việt Nam, tuy nhiên hiệu ứng này khá ngắn (dưới 6 tháng) và chỉ xảy ra đối với danh mục qui mô lớn thanh khoản cao và danh mục qui mơ nhỏ thanh khoản thấp. Nói cách khác, nếu 2 danh mục này có hiệu quả tốt trong 3 tháng trước thì nó có khả năng tiếp tục duy trì hiệu quả tốt trong ít nhất 1 tháng nữa và ngược lại nếu 2 danh mục này có hiệu quả kém trong 3 tháng trước thì nó có khả năng tiếp tục duy trì hiệu quả kém trong ít nhất 1 tháng nữa.
3.1.2 Hiệu ứng mùa
Mùa vụ là một đặc tính thể hiện sự lặp đi lặp lại theo qui luật của một hiện tượng nào đó xảy ra trong một quảng thời gian dài, chẳng hạn như giá lương thực thường giảm khi vào mùa thu hoạch, lượng tiêu thụ áo len thường tăng vào mùa đơng… Mặc dù về lý thuyết thì giá chứng khốn là ngẫu nhiên và khơng thể biết trước được nhưng thực tế đã cho thấy thị trường chứng khốn cũng có tính mùa vụ. Xu hướng mùa trong chứng khoán là một quãng thời gian thường lặp đi lặp lại khi thị trường chứng khốn có xu hướng tăng cao hay giảm sâu hơn những giai đoạn khác. Hiệu ứng mùa trong tỷ suất sinh lợi chứng khoán bao gồm nhiều loại: hiệu ứng ngày, hiệu ứng tuần, hiệu ứng tháng, hiệu ứng quý, hiệu ứng năm… Trong phạm vi của đề tài nghiên cứu, tác giả chỉ kiểm tra hiệu ứng tháng trong tỷ suất sinh lợi chứng khoán.
Phƣơng pháp
Để kiểm tra hiệu ứng tháng trong tỷ suất sinh lợi chứng khốn, tác giả sử dụng cơng cụ thống kê chuỗi thời gian nghiên cứu để phát hiện ra những tháng có tỷ suất sinh lợi bình qn cao hơn rất nhiều lần những tháng cịn lại, sau đó dùng một biến giả (dummy) làm biến độc lập rồi hồi qui tỷ suất sinh lợi vượt trội của tất cả các danh mục và nhân tố của mơ hình Fama French theo biến độc lập đó để kiểm tra sự khác biệt trong tỷ suất sinh lợi của tháng đó so với các tháng cịn lại trong năm. Nếu hệ số độ dốc của biến giả khác 0 có ý nghĩa thống kê trên các danh mục và nhân tố thì kết luận có hiệu ứng mùa xảy ra.
Hiệu ứng tháng giêng
Hiệu ứng tháng giêng là một hiệu ứng mùa khá nổi tiếng trong thị trường chứng khoán thế giới, hiệu ứng tháng giêng xảy ra khi tỷ suất sinh lợi bình quân của tháng giêng hồn tồn vượt trội hơn tỷ suất sinh lợi bình quân của các tháng khác. Rosseff và Kinney (1976) đã ghi nhận hiệu ứng tháng giêng ở thị trường chứng khoán New York giai đoạn 1904 – 1974, họ phát hiện ra rằng tỷ suất sinh lợi bình quân của tháng giêng (trung bình 3,48%) cao hơn 8 lần tỷ suất sinh lợi bình quân 11 tháng cịn lại trong năm (trung bình 0,42%). Sau đó hiệu ứng tháng giêng được tìm thấy ở nhiều thị trường chứng khoán khác như: Hà Lan (VandenBerg and Wessels - 1985), Ý (Barone - 1990), Nhật (Ziemba - 1991), Malaysia và Singapore (Ho - 1990), Anh (Choudhary - 2001)… Có nhiều nhận định về hiệu ứng tháng giêng, nhìn chung có thể tóm tắt như sau:
