Các giả thuyết về mối tương quan giữa các nhân tố- 123docz.net

phiếu trên TTCKVN

3.5.1. Các giả thuyết vềảnh hưởng của các nhân tố trong mô hình đến TSSL

Theo các lý thuyết và kết quả thực nghiệm của các nghiên cứu trước, tác giảđưa ra các giả thuyết sau:

Một là, TSSL vượt trội của danh mục thị trường tăng thì TSSL vượt trội của các danh mục cũng tăng nhưng danh mục các công ty địa phương tăng cao hơn so với danh mục các công ty phân tán.

Hai là, các công ty địa phương với quy mô nhỏ có TSSL vượt trội mong đợi cao hơn các công ty phân tán.

Ba là, các công ty địa phương có giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao có TSSL vượt trội mong đợi cao hơn các công ty phân tán.

Bốn là, các công ty địa phương quán với tính giá (MOM) cao có TSSL vượt trội mong đợi cao hơn các công ty phân tán.

Năm là, các công ty địa phương với thanh khoản cao có TSSL vượt trội mong đợi cao hơn các công ty phân tán.

3.5.2. Kỳ vọng ảnh hưởng của sự phân tán địa lý đến TSSL các cổ phiếu trên TTCKVN

Bảng 3.1: TSSL trung bình của các danh mục phân tán

Danh mục TSSL trung bình DIS01 0.015183

DIS02 0.014567

DIS03 0.012939

DIS01-DIS03 0.002243

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu tác giả thu thập được trên các báo cáo tài chính và báo cáo thường niên của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2008 – 06.2013

Nhìn vào bảng 3.11 ta thấy TSSL vượt trội trung bình của danh mục các công ty

địa phương cao hơn TSSL vượt trội trung bình của danh mục các công ty phân tán 0.002243. Như vậy, có thật sự kết quả như là mong đợi hay không thì tác giả sẽ

CHƯƠNG 4. THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1. Thống kê mô tả dữ liệu 4.1.1. Sự phân tán địa lý của các công ty Bảng 4.1: Sự phân tán địa lý qua các năm 2008 – 06.2013 2008 2009 2010 2011 2012 06.2013 Trung bình 2.475904 2.590361 2.993976 3.042169 3.192771 3.180723 Trung vị 2.000000 2.000000 2.000000 2.000000 2.000000 2.000000 Lớn nhất 15.00000 15.00000 15.00000 16.00000 16.00000 16.00000 Nhỏ nhất 1.000000 1.000000 1.000000 1.000000 1.000000 1.000000 Độ lệch chuẩn 2.334723 2.505926 2.779791 2.863252 3.050913 3.051655 Quan sát 166 166 166 166 166 166

trong cả nước tăng nhẹđều, chứng tỏ không thay đổi nhiều qua các năm, tăng mạnh nhất là trong giai đoạn năm 2009 – 2010, ở thời điểm này, nhờ các gói kích cầu của chính phủ cuối năm 2008 để hỗ trợ các công ty vượt qua khủng hoảng đã giúp các công ty ổn định và phát triển, tuy trong giai đoạn này ở một số công ty có giải thể

một số chi nhánh hoạt động cùng chung khu vực địa lý với công ty chính để cắt giảm chi phí nhưng các chi nhánh ở các tỉnh, thành phố vẫn hoạt động bình thường. Tiếp tục, nhìn vào bảng 4.2, dòng đầu tiên ta thấy sự phân tán địa lý của các công ty niêm yết trên HSX và HNX từ năm 2008 đến tháng 06 năm 2013 của nhóm "DIS01 – Nhóm công ty địa phương" rất thấp, chỉ có một tỉnh, thành phố được nhắc đến, chiếm 30% các công ty trong mẫu. Di chuyển đến dòng số 3 ta thấy sự

phân tán rất rõ rệt ở nhóm "DIS03 – Nhóm công ty phân tán" với gần 7 tỉnh, thành phố được nhắc đến, chiếm khoảng 70% các công ty có hoạt động kinh doanh tại 6 tỉnh, thành phố trong cả nước, 30% còn lại là các công ty có hoạt động kinh doanh

từ 6 tỉnh, thành phố đến 16 tỉnh, thành phố trong cả nước, trong đó, Công ty Cổ

phần Nông dược H.A.I có hoạt động ở 16 tỉnh, thành phố.

