Tác giả tiến hành kiểm tra hiện tượng phương sai sai số thay đổi dựa trên nguyên lý của Breusch-Pagan và kiểm định White trong stata.
Tác giảđặt giả thuyết : H0: Phương sai sai số không đổi H1: Phương sai sai số thay đối Khi chạy dữ liệu kiểm định, ta có các hệ số như sau:
Bảng 4.13: Kết quả kiểm tra hiện tượng phương sai sai số thay đổi cho từng phương trình hồi quy theo nguyên lý của Breusch-Pagan và kiểm định White
Breusch-Pagan White
chi2 p-value chi2 p-value Phương trình 4.5 Phương trình 4.6 Phương trình 4.7 Phương trình 4.8 10.80 1.11 11.74 0.60 0.0010 0.2919 0.0006 0.4399 53.17 26.41 38.43 42.28 0.0001 0.1526 0.0079 0.0025 Nguồn: Tác giả tính toán sau khi chạy hồi quy ước lượng các phương trình.
Nhìn vào bảng 4.13 tác giả thấy p-value ở phương trình 4.5, phương trình 4.6 có giá trị nhỏ hơn α = 0.05 nên không đủ bằng chứng để bác giả giả thiết H1. Do đó, các phương trình này bị hiện tượng phương sai sai số thay đổi, riêng phương trình 4.4 thì kiểm định theo kiểm định White thì tác giả thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi, nhưng theo nguyên lý của Breusch-Pagan thì không bị.
Do đó, khi chạy hồi quy để phân tích ảnh hưởng của các nhân tố, tác giả sẽ chạy hồi quy với sai số chuẩn của robust trong stata để khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi ở các phương trình 4.5, 4.7 và 4.8.
Bảng 4.14: Kết quả hồi quy 5 nhân tố Mkt-Rf, SMB, HML, MOM và LIQ trên thị
trường chứng khoán Việt Nam cho 4 danh mục cổ phiếu phân tán
Danh
mục Alpha Mkt-Rf SMB HML MOM LIQ
R2 điều chỉnh Giá trị Prob (F) Rpt-Rf (DIS01) -0.0005559 1.034644 0.7989162 0.4901523 0.0132685 0.075788 0.99 0.0000 Rpt-Rf (DIS02) 0.0065205 1.007768 0.3942277 0.3147913 -0.0331666 -0.0238764 0.98 0.0000 Rpt-Rf (DIS03) -0.0013439 0.997188 0.1829057 0.2562943 -0.0010816 -0.0955308 0.98 0.0000 (DIS01) - (DIS03) 0.0007881 0.0374559 0.6160106 0.2338562 0.0143492 0.1713165 0.58 0.0000 4.4.4. Kiểm tra dạng hàm của các mô hình
Tiếp theo, tác giả sử dụng tiêu chuẩn kiểm định Ramsey Reset Test để kiểm định dạng hàm của mô hình để xem xét sự thiếu đủ của các biến, với 5 biến trong mô hình thì tác giả muốn kiểm tra lại xem có bỏ sót biến nào giải thích cho TSSL nữa không.
Tác giảđặt giả thuyết : H0: Dạng hàm đúng, mô hình không có biến bị bỏ qua H1: Dạng hàm sai, mô hình có biến bị bỏ qua
Khi chạy dữ liệu kiểm định, ta có các hệ số như sau: Phương trình F-statistic Prob (F)
(4.5) 2.49 0.0693
(4.6) 0.41 0.7471
(4.7) 1.32 0.2776
(4.8) 1.50 0.2251
Ta thấy: các Prob(F)của tất cả các phương trình đều lớn hơn α = 0.05 (mức ý nghĩa 5%) nên tác giả không có cơ sởđể bác bỏ giả thuyết H0, hay dạng hàm của mô hình
là đúng, không có có biến bị bỏ qua và kết luận rằng các biến được đưa vào mô hình đều đầy đủ và không bỏ sót biến nào.
Sau khi kiểm tra tất cả các giả thiết của mô hình hồi quy OLS, tác giả nhận thấy các mô hình hồi quy trong nghiên cứu không vi phạm các giả thiết nào, các mô hình
đều tốt và giải thích cho sự biến thiên của TSSL các cổ phiếu trên TTCKVN.
4.4.5. Thảo luận kết quảhồi quy 5 nhân tố Mkt-Rf, SMB, HML, MOM và LIQ trên thị trường chứng khoán Việt Nam cho 4 danh mục cổ phiếu phân tán trên thị trường chứng khoán Việt Nam cho 4 danh mục cổ phiếu phân tán
Bảng 4.15: Tổng hợp kết quả hồi quy 5 nhân tố Mkt-Rf, SMB, HML, MOM và LIQ trên thị trường chứng khoán Việt Nam cho 4 danh mục cổ phiếu phân tán
Danh
mục Alpha Mkt-Rf SMB HML MOM LIQ
R2điều chỉnh Rpt-Rf (DIS01) -0.000556 (0.929) 1.035*** (0.000) 0.799*** (0.000) 0.490*** (0.000) 0.0133 (0.636) 0.0758 (0.117) 0.99 Rpt-Rf (DIS02) 0.00652 (0.303) 1.008*** (0.000) 0.394*** (0.000) 0.315*** (0.000) -0.0332 (0.273) -0.0239 (0.644) 0.98 Rpt-Rf (DIS03) -0.00134 (0.844) 0.997*** (0.000) 0.183** (0.008) 0.256*** (0.000) -0.00108 (0.969) -0.0955* (0.028) 0.98 Rpt-Rf (DIS01) - Rpt-Rf (DIS03) 0.000788 (0.948) 0.0375 (0.265) 0.616*** (0.000) 0.234* (0.016) 0.0143 (0.779) 0.171* (0.045) 0.58
Trong đó : p-value là giá trị trong ngoặc đơn. * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001
Nguồn: Tác giả tính toán, dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp thông qua gói sản phẩm dữ liệu tài chính mà tác giả mua từ Công Ty Cổ Phần Tài Việt. Lãi suất phi rủi ro được thu thập từ ngân hàng Phát Triển Châu Á: http://asianbondsonline.adb.org, mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators. Công ty chứng khoán Tân Việt (http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx). Mục Danh Sách Trái Phiếu Niêm Yết và phần mềm Sata 11.0
Nhìn vào bảng 4.15 ta thấy hệ số β1, β2 và β3 của các nhân tố thị trường Mkt-Rf, SMB và HML ở ba danh mục phân tán địa lý DIS01, DIS02 và DIS03 đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Riêng danh mục phân tán chênh lệch giữa DIS01-DIS03 thì chỉ có ý nghĩa thống kê ở hệ sốβ của nhân tố SMB ở mức 1% và nhân tố HML (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
ở mức 10%. Hệ số β4 của nhân tố MOM không có ý nghĩa thống kê ở tất cả các danh mục phân tán. Hệ số β5 của nhân tố LIQ không có ý nghĩa thống kê ở danh mục DIS01 và DIS03, có ý nghĩa thống kê ở mức 10% ở danh mục DIS03 và danh mục phân tán chênh lệch giữa DIS01-DIS03.
Mức độ giải thích của các nhân tố trong mô hình trên thị trường chứng khoán Việt Nam rất cao khi các hệ số R2 đều ở mức 98%-99%. Các giá trị kiểm định F đều có ý nghĩa ở mức 1%, vì vậy khả năng giải thích của nhân tố trong mô hình đến sự
biến thiên của TSSL các cổ phiếu là rất đáng tin cậy.
Xét sự giải thích của nhân tố Mkt-Rf đến sự biến thiên của TSSL vượt trội của cổ
phiếu, ta thấy các hệ số độ dốc của nhân tố thị trường đều có ý nghĩa thống kê ở
mức 1%, khi TSSL vượt trội của danh mục thị trường (hay phần bù thị trường) tăng lên 1% thì TSSL vượt trội của các danh mục tăng lên từ 0.997%-1.035%. Hệ số β1
của danh mục công ty địa phương với quy mô nhỏ cao hơn so với danh mục công ty phân tán với quy mô lớn (1.035 và 0.997). Kết quả này phù hợp với kết quả
Fama và French (1993).
Xét sự giải thích của nhân tố SMB đến sự biến thiên của TSSL vượt trội của cổ
phiếu, trường hợp các nhân tố khác không đổi, ta thấy danh mục địa phương không phân tán có hệ số dốc β2 cao hơn so với danh mục phân tán (0.799 và 0.183). Theo kết quả hồi quy, ta thấy có một hiệu ứng quy mô thể hiện ởđây khi hệ số β2 chuyển
đổi từ cao ở danh mục địa phương có quy mô nhỏ hơn sang hệ số β2thấp ở danh mục có quy mô lớn hơn; đồng thời hệ số β của danh mục phân tán chênh lệch giữa DIS01-DIS03 là dương 0.616. Kết quả này phù hợp với kết quả Fama và French (1993). Rõ ràng nhân tố SMB nắm bắt được những thay đổi trong TSSL của danh
mục cổ phiếu các công ty địa phương tốt hơn của danh mục cổ phiếu các công ty phân tán.
Tương tự, xét sự giải thích của nhân tố HML đến sự biến thiên của TSSL vượt trội của cổ phiếu, trường hợp các nhân tố khác không đổi, ta thấy danh mục địa phương không phân tán có hệ số dốc β3 cao hơn so với danh mục phân tán (0.490 và 0.256). Theo kết quả hồi quy, ta thấy có một hiệu ứng giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thể hiện ở đây khi hệ số β3 chuyển đổi từ cao ở danh mục địa phương có BE/ME lớn hơn sang hệ số β3 thấp ở danh mục có BE/ME lớn hơn; đồng thời hệ số β của danh mục phân tán chênh lệch giữa DIS01-DIS03 là dương 0.234. Kết quả này phù hợp với kết quả Fama và French (1993). Rõ ràng nhân tố HML nắm bắt được những thay đổi trong TSSL của danh mục cổ phiếu các công ty địa phương tốt hơn của danh mục cổ phiếu các công ty phân tán.
Vậy theo phân tích kết quả hồi quycủa các nhân tố ở trên, thì tác giả xin khẳng định sự biến thiên của TSSL các cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 đên 06.2013 bị ảnh hưởng bởi nhân tố thị trường, nhân tố quy mô và nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường; đồng thời phù hợp với mô hình 3 nhân tố Fama và French (1993). Danh mục các công ty địa phương với quy mô nhỏ
và giá trị sổ sách trên giá thị trường cao mang lại TSSL vượt trội mong đợi cao hơn danh mục các công ty phân tán với quy mô lớn và giá trị sổ sách trên giá thị trường thấp.
Tiếp theo, xét sự giải thích của nhân tố MOM đến sự biến thiên của TSSL vượt trội của cổ phiếu, trường hợp các nhân tố khác không đổi, ta thấy hệ số dốc β4 không có ý nghĩa thống kê ở tất cả các danh mục phân tán. Điều này phù hợp với nghiên cứu của V.Anusakumar, Ali, & Wooi (2010) và Nguyen (2013)về bằng chứng thực nghiệm tác động của MOM tại thị trường chứng khoán Việt Nam khi cho rằng MOM chỉ xuất hiện trong ngắn hạn, nhà đầu tư nắm giữ cổ phiếu trong khoảng một tuần sẽ dựa trên TSSL trước một tuần sẽ kiếm được TSSL là 0.83% cho tuần nắm
giữ cổ phiếu đó và trong dài hạn thì momentum không tác động. Ngoài ra, MOM chỉ xuất hiện trong giai đoạn trước cú sốc Lehmann. Tại thị trường Việt Nam thì chủ nghĩa cá nhân ảnh hưởng đến việc đảo chiều trong dài hạn. Một cuộc khảo sát do Geert Hofstede cho thấy rằng Việt Nam là một xã hội tập thể nhưng với điểm số
cá nhân khác cao là 20 điểm. Ngoài ra, Ngô và Trường (2011) cung cấp thêm bằng chứng về hành vi bầy đàn, trong đó hàm ý chủ nghĩa cá nhân thấp của các nhà đầu tư Việt Nam. Do đó, chủ nghĩa cá nhân thấp có khả năng để giải thích sựđảo ngược yếu trong thị trường chứng khoán Việt Nam. Nói cách khác, các nhà đầu tư cá nhân ít - người hành động ít hơn như quá tự tin/tự tạo nên những thiên vị có xu hướng không đưa ra quyết định tạo ra đà tăng lợi nhuận và sựđảo chiều trong tầm nhìn dài hạn.
Và cuối cùng là xem xét sự giải thích của nhân tố LIQ đến sự biến thiên của TSSL vượt trội của cổ phiếu, trường hợp các nhân tố khác không đổi, ta thấy hệ số dốc β5
không có ý nghĩa thống kê ở danh mục DIS01, DIS02 nhưng có ý nghĩa thống kê ở
mức 10% ở danh mục DIS03 và danh mục phân tán chênh lệch DIS01-DIS03.
Đồng thời hệ số β5 của danh mục phân tán chênh lệch giữa DIS01-DIS03 là dương 0.171 chứng tỏ danh mục các công ty địa phương có thanh khoản cao hơn danh mục các công ty phân tán.
Phần bù rủi ro của các nhân tố
Tính toán trong bảng 4.16 thể hiện phần bù cho từng nhân tố ứng với lần luợt 4 danh mục cổ phiếu phân tán. Phần bù này được tính toán bằng cách lấy tỷ suấtsinh lợi nhân tố nhân với các hệ số nhân tố tương ứng (trong bảng 4.15) cho mỗi danh mục.
Bảng 4.16: Phần bù rủi ro của các nhân tố: thị truờng, quy mô, giá trị, momentum và thanh khoản
thị trường quy mô giá trị momentum thanh khoản Rpt-Rf (DIS01) 0.00594 0.00118 0.01055 -0.00320 0.00014 Rpt-Rf (DIS02) 0.00579 0.00058 0.00678 0.00799 -0.00005 Rpt-Rf (DIS03) 0.00572 0.00027 0.00551 0.00026 -0.00018 (DIS01)-(DIS03) 0.00022 0.00091 0.00504 -0.00344 0.00032 Nguồn: Tác giả tính toán.
Dựa vào các phân tích trên và bảng kết quả phần bù rủi ro của các nhân tốở bảng 4.16 tác giả nhận thấy rằng các kết quảđều phù hợpvới các giả thuyết về mối tương quan giữa các nhân tố trong mô hình đến TSSL và kỳ vọng ảnh hưởng của sự phân tán địa lý đến TSSL các cổ phiếu trên TTCKVN. Chỉ riêng nhân tố MOM là không tồn tại tại TTCKVN, phù hợp với nghiên cứu của V.Anusakumar, Ali, & Wooi (2010) và Nguyen (2013) về bằng chứng thực nghiệm tác động của MOM tại TTCKVN.
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN
5.1. Tóm lại các kết quả nghiên cứu
TSSL vượt trội của các cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam không chỉ được giải thích bởi một nhân tố thị trường mà còn giải thích bởi nhân tố quy mô công ty, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, thanh khoản; riêng nhân tố MOM thì không tác động đến sự biến thiên của TSSL. Tuy nhiên, nhân tố thanh khoản chỉ tác (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
động đến danh mục các công ty phân tán. Nhưng nếu xét tổng thể thị trường thì thanh khoản của danh mục các công ty địa phương có thanh khoản cao hơn danh mục các công ty phân tán là 17,1%.
Trong đó, TSSL vượt trội của danh mục các công ty địa phương có số tỉnh, thành phố phân tán là 1 tỉnh, thành phố vượt hơn TSSL vượt trội của danh mục các công ty phân tán có số tỉnh, thành phố phân tán là từ 3 tỉnh, thành phố trở lên 0.08% mỗi tháng.
5.2. Hạn chế của nghiên cứu
Mặc dù tác giả đã cố gắng để hoàn thành thật tốt luận văn, tuy nhiên luận văn vẫn không tránh được những thiếu sót và hạn chế. Vì vậy,theo tác giả thì luận văn còn những hạn chế nhất định, tác giả xin trình bày để độc giả về sau nếu có tiếp tục thực hiện nghiên cứu mô hình trong điều kiện tốt hơn để có thể khắc phục được những hạn chế trong công trình nghiên cứu của tác giả:
Về số lượng cổ phiếu: số lượng cổ phiếu còn rất ít so với nghiên cứu của Fama và French; nghiên cứu của Diego García và Oyvind Norli (2012). Vì vậy, tác giả hy vọng sẽ có nghiên cứu về sau khi số lượng cổ phiếu trên thị trường chứng khoán
đáng kể, một mặt đảm bảo được các rủi ro được đa dạng hóa mặt khác tác giả có thể phân chia các danh mục ở nhiều mức quy mô khác nhau: như quy mô nhỏ,
trung bình và lớn; cũng như phân chia tỷ số giá trị sổ sách trên giá thị trường thành nhiều mức độ khác nhau: thấp, trung bình và cao.
Về số lượng danh mục: vì số lượng cổ phiếu còn rất ít so với nghiên cứu của Fama và French, vì vậy, tác giả hy vọng sẽ có nghiên cứu về sau khi số lượng cổ phiếu trên thị trường chứng khoán đáng kể, tác giả có thể phân chia nhiều danh mục để
giảm khả năng ảnh hưởng của một danh mục chiểm tỷ trọng lớn trong tổng giá trị
vốn hóa thị trường so với các danh mục còn lại, từ đó sẽ làm cho kết quả nghiên sẽ
trở nên khách quan hơn.
Về thời gian: trong đề tài tác giả thực hiện từ tháng 01/2008 đến tháng 06/2013, mặc dù thị trường chứng khoán Việt Nam ra đời từ năm 2000 nhưng vì số lượng cổ
phiếu quá ít trước giai đoạn 2008 nên tác giả bỏ qua nghiên cứu trong giai đoạn 2000-2008. Trong nghiên cứu Fama và French (1993) hai ông thực hiên nghiên cứu trong một chuỗi thời gian khá dài gần 28 năm. Thời gian nghiên cứu càng dài sẽ
càng làm tăng tính bền vững của mô hình, vì vậy tác giả cũng rất hy vọng nghiên cứu này vẫn được tiếp tục thực hiện với thời gian dài hơn trong tương lai.
Về phương pháp nghiên cứu: trong đề tài này tác giả chưa kiểm tra lại kết quả hồi quy bằng hồi quy theo dữ liệu chéo của Fama và MacBeth (1973) giữa tỷ suất sinh lợi của từng cổ phiếu theo tháng với các đặc điểm của công ty do tác giả không thu thập đủ dữ liệu giống như trong nghiên cứu của Diego García và Oyvind Norli (2012) chẳng hạn chênh lệch giữa giá mua và giá bán, độ biến động hàng tháng …
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Các tài liệu tiếng Việt
Lý, T.T.H., 2010. Nghiên cứu rủi ro và tỷ suất sinh lợi trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Luận án Tiến Sĩ, Thư viện sau đại học, Trường Đại Học Kinh Tế TP.Hồ Chí Minh.
Nguyệt, P.T.B., 2006. Đầu tư tài chính - Quản lý danh mục đầu tư. TP.HCM: Nhà xuất bản Thống Kê.
Thơ, T.N., 2005. Tài chính doanh nghiệp hiện đại. TP.HCM: Nhà xuất bản Thống Kê. Website: http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspz, công ty chứng khoán Tân