CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3 Mối quan hệ giữa lợi nhuận bất thường tích lũy với cung cầu cổ phiếu,
khối lượng giao dịch bất thường, tỷ lệ dự kiến mua lại và một số yếu tố đặc thù doanh nghiệp xung quanh sự kiện mua cổ phiếu quỹ
Lợi nhuận bất thường tích lũy giai đoạn từ ngày thơng báo mua cổ phiếu quỹ cho đến một ngày sau đó CARj[0,1]được chọn làm biến phụ thuộc nhằm xem xét sự tác động của các biến độc lập lên lợi nhuận bất thường tích lũy.
Trước hết là tóm tắt đặc tính các biến trong mơ hình và được trình bày trong Bảng 4.5 dưới đây:
Bảng 4.5: Thống kê mô tả các biến trong mơ hình
Tên biến Số quan sát Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn CAR01 162 -14.66 13.34 2.07 4.41 AV00 162 -4.60 3.46 .04 1.36 DVOL00 162 -703540 2517730 48389 292819 INT 162 .00 .16 .04 .03 SIZE 162 17.96 24.82 20.24 1.40 BM 162 231.86 3892 1312 658 ROE 162 -.20 2.47 .34 .49 ROA 162 -.16 1.80 .19 .29
Tiếp theo, thật cần thiết để xem xét mối tương quan giữa các biến độc lập nhằm kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến ảnh hưởng mơ hình. Bảng 4.6 cho thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập khá nhỏ và khơng có giá trị nào vượt trên 0.4. Điều này cho thấy khả năng đa cộng tuyến làm ảnh hưởng đến kết quả dự báo của mơ hình thấp. Hiện tượng đa cộng tuyến sẽ được xem xét kỹ hơn thông qua độ chấp nhận của biến (Tolerance) hay hệ số phóng đại phương sai (VIF) khi chạy hồi quy.
Bảng 4.6: Mối tương quan giữa các biến
CAR01 AV00 DVOL00 INT SIZE BM ROE ROA CAR01 Hệ số tương quan Pearson 1
Sig. (2-tailed)
AV00 Hệ số tương quan Pearson .214** 1
Sig. (2-tailed) .006
DVOL00 Hệ số tương quan Pearson .324** .069 1 Sig. (2-tailed) .000 .384
INT Hệ số tương quan Pearson .076 -.019 -.018 1
Sig. (2-tailed) .336 .806 .821
SIZE Hệ số tương quan Pearson -.178* .028 .060 -.265** 1
Sig. (2-tailed) .024 .725 .448 .001
BM Hệ số tương quan Pearson .159* .063 .008 .125 -.600** 1
Sig. (2-tailed) .043 .422 .922 .112 .000
ROE Hệ số tương quan Pearson -.010 -.024 -.022 -.151 -.249** -.002 1 Sig. (2-tailed) .900 .763 .784 .055 .001 .982
ROA Hệ số tương quan Pearson -.008 .019 -.032 -.139 -.229** -.063 .940** 1 Sig. (2-tailed) .918 .806 .690 .079 .003 .427 .000
**. Có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1% *. Có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%.
Bên cạnh đó, dễ dàng nhận thấy và đáng lưu ý là các hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc CAR[0,1]j và các biến độc lập khối lượng giao dịch bất thường tại ngày 0 (AV00), chênh lệch cung cầu tại ngày 0 (DVOL00), quy mô công ty (SIZE) và hệ số thư giá trên thị giá (BM) là có ý nghĩa thống kê, cịn với các biến độc lập cịn lại thì thể hiện mối tương quan rất yếu. Tuy vậy, mơ hình vẫn được kỳ vọng là các biến độc lập có thể giải thích tốt cho hành vi của biến phụ thuộc.
Kết quả hồi quy được trình bày trong Bảng 4.8 và Bảng 4.9. Theo đó, Bảng 4.8 là mơ hình sử dụng các biến độc lập là AV00, DVOL00, INT, SIZE, BM, ROE và Bảng 4.9 là kết quả hồi quy khi sử dụng các biến độc lập là AV00, DVOL00, INT, SIZE, BM, ROA. Kết quả thu được khơng có sự khác biệt đáng kể, cả hai trường hợp thì mức độ phù hợp của mơ hình đạt khoảng 18.6% (R2 = 0.186), điều này cho thấy chắc chắn còn nhiều nhân tố ảnh hưởng đến lợi nhuận bất thường lũy mà chưa được xem xét đưa vào mơ hình. Tuy vậy, kết quả kiểm định độ phù hợp của mơ hình cho thấy giá trị F = 5.9 và Sig. = 0.000, nên có thể chấp nhận sự phù hợp của mơ hình. Trở lại với hiện tượng đa cộng tuyến, các giá trị của hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập khá nhỏ so với giá trị 10, điều này khẳng định khơng có đa cộng tuyến trong mơ hình.
Việc kiểm tra sự thỏa mãn các giả định tuyến tính của mơ hình cũng đã được xem xét, theo đó, giá trị trung bình của phần dư xấp xỉ bằng 0 (3.3*10-17 và -7.42*10-17) và độ lệch chuẩn của sai số mơ hình là gần bằng 1 (bằng 0.981 cho cả hai trường hợp). Dễ thấy, phân phối của sai số mơ hình là xấp xỉ đạt được phân phối chuẩn (Z ~ N[0,1]). Từ đó, có thể kết luận rằng sai số mơ hình có phân phối chuẩn. Xem xét thêm biểu đồ P-P Plot cho thấy xác suất chuẩn của các sai số chuẩn hóa nằm rất gần với đường chéo của đồ thị, nó cho thấy mơ hình hồi quy là có giá trị. Hơn nữa, đồ thị ScatterPlot của phần dư thể hiện sự phân tán ngẫu nhiên của các quan sát trong vùng quanh tung độ bằng 0 và thay đổi không theo trật tự nào. Tất cả các điều trên có thể kết luận giả định tuyến tính được thỏa mãn.
Bảng 4.7: Kiểm định phương sai thay đổi
Biến độc lập AV00 DVOL00 INT SIZE BM ROE
Spearma- n's rho Trị tuyệt đối của phần dư 1 Hệ số tương quan .194* .134 .015 -.104 .095 -.036 Sig. .013 .090 .849 .188 .228 .645 N 162 162 162 162 162 162
Kết quả kiểm định khi dụng biến ROA thay cho ROE trong mơ hình
Biến độc lập AV00 DVOL00 INT SIZE BM ROA
Spearma- n's rho Trị tuyệt đối của phần dư 2 Hệ số tương quan .198* .131 .015 -.105 .095 -.043 Sig. .012 .096 .854 .182 .229 .588 N 162 162 162 162 162 162 *. Có ý nghĩa thống tại mức 5%. **. Có ý nghĩa thống tại mức 1%.
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả kiểm định phương sai thay đổi (Bảng 4.7) cho thấy phần dư có mối tương quan và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% đối với khối lượng giao dịch bất thường, do vậy mơ hình vẫn cịn tồn tại phương sai thay đổi.
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy của mơ hình
R2 0.186
F 5.917
Sig. 0.000
B t stat Sig. Tolerance VIF
(Constant) 13.500 1.905 .059 AV00 .631 2.670 .008 .985 1.015 DVOL00 4.8*10-6 4.415 .000 .990 1.011 INT 3.569 .332 .741 .872 1.147 SIZE -.590 -1.886 .061 .519 1.926 BM .000 .290 .772 .604 1.656 ROE -.373 -.529 .598 .848 1.179
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy của mơ hình khi thay đổi biến ROE bằng biến ROA
R2 0.186
F 5.912
Sig. 0.000
B t stat Sig. Tolerance VIF
(Constant) 13.536 1.905 .059 AV00 .638 2.670 .008 .982 1.018 DVOL00 4.8*10-6 4.415 .000 .989 1.011 INT 3.708 .332 .741 .878 1.138 SIZE -.591 -1.886 .061 .510 1.960 BM .000 .290 .772 .583 1.714 ROA -.607 -.529 .598 .835 1.198
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Các hệ số từ kết quả hồi quy trên đã cho thấy nhiều điều hàm ý thú vị khi giải thích hành vi của lợi nhuận bất thường xung quanh sự kiện mua cổ phiếu quỹ.
- Trước hết là biến khối lượng giao dịch bất thường tại ngày thông báo (ngày 0), hệ số mang giá trị dương, thể hiện sự tương quan cùng chiều với lợi nhuận bất thường tích lũy CAR[0,1] và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này cho thấy thông tin mua cổ phiếu quỹ đã có ảnh hưởng tích cực đến tính thanh khoản của cổ phiếu hay khối lượng giao dịch tăng sẽ đồng nghĩa với sự gia tăng của mức lợi nhuận đạt được và điều ngược lại nếu khối lượng giao dịch ảm đạm sẽ là chỉ báo cho sự khơng tìm được mức lợi nhuận tốt đối với sự kiện mua cổ phiếu quỹ.