Bảng 4.2: Sự phân tán địa lý chia theo từng nhóm danh mục phân tán

DIS01 DIS02 DIS03 Tất cả

Trung bình 1.000000 2.252852 6.487619 2.938664 Trung vị 1.000000 2.000000 5.000000 2.000000 Lớn nhất 1.000000 3.000000 16.00000 16.00000 Nhỏ nhất 1.000000 2.000000 3.000000 1.000000 Độ lệch chuẩn 0.000000 0.434716 2.897148 2.796339 Quan sát 4650 3156 3150 10956

vào khoảng gần 3 tỉnh, thành phố cho thấy rõ ràng các công ty phân tán chiếm tỷ lệ

rất ít trong giai đoạn mẫu.

Bảng 4.3: Sự phân tán địa lý chia theo quy mô lớn nhỏ (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});

Size Số lượng mẫu Sự phân tán địa lý Trung bình Độ lệch

chuẩn Nhỏ nhất Lớn nhất DIS01 DIS02 DIS03 Small 5478 2.077766 1.954049 1.000000 12.000000 1.000000 2.194656 5.792857

Big 5478 3.799562 3.215523 1.000000 16.000000 1.000000 2.310606 6.740260 Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu tác giả thu thập được trên các báo cáo tài chính và báo cáo thường niên của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2008 – 06.2013 Nhìn vào bảng 4.3, ta thấy các công ty có quy mô lớn phân tán về mặt địa lý hơn, gần gấp đôi so với các công ty nhỏ, trung bình tên tỉnh, thành phố cho các công ty nhỏ là 2.077766 tỉnh trong khi tương ứng cho các công ty lớn là 3.799562 tỉnh.

Đối với các công ty có quy mô nhỏ, trung bình số tỉnh, thành phố phân tán ở nhóm DIS01là 1 tỉnh, trong khi trung bình số tỉnh, thành phố phân tán ở nhóm DIS03là

5.792857 tỉnh. Các con số tương ứng ở các công ty có quy mô lớn là 1 tỉnh và 6.740260 tỉnh.

Đối với hai nhóm quy mô lớn nhỏ, sô lượng các tỉnh, thành phố được đề cặp trong báo cáo thường niên của các công ty thấp nhất là 1 tỉnh, thành phố, số lượng tối đa tương ứng khác nhau từ mức 12 tỉnh, thành phố cho các công ty có quy mô nhỏ và mức 16 tỉnh, thành phố cho các công ty có quy mô lớn.

Tóm lại, qua các bảng 4.1, 4.2, 4.3 cho thấy sự tương quan chéo đáng kể trong sự

phân tán địa lý. Sự phân tán địa lý này là ổn định theo thời gian và vẫn còn lớn ngay cả khi tác giả phá vỡ dữ liệu chéo với biến quy mô.

Tiếp theo, tác giả tìm hiểu cách thức phân tán địa lý liên quan đến quy mô công ty (ME) và các đặc điểm khác như tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BE/ME), thanh khoản Amihud (LIQ), quán tính giá của tỷ suất sinh lợi trên cổ phiếu (MOM).

4.1.2. Quy mô trung bình của từng danh mục theo BE và BE/ME

Bảng 4.4: Quy mô trung bình của mỗi danh mục

Đơn vị tính: tỷđồng

Năm DIS01 DIS02 DIS03 Tất cả

2008 219 895 1,200 771 2009 379 979 2,543 1,300 2010 310 847 2,770 1,309 2011 169 478 2,827 1,158 2012 195 592 3,752 1,513 06.2013 247 676 4,869 1,931 2008 – 06.2013 254 751 2,823 1,276

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.

Nhìn vào bảng 4.4 ta thấy quy mô trung bình của các danh mục DIS01, DIS02 giảm

khủng hoảng của tài chính toán cầu và thị trường chứng khoán Việt Nam cũng nằm trong xu hướng giảm. Tuy nhiên, nhờ các gói chính sách hỗ trợ của chính phủ thì trong năm 2009 quy mô các danh mục có tăng lên nhưng sau đó lại giảm đều qua các năm do cuộc khủng hoảng kéo dài, chưa có chuyển biến mới. Riêng các công ty

ở danh mục DIS03 nhờ có nguồn vốn mạnh và sự hỗ trợ từ nhiều phía nên không những các công ty này trụđược với cuộc khủng hoảng mà quy mô còn liên tục tăng qua các năm.

Nhìn chung, quy mô có sự chênh lệch rất lớn giữa các danh mục trong giai đoạn mẫu từ năm 2008 đến tháng 06 năm 2013. Cụ thể, danh mục DIS01 có quy mô trung bình qua các năm là 254 tỷ đồng, trong khi đó danh mục DIS03 có quy mô trung bình qua các năