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
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. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
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