CHƯƠNG 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
4.2. Phân tích danh mục
Trong bảng 4.2, tác giả trình bày thống kê tóm tắt giai đoạn hình thành của các chỉ số t i ch nh cơ bản của công ty trong 10 danh mục. Các công ty ở phân vị 1 là các công t có tăng trưởng thấp, TAG trung bình của các công ty này là -0.168. Các công ty ở phân vị 10 l các công t có tăng trưởng cao, TAG trung bình là 1.325. Chênh lệch giữa phân vị 1 v 10 có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kiểm tra NTAG, RG, NPG, ROE và ROA, trừ tăng trưởng doanh thu thì các biến khác đều cho thấy bằng chứng về mối tương quan giữa TAG và những biến này, và chênh lệch trung bình giữa phân vị 1 và phân vị 10 của các biến n l có ý nghĩa thống kê. Chênh lệch giữa danh mục 1 và danh mục 10 của các biến đều âm cho thấy rõ ràng là danh mục phân vị 1 có tỷ lệ tăng trưởng thấp hơn v khả năng sinh lợi thấp hơn phân vị 10. Đối với biến đòn bẩy, phân vị 10 có đòn bẩy cao nhất, tuy nhiên không có sự khác biệt rõ ràng giữa các phân vị khác. Trở lại với BM, phân vị 1 có BM cao nhất, phân vị 10 có BM thấp nhất và tỷ số này giảm đơn điệu từ danh mục 1 đến danh mục 10. Chênh lệch giữa hai danh mục là có ý nghĩa thống kế. Kết quả này phù hợp với lý thuyết dựa trên rủi ro, ví dụ như Anderson và Garcia-Feijoo (2006), họ phát hiện rằng đầu tư thì có li n quan tới việc phân loại thành các danh mục BM của các công ty. Nhìn từ quan điểm quy mô, phân vị 10 là các công ty có quy mô lớn nhất, và lớn hơn đáng kể so với phân vị 1. Tóm lại, các công t có đầu tư thấp có xu hướng bị thua lỗ, quy mô nhỏ, trong khi đó, các công t có đầu tư cao thường có xu hướng tạo ra lợi nhuận, quy mô vừa.Điều này phần nào phản ảnh được thực trạng của nền kinh tế Việt Nam. Các công ty có quy mô vừa và lớn có nhiều cơ hội đầu tư hơn so với các công ty nhỏ. Mặc khác các doanh nghiệp này cũng dễ dàng trong việc tiếp cận các nguồn tài trợ có chi phí sử dụng vốn thấp hơn.
Hơn nữa, trong các công ty có quy mô lớn, thường có bộ phận nghiên cứu, phát triển giúp việc ra quyết định đầu tư được thực hiện một cách chuyên nghiệp, khoa học, mang lại hiệu quả đầu tư cao so với các công ty có quy mô nhỏ. Một phần nguyên nhân
cũng do hệ thống các doanh nghiệp Việt Nam hiện nay khá hỗn độn, khi các doanh nghiệp quy mô nhỏ không đáp ứng được các quy chuẩn hoạt động, kinh doanh không hiệu quả hay chỉ là những công ty ảo, công ty ma.
Bảng 4. 2: Thống kê mô tả các biến theo danh mục TAG
Nguồn: tác giả nghiên cứu Bảng 4.3 trình bày tỷ suất sinh lợi ban đầu trung bình hàng tháng, hệ số alpha tính theo mô hình CAPM, hệ số alpha tính theo mô hình ba nhân tố.
Trong dòng thứ 2 của bảng 4.3, tác giả trình bày tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục phân vị T G. ường như có hiệu ứng đầu tư rất mạnh, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng trong năm hình th nh danh mục giảm từ -0.0068 đối với danh mục phân vị 1 xuống -0.0128 đối với danh mục phân vị 10. Chênh lệch 0.006 là đáng kể ở mức ý nghĩa 5%. h nh lệch l dương ở 6 tr n 8 năm. Tỷ số này thì giống với Gray và Johnson (2011), họ chỉ ra rằng chênh lệch l dương ở 17 trong 25 năm ở thị trường chứng khoán Úc, Wang và cộng sự (2015) cũng chỉ ra rằng chênh lệch là
dương ở 10 tr n 14 năm ở thị trường chứng khoán Trung Quốc. Kết quả này cho thấy có mối tương quan âm giữa đầu tư v tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ở giai đoạn kế tiếp trong thị trường chứng khoán Việt Nam.Hay nói cách cụ thể l các công t có tăng trưởng tài sản thấp sẽ tạo ra tỷ suất sinh lợi của chứng khoán cao hơn ở giai đoạn tiếp theo so với các công t có tăng trưởng tài sản cao.
Bảng 4.3: Thống kê mô tả tỷ suất sinh lợi ban đầu và tỷ suất sinh lợi điều chỉnh hàng tháng theo CAPM và mô hình ba nhân tố theo danh mục TAG
Nguồn: tác giả nghiên cứu Trong dòng thứ 3 và thứ 4 của bảng 4.3, tác giả trình bày tỷ suất sinh lợi danh mục đ điều chỉnh rủi ro (alpha 1) và thống k t được ước tính bằng cách sử dụng PM tương ứng. Danh mục chênh lệch tạo ra alpha 1 có ý nghĩa thống k . Như Petkova (2006), tác giả trình bày các kiểm định chung về ý nghĩa của alpha 1 trong danh mục phân vị, được tính từ hệ thống SUR.
Giá trị p-value của thống kê F từ hệ thống SUR l 0.3552 được trình bày trong bảng 4.4 và giả thuyết không là alpha 1 bằng 0 không bị bác bỏ. Kết quả này cho thấy mô hình CAPM có thể giải th ch được tỷ suất sinh lợi mong đợi đi kèm với đầu tư công ty. Kết quả n ngược với nghiên cứu của Wang và cộng sự (2015).
Trong dòng thứ 5 và 6 của bảng 4.3, tác giả trình bày tỷ suất sinh lợi của danh mục có điều chỉnh rủi ro (alpha 2) và thống k t được ước tính bằng cách sử dụng mô
hình 3 nhân tố tương ứng. Hệ số alpha 2 của danh mục chênh lệch l không có ý nghĩa thống kê. Giá trị p-value của thống kê F từ hệ thống SUR theo bảng 4.5 là 0.9618 và giả thuyết không là hệ số alpha 2 bằng không được chấp nhận. Kết quả chỉ ra rằng mô hình ba nhân tố là thích hợp hơn để giải thích tỷ suất sinh lợi mong đợi đi kèm với các đầu tư công t .
Bảng 4.4: Kiểm định Wald các hệ số Alpha1 Wald Test: Alpha1
System: Untitled
Test Statistic Value Df Probability Chi-square 11.02949 10 0.3552
Null Hypothesis: C(1)=C(2)=C(3)=C(4)=C(5)=C(6)=C(7)=C(8)=C(9)=C(10)=0 Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (=
0) Value Std. Err.
C(1) -0.002778 0.002282
C(2) 0.000498 0.002351
C(3) -0.000582 0.002238
C(4) 0.001361 0.002135
C(5) -0.000150 0.002491
C(6) -0.000933 0.002345
C(7) 0.001258 0.002017
C(8) -0.001165 0.002114
C(9) -8.15E-05 0.002208
C(10) 0.001221 0.002305
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Bảng 4.5: Kiểm định Wald các hệ số Alpha2 Wald Test: Alpha2
System: Untitled
Test Statistic Value Df Probability Chi-square 3.648873 10 0.9618
Null Hypothesis: C(1)=C(2)=C(3)=C(4)=C(5)=C(6)=C(7)=C(
8)=C(9)=C(10)=0 Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (=
0) Value Std. Err.
C(1) -0.000937 0.002041
C(2) 0.000390 0.002108
C(3) -4.30E-05 0.001942
C(4) -0.001321 0.001739
C(5) -0.000215 0.002447
C(6) -0.000964 0.002170
C(7) 0.001272 0.001931
C(8) -0.001195 0.002000
C(9) -9.45E-05 0.002153
C(10) 0.001275 0.002264
Nguồn: tác giả nghiên cứu
Để hiểu sâu hơn tại sao mô hình ba nhân tố có thể giải thích tốt hơn hiệu ứng đầu tư, tác giả hồi quy tỷ suất sinh lợi ban đầu của các danh mục phân vị theo Fama và French (1993). Hệ số tải nhân tố và thống k t tương ứng với ba nhân tố được trình bày trong bảng 4.6.
Bảng 4.6: Thống kê các hệ số tải các nhân tố tỷ suất sinh lợi vượt trội thị trường, SMB, HML theo danh mục TAG
Nguồn: tác giả nghiên cứu Hệ số βi1, βi2, βi3 lần lượt là hệ số tải ứng với nhân tố tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường, nhân tố phần bù quy mô (SMB), nhân tố phần bù giá trị (HML).
Hệ sốβi1 của danh mục chênh lệch có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong bảng 4.6, vì thế tác giả bác bỏ giả thuyết không là hệ số tải nhân tố của tỷ suất sinh lợi vượt trội thị trường giữa phân vị 1 và 10 là bằng nhau. Hệ số tải nhân tố đối với SMB (βi2) giảm từ 0.554 ở danh mục phân vị 1 xuống 0.241 ở danh mục phân vị 10. Hệ số tải nhân tố đối với HML (βi3) giảm theo TAG, mặc dù không giảm đơn điệu, từ 0.617 đối với danh mục phân vị 1 còn 0.242 đối với danh mục phân vị 10. βi2 v βi3 của danh mục chênh lệch đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Nhìn chung các công t có đầu tư thấp có hệ
số tải cao hơn đối với nhân tố SMB hay HML so với các công t có đầu tư cao. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Wang và cộng sự (2015). Kết quả này cho thấy SMB và HML cũng l các nhân tố quan trọng trong việc thúc mối quan hệ giữa đầu tư và tỷ suất sinh lợi. Như Hirshleifer v cộng sự (2004) đ cho thấy việc SMB và HML xuất phát từ rủi ro ha định giá sai vẫn được tranh luận. Th m v o đó, Li v Zhang (2010) cũng đưa ra một dự báo rằng SMB và HML có thể tương quan với đầu tư.
Những tương quan n có thể dẫn tới hệ số alpha2 của danh mục chênh lệch không có ý nghĩa thống kê. Vì thế, hiện tại tác giả vẫn không thể phân biệt nguồn gốc của hiệu ứng đầu tư ở giai đoạn này.
Kết quả này đồng thời cũng cho thấy rằng, trong ba yếu tố tác động đến tỷ suất sinh lợi thì yếu tố thị trường giữ vai trò quan trọng hơn cả, là nhân tố có tác động mạnh hơn nhiều so với hai nhân tố còn lại là nhân tố quy mô và nhân tố giá trị. Như vậy, ta có thể thấy rằng mặc dù các nh đầu tư tại HOSE có quan tâm đến các yếu tố về đặc tính doanh nghiệp nhưng còn ở mức độ nhỏ và chủ yếu đưa ra quyết định vẫn dựa vào xu hướng thị trường. Điều này thể hiện rất rõ vào những lúc thị trường tăng điểm, đặc biệt là vào khoảng thời gian đầu năm 2007 khi đó nh đầu tư đổ xô mua cổ phiếu để kiếm lời mà hầu như không quan tâm cổ phiếu mình mua là của công ty nào, ngành gì, lớn bé, tình hình hoạt động ra sao.
Đầu tƣ quá mức và hiệu ứng đầu tƣ
Kết quả phân tích mối quan hệ giữa đầu tư quá mức và hiệu ứng đầu tư được trình bày trong bảng 4.7. Tỷ suất sinh lợi ban đầu đối với nhóm các công ty có CF cao là - 0.0068 đối với danh mục phân vị 1 và -0.0127 đối với danh mục phân vị 10. Chênh lệch giữa nhóm F cao l dương v có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, v tương tự điều n cũng đúng đối với nhóm CF thấp. Ở nhóm có CF thấp, tỷ suất sinh lợi ban đầu đối với nhóm các công ty có CF thấp là -0.005 đối với danh mục phân vị 1 và -0.009 đối với danh mục phân vị 10. Chênh lệch giữa hai danh mục l 0.004 v có ý nghĩa thống kê ở mức 10%.
Đối với nhóm công ty dựa theo DA cho kết quả tương tự nhóm các công ty dựa theo CF. Ở nhóm có DA cao, tỷ suất sinh lợi ban đầu đối với danh mục phân vị 1 là - 0.0065 v đối với danh mục phân vị 10 là -0.0130, chênh lệch giữa hai danh mục nhóm n l 0.0065 có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Đối với nhóm các công ty có DA thấp, tỷ suất sinh lợi ban đầu đối với danh mục phân vị 1 là -0.0034 v đối với danh mục phân vị 10 là -0.0089, tỷ suất sinh lợi ban đầu trung bình hàng tháng của danh mục chênh lệch l 0.0055, có ý nghĩa thống kê ở mức 10%.
Bảng 4.7: Thống kê mô tả tỷ suất sinh lợi hàng tháng các nhóm theo danh mục TAG
Nguồn: tác giả nghiên cứu Kết quả này cho thấy quyền tự quyết đầu tư dường như không phải là nguyên nhân dẫn tới hiệu ứng đầu tư ở thị trường chứng khoán Việt Nam. Điều này cho thấy việc ra quyết định đầu tư ở các doanh nghiệp Việt Nam khá độc lập với quyết định tài trợ. Với sự phát triển mạnh mẽ của hàng loạt các ngân h ng v định chế tài chính trong v ngo i nước như giai đoạn vừa qua, các nhà quản lý doanh nghiệp ra quyết định đầu tư dựa trên việc đánh giá khả năng sinh lời của dự án đầu tư hơn l quan tâm tới việc dùng nguồn n o để tài trợ cho dự án. Kết quả n ngược với nghiên cứu của Wang và cộng sự (2015), các tác giả này cho rằng chênh lệch của nhóm có quyền tự quyết đầu tư cao hơn, như nhóm thuộc sở hữu nh nước, nhóm CF cao và nhóm DA thấp thì cao
hơn nhóm có qu ền tự quyết đầu tư thấp, nhóm CF thấp và DA cao. Tuy nhiên lại phù hợp với nghiên cứu của Li và Zhang (2010), họ không tìm thấy sự khác biệt trong mối quan hệ giữa đầu tư v tỷ suất sinh lợi khi so sánh giữa các nhóm này.
Kết quả từ bảng 4.7 cho thấy giả thuyết cho rằng hiệu ứng đầu tư thì mạnh hơn đối với các công ty có dòng tiền cao hơn v nợ thấp hơn, tức là các công ty có quyền tự quyết định đầu tư lớn hơn l không phù hợp ở thị trường chứng khoán Việt Nam, điều này cũng chỉ ra rằng việc phản ứng yếu của các nh đầu tư với đầu tư quá mứcchưa hẳn là nguyên nhân quan trọng dẫn tới hiệu ứng đầu tư.
Phân tích tính động của mối quan hệ giữa đầu tƣ và tỷ suất sinh lợi
Kết quả của phân t ch t nh động trong mối quan hệ giữa đầu tư v tỷ suất sinh lợi được trình bày cụ thể trong bảng 4.8.
Phần đầu tiên của bảng 4.8 thể hiện thống kê mô tả tăng trưởng tài sản của các danh mục phân vị. Xét trong từng danh mục, tăng trưởng tài sản từ năm t-1 tới năm t+1 giảm dần. Đối với danh mục phân vị 1, tăng trưởng tài sản giảm từ -0.158 đến -0.174, trong danh mục phân vị 10, tăng trưởng tài sản giảm từ 1.63 xuống còn 0.96. Từ năm t-1 tới năm t+1, chênh lệch giữa TAG của các công t đầu tư thấp v cao l đáng kể. Cụ thể, trong năm t-1 chênh lệch giữa TAG danh mục phân vị 1 và danh mục 10 là -1.79 và có ý nghĩa ở mức 1%, trong năm t ch nh lệch này là -1.61 v có ý nghĩa ở mức 5% và trong năm t+1 ch nh lệch ở mức -1.14 v có ý nghĩa ở mức 1%.
Bảng 4.8: Thống kê mô tăng trưởng tài sản và tỷ suất sinh lợi hàng tháng các giai đoạn T-1, T, T+1 theo danh mục TAG
Nguồn: tác giả nghiên cứu Trong phần thứ hai của bảng 4.8 trình bày tỷ suất sinh lợi ban đầu của các danh mục. trong năm trước năm hình thành danh mục, chênh lệch của tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng giữa các công t có đầu tư cao v thấp là 0.0067 có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Tuỳ vào TAG tạo ra sự phân tán đáng kể trong tỷ suất sinh lợi trung bình trong 10 danh mục trong năm sau khi hình thành danh mục; tuy nhiên mối tương quan âm giữa đầu tư v tỷ suất sinh lợi vẫn tiếp tục xuất hiện trong năm sau khi hình th nh danh mục. Trong năm sau khi hình thành danh mục t+1 chênh lệch tỷ suất sinh lợi trung bình tháng giữa các công t có đầu tư cao v thấp là 0.0041 và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Tuy mối tương quan âm giữa đầu tư v tỷ suất sinh lợi của chứng
khoán vẫn du trì qua các năm nhưng có xu hướng yếu dần. Kết quả n ngược lại với nghiên cứu của Lakinishok, Shleifer và Vishny (1994) cho rằng các nh đầu tư phản ứng quá mức với các thành quả của công ty trong quá khứ. Những kết quả này cho thấy không thể chấp nhận giả thuyết về phản ứng quá mức, giả thuyết này cho rằng tỷ suất sinh lợi ban đầu của các công t có đầu tư cao (thấp) thì cao hơn (thấp hơn) lúc sau; tỷ suất sinh lợi ban đầu (lúc sau) của công t có đầu tư cao thì cao hơn (thấp hơn) công t có đầu tư thấp.
Mối quan hệ giữa đầu tư công t v tỷ suất sinh lợi các giai đoạn thì phù hợp với lý thuyết dựa trên rủi ro, nghĩa l các công t có đầu tư thấp có tỷ suất sinh lợi cao hơn.
Kết quả này ủng hộ giải thích dựa trên rủi ro, giả thuyết này dự đoán tỷ suất sinh lợi có thể giảm trong suốt giai đoạn n vì đầu tư dương.Rõ ràng là, khi một công ty mở rộng chứng khoán vốn nó sẽ đối mặt với đối mặt với tỷ suất sinh lợi giảm dần, vì năng suất biên của vốn sẽ giảm khi vốn đầu tư tăng l n.Nhìn chung kết quả thực nghiệm là phù hợp với lý thuyết dựa trên rủi ro.
Hiệu ứng quy mô – BM và đầu tƣ
Thống kê tóm tắt đối với đầu tư v tỷ suất sinh lợi trung bình của danh mục phân bổ đều của 25 danh mục quy mô-BM được trình bày trong bảng 4.9.Hệ số tương quan giữa đầu tư v tỷ suất sinh lợi trung bình của 25 danh mục quy mô-BM là khoảng -0.3.
Bảng 4.9: Thống kê tóm tắt đối với đầu tƣ và tỷ suất sinh lợi trung bình của danh mục phân bổ đều của 25 danh mục quy mô-BM.
TAG BM1 BM2 BM3 BM4 BM5 TB
S1 0 0,022725 -0,02654 -0,03876 -0,09818 -0,02815 S2 0,034093 0,136266 0,092852 0,089689 0,085071 0,087594 S3 0,242049 0,216402 0,200522 0,172657 0,165168 0,19936 S4 0,328216 0,316397 0,291096 0,277957 0,268575 0,296448 S5 0,921821 0,984818 0,691184 0,579843 0,368157 0,709165
TB 0,305236 0,335322 0,249823 0,216278 0,157759
RAW BM1 BM2 BM3 BM4 BM5 TB
S1 0 -0,00121 -0,00616 -0,00529 -0,0054 -0,00361 S2 -0,0048 -0,00882 -0,00611 -0,00414 -0,00425 -0,00563 S3 -0,00524 -0,00649 -0,00682 -0,00324 -0,00574 -0,0055 S4 -0,00888 -0,00613 -0,00504 -0,00108 0,007614 -0,0027 S5 -0,00925 -0,00939 -0,00927 -0,00097 -0,00027 -0,00583 TB -0,00704 -0,00771 -0,00681 -0,00236 -0,00066
Nguồn: tác giả nghiên cứu Bảng 4.9 thể hiện bằng chứng sơ bộ về mối quan hệ giữa đầu tư v ảnh hưởng của quy mô-BM. Kiểm soát biến BM, đầu tư tăng dần và tỷ suất sinh lợi trung bình nhìn chung giảm khi qu mô tăng. Đối với 5 nhóm quy mô, đầu tư tăng từ -0.028 đối với nhóm quy mô nhỏ lên 0.709 đối với nhóm quy mô lớn. So sánh bảng 4.2 với bảng 4.9, danh mục đầu tư cao tạo ra tỷ suất sinh lợi thấp nhất là danh mục có quy mô lớn nhất. Kết quả này cho thấy hiệu ứng đầu tư có thểlà do yếu tố quy mô; tuy nhiên hiệu ứng quy mô có thể được gây ra bởi đầu tư.
Kiểm soát quy mô, nhìn chung các danh mục có đầu tư thấp hơn tạo ra tỷ suất sinh lợi trung bình cao hơn, nhưng tỷ suất sinh lợi trung bình không tăng một cách đơn điệu theo. Theo bảng 4.2, BM tương quan dương với tỷ suất sinh lợi của danh mục dựa trên TAG. Những kết quả nàyủng hộ lý thuyết dựa trên rủi ro, lý thuyết dựa trên rủi ro dự báo rằng các danh mục có BM cao hơn có rủi ro hệ thống cao hơn v tạo ra tỷ suất sinh lợi cao hơn. Một công ty có BM cao thì nhạy cảm với các cú sốc đối với tài sản nhàn rỗi của nó, cho phép nó mở rộng sản xuất một cách dễ dàng mà không cần đầu tư;
vì vậ các công t như thế này có rủi ro hệ thống cao hơn v cung cấp một tỷ suất sinh lợi cao hơn; các công t sẽ đầu tư nhiều khi khả năng sinh lợi cao và chi phí vốn thấp.