- Tỷ suất sinh lợi bình quân của tháng giêng thường vượt trội so với các tháng khác trong năm (cao hơn gấp nhiều lần so với các tháng còn lại)
- Tỷ suất sinh lợi bình quân tháng giêng của các cổ phiếu qui mô nhỏ hoặc giá trị thấp thường cao hơn tỷ suất sinh lợi bình qn của các cổ phiếu qui mơ lớn hoặc giá trị cao
- Có nhiều giả thuyết để giải thích hiệu ứng tháng giêng như: nhà đầu tư bán để hưởng lợi thế về thuế trong năm, cơ cấu lại danh mục đầu tư, làm đẹp báo
cáo tài chính, nhu cầu tiền mặt cao vào cuối năm, ra quyết định đầu tư vào đầu năm mới, đầu tư tiền thưởng cuối năm vào cổ phiếu…
Để kiểm tra xem có hiệu ứng tháng giêng ở thị trường chứng khốn Việt Nam khơng, tác giả sử dụng một biến giả nhận giá trị 1 cho tháng giêng và giá trị 0 cho các tháng khác rồi hồi qui tỷ suất sinh lợi vượt trội của tất cả các danh mục và nhân tố của mơ hình Fama French theo biến giả này. Mơ hình hồi qui đơn biến có dạng: Rp(t) – Rf(t) = a + bD(t) + e(t) trong đó hệ số chặn a thể hiện tỷ suất sinh lợi trung bình của 11 tháng khác, hệ số độ dốc b là phần chênh lệch tỷ suất sinh lợi bình quân của tháng giêng so với 11 tháng khác, nếu phần chênh lệch này có ý nghĩa thống kê thì kết luận có hiệu ứng tháng giêng xảy ra. Kết quả hồi qui của 4 danh mục thể hiện ở bảng 3.6 Rp(t) – Rf(t) = a + bD(t) + e(t) BH BL SH SL a 0,017 0,024 0,035 0,027 b 0,037 0,008 -0,028 -0,011 Sig. t(b) 0,621 0,903 0,712 0,877
Kết quả cho thấy hệ số b của cả 4 danh mục đều khá nhỏ và khơng có ý nghĩa thống kê nên khơng có hiệu ứng tháng giêng trong tỷ suất sinh lợi chứng khoán của 4 danh mục.
Tiếp theo tác giả hồi qui tỷ suất sinh lợi của 3 nhân tố theo biến dummy, kết quả hồi qui thể hiện ở bảng 3.7
Nhân tố thị trƣờng
Nhân tố qui mô (SMB) Nhân tố giá trị (HML) a 0,011 0,011 0,001 b 0,031 -0,042 0,006 Sig. t(b) 0,640 0,128 0,761
Kết quả cho thấy hệ số b của cả 3 nhân tố đều khơng có ý nghĩa thống kê. Như vậy, qua kiểm tra cho thấy khơng có hiệu ứng tháng giêng ở thị trường chứng khoán Việt Nam, trong phần sau tác giả sẽ kiểm tra 11 tháng còn lại trong năm xem có xảy ra hiệu ứng mùa trong tỷ suất sinh lợi chứng khốn khơng.
Hiệu ứng tháng 8
Trước tiên, tác giả thống kê tỷ suất sinh lợi bình quân của từng tháng và so sánh với tỷ suất sinh lợi bình qn của 11 tháng cịn lại để phát hiện ra những tháng có tỷ suất sinh lợi bình qn cao hoặc thấp bất thường so với các tháng khác, sau đó dùng mơ hình hồi qui theo biến giả để kiểm định sự khác biệt trong tỷ suất sinh lợi trung bình giữa các tháng. Kết quả thống kê tỷ suất sinh lợi bình quân của từng tháng so sánh với 11 tháng còn lại thể hiện ở bảng 3.8
R_BH R_BL R_SH R_SL R_M R_SMB R_HML R_UMD THÁNG GIÊNG 0,0549 0,0324 0,0076 0,0159 0,0416 -0,0318 0,0071 0,0558 11 THÁNG KHÁC 0,0174 0,0242 0,0355 0,0274 0,0110 0,0106 0,0007 0,0507 THÁNG HAI 0,0052 -0,0207 0,0286 0,0444 -0,0135 0,0443 0,0051 0,0388 11 THÁNG KHÁC 0,0219 0,0290 0,0336 0,0248 0,0160 0,0037 0,0008 0,0085 THÁNG 0,0837 0,0579 0,0985 0,0728 0,0239 0,0149 0,0257 -0,0347
BA 11 THÁNG KHÁC 0,0148 0,0218 0,0272 0,0222 0,0126 0,0064 -0,0010 -0,0596 THÁNG TƯ 0,0633 0,0561 0,1163 0,0961 0,0499 0,0465 0,0137 -0,0171 11 THÁNG KHÁC 0,0166 0,0220 0,0256 0,0201 0,0103 0,0035 0,0001 -0,0231 THÁNG NĂM -0,0192 0,0187 -0,0272 0,0282 0,0093 0,0008 -0,0466 0,0156 11 THÁNG KHÁC 0,0241 0,0254 0,0386 0,0263 0,0140 0,0077 0,0055 -0,0285 THÁNG SÁU -0,0136 -0,0209 0,0341 0,0150 -0,0161 0,0418 0,0132 -0,0968 11 THÁNG KHÁC 0,0236 0,0290 0,0331 0,0275 0,0163 0,0039 0,0001 -0,0132 THÁNG BẢY -0,0538 -0,0050 -0,0288 -0,0364 -0,0326 -0,0032 -0,0206 0,0067 11 THÁNG KHÁC 0,0273 0,0276 0,0388 0,0322 0,0178 0,0080 0,0032 0,0323 THÁNG TÁM 0,1992 0,1606 0,1451 0,1191 0,1049 -0,0478 0,0323 0,0078 11 THÁNG KHÁC 0,0043 0,0125 0,0230 0,0180 0,0053 0,0121 -0,0016 -0,0693 THÁNG CHÍN 0,0634 0,0422 0,0711 0,0581 0,0459 0,0118 0,0170 -0,1228 11 THÁNG KHÁC 0,0166 0,0233 0,0297 0,0236 0,0106 0,0067 -0,0002 -0,0163 THÁNG MƯỜI -0,0350 -0,0096 0,0218 0,0115 -0,0437 0,0389 -0,0075 0,0170 11 THÁNG KHÁC 0,0256 0,0280 0,0342 0,0278 0,0188 0,0042 0,0020 0,0665 THÁNG 11 -0,0719 -0,0170 -0,0610 -0,0779 -0,0214 -0,0250 -0,0190 0,0425
11 THÁNG
KHÁC 0,0289 0,0286 0,0417 0,0359 0,0168 0,0100 0,0030 -0,0696
THÁNG 12 -0,0297 0,0035 -0,0083 -0,0297 0,0149 -0,0059 -0,0059 -0,0251
11 THÁNG
KHÁC 0,0251 0,0268 0,0369 0,0315 0,0135 0,0083 0,0018 -0,0625
Kết quả thống kê khẳng định một lần nữa khơng có hiệu ứng tháng giêng khi tỷ suất sinh lợi bình qn tháng giêng khơng khác biệt nhiều so với các tháng khác. Kiểm tra các tháng khác cho thấy chỉ có tháng tám có tỷ suất sinh lợi bình qn cao bất thường so với những tháng còn lại (xấp xỉ 10 lần tỷ suất sinh lợi trung bình của 11 tháng cịn lại). Thống kê cho thấy dường như có hiệu ứng tháng tám trong tỷ suất sinh lợi chứng khoán, tuy nhiên cần kiểm định xem tỷ suất sinh lợi tháng tám có thực sự khác biệt có ý nghĩa thống kê so với tỷ suất sinh lợi của các tháng cịn lại khơng, trước tiên chúng ta kiểm định trên 4 danh mục.