- Biến chênh lệch cung cầu tại ngày thông báo (DVOL00) cũng mang giá trị dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Rõ ràng rằng sự chêch lệch cung cầu càng lớn thể hiện mức độ quan tâm của bên mua và sự chờ đợi, lưỡng lự của bên bán đã dẫn đến mức giá cổ phiếu được đẩy lên cao hơn nhằm thỏa mãn những người đang nắm giữ cổ phiếu. Và như vậy, mức lợi nhuận mang lại sẽ tốt hơn, điều này hoàn toàn phù hợp với lý thuyết cung cầu thị trường.
- Dường như quy mô của chương trình mua lại thể hiện ở biến INT khơng thể giải thích cho hành vi của giá cổ phiếu khi có thơng tin mua cổ phiếu quỹ, nó khơng có ý nghĩa thống kê. Phải chăng giới hạn tối đa của mỗi đợt mua lại theo quy định của pháp luật hiện hànhe
đã làm cho yếu tố này không mang tính bất ngờ và trở nên ít được quan tâm hơn cũng như khơng được thị trường đón nhận như là chỉ báo tốt để hành động tìm kiếm lợi nhuận bất thường. - Có thể thấy biến quy mô công ty (SIZE) là sự đại diện để xem xét yếu tố bất
cân xứng thông tin. Hệ số này mang giá trị âm, nó thể hiện mối tương quan ngược chiều với CAR[0,1] và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Điều này cho thấy cơng ty có quy mơ nhỏ hơn thường ít gây sự chú ý hơn đối với nhà đầu tư, các nhà phân tích hay cơ quan truyền thông hơn những công ty lớn và do vậy vấn đề bất cân xứng thơng tin sẽ cao hơn. Chính vì vậy, lợi nhuận đột biến cũng sẽ cao hơn trước sự kiện thông tin mua cổ phiếu quỹ, vốn được xem là một tín hiệu tốt khi mà nhà đầu tư cho rằng nó thể hiện cổ phiếu bị định giá thấp hơn giá trị thật của nó.
- Tiếp theo là việc xem xét các biến đại diện cho yếu tố cơ bản của doanh nghiệp (ROE và ROA) cũng như yếu tố dưới giá trị (BM). Kết quả cho thấy khơng có sự giải thích có ý nghĩa thống kê từ hai biến này cho sự thay đổi của lợi nhuận bất thường. Điều này hàm ý dường như lợi nhuận bất thường đối với thông tin mua cổ phiếu quỹ không phụ thuộc vào các yêu tố đặc trưng của doanh nghiệp mà chỉ thuần túy phụ thuộc vào yếu tố mang tính thị trường.
Kết quả hồi quy cũng đã cho phép bác bỏ một phần giả thuyết H3, khi kỳ vọng rằng toàn bộ các yếu tố đặc thù công ty có mối liên hệ với lợi nhuận bất thường. Tuy
e Theo luật doanh nghiệp thì cơng ty có quyền mua lại khơng q 30% tổng số cổ phần phổ thông đã bán, một phần hoặc toàn bộ cổ phần ưu đãi cổ tức đã bán. Hội đồng quản trị có quyền quyết định mua lại khơng quá 10% tổng số cổ phần của từng loại đã được chào bán trong mỗi mười hai tháng. Trong trường hợp khác, việc mua lại cổ phần do Đại hội đồng cổ đông quyết định.
vậy, các yếu tố như chỉ số BM, ROE và ROA đều không thể hiện sự tác động đến lợi nhuận bất thường, ngoại trừ yếu tố quy mô cơng ty (SIZE). Theo đó, quy mơ cơng ty có ảnh hưởng tới lợi nhuận bất thường và thể hiện mối tương quan nghịch, điều này trái với kỳ vọng đặt ra tại giả thuyết H4 nhưng là sự phù hợp với phát hiện của Barber & Lyon (1997); Fama & French (1992) và sau đó là của Bajo (2010).
Bên cạnh đó, các biến khối lượng giao dịch bất thường tại ngày thông báo (AV00), chênh lệch cung cầu tại ngày thông báo (DVOL00) đều cho kết quả ủng hộ giả thuyết H4, chúng tồn tại và thể hiện tác động tích cực lên lợi nhuận bất thường. Rõ ràng rằng, kết quả thực nghiệm tại phần 4.1 đã ghi nhận sự tồn tại của lợi nhuận bất thường tại ngày thơng báo hay nói cách khác là có sự gia tăng đột biến của giá tại ngày thông báo, thêm nữa, việc ghi nhận mối liên hệ đồng biến với khối lượng giao dịch bất thường và chênh lệch cung cầu đã có thể cho rằng sự kiện mua cổ phiếu quỹ đã làm cho cung cầu cổ phiếu tăng thể hiện ở sự gia tăng của khối lượng giao dịch và chênh lệch cung cầu tại ngày thông báo mua cổ phiếu quỹ.