Rp(t) – Rf(t) = a + bD(t) + e(t)
BH BL SH SL
a 0,004 0,013 0,023 0,018
b 0,195 0,148 0,122 0,101
Sig. t(b) 0,008 0,025 0,101 0,168
Kết quả cho thấy hệ số b của danh mục BH khác 0 có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, hệ số b của danh mục BL khác 0 có ý nghĩa thống kê ở mức 2,5%, hệ số b của danh mục SH khác 0 có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Hiệu ứng tháng tám xảy ra mạnh hơn đối với danh mục có qui mơ lớn thể hiện bằng hệ số b của 2 danh mục BH, BL lớn hơn hệ số b của 2 danh mục SH, SL. Hiệu ứng tháng tám cũng xảy ra mạnh đối với danh mục có BE/ME cao thể hiện ở cả hai nhóm cổ phiếu qui mơ lớn
Bảng 3.8 Tỷ suất sinh lợi bình quân của từng tháng so với 11 tháng cịn lại
và qui mơ nhỏ, tuy nhiên chênh lệch này mạnh hơn đối với nhóm cổ phiếu qui mơ lớn (0,195 so với 0,148).
Nhân tố thị trƣờng
Nhân tố qui mô (SMB) Nhân tố giá trị (HML) a 0,005 0,012 -0,002 b 0,100 -0,06 0,034 Sig. t(b) 0,125 0,030 0,106
Bảng 3.10 cho thấy hệ số b của cả 3 nhân tố đều khác 0 với độ tin cậy gần 90%, trong đó tỷ suất sinh lợi trung bình của nhân tố thị trường tháng tám cao hơn 10% so với tỷ suất sinh lợi trung bình của 11 tháng cịn lại. Kết quả kiểm tra trên danh mục và nhân tố cho thấy có hiệu ứng tháng tám trong tỷ suất sinh lợi chứng khoán. Để xác định hiệu ứng tháng tám trên qui mô và giá trị chi tiết hơn, tác giả phân nhóm tất cả các cổ phiếu trong mẫu thành 4 nhóm theo qui mơ và 4 nhóm theo giá trị (BE/ME), sau đó hồi qui tỷ suất sinh lợi vượt trội của các danh mục này theo biến giả, kết quả thể hiện ở bảng 3.11 và 3.12
Rp(t) – Rf(t) = a + bD(t) + e(t)
B 3 2 S
a 0,012 0,008 0,011 0,032
b 0,156 0,164 0,133 0,100
Sig. t(b) 0,021 0,014 0,056 0,206
Bảng 3.11 cho thấy ngoài danh mục S, 3 danh mục cịn lại đều có hệ số b khác 0 có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và hệ số b có xu hướng tăng dần khi chuyển từ
Bảng 3.10 Hồi qui tỷ suất sinh lợi 3 nhân tố theo biến giả - hiệu ứng tháng 8
danh mục qui mô nhỏ sang danh mục qui mô lớn một lần nữa cho thấy hiệu ứng tháng tám xảy ra mạnh hơn đối với danh mục qui mô lớn.
Rp(t) – Rf(t) = a + bD(t) + e(t)
H 3 2 L
a 0,017 0,020 0,016 0,012
b 0,137 0,145 0,115 0,153
Sig. t(b) 0,063 0,051 0,081 0,025
Bảng 3.12 cho thấy 2 danh mục có hệ số b khác 0 có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và 2 danh mục có hệ số b khác 0 có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Tuy nhiên, hệ số b không thể hiện được xu hướng tăng hay giảm, điều này chứng tỏ hiệu ứng tháng tám xảy ra khá yếu đối với các danh mục theo giá trị.
Như vậy nghiên cứu cho thấy có hiệu ứng tháng tám trong tỷ suất sinh lợi ở thị trường chứng khoán Việt Nam, hiệu ứng này mạnh hơn đối với nhóm cổ phiếu qui mơ lớn hoặc nhóm cổ phiếu có giá trị cao (tuy nhiên hiệu ứng này khá yếu).
3.2 Đánh giá hiệu quả hoạt động của danh mục đầu tƣ
Để đánh giá hiệu quả hoạt động của danh mục đầu tư, một phương pháp thường được áp dụng là so sánh tỷ suất sinh lợi mong đợi của danh mục đó với tỷ suất sinh lợi thực tế mà danh mục đạt được. Nếu tỷ suất sinh lợi thực tế lớn hơn hoặc bằng tỷ suất sinh lợi mong đợi thì danh mục được đánh giá là hoạt động hiệu quả và ngược lại nếu tỷ suất sinh lợi thực tế thấp hơn tỷ suất sinh lợi mong đợi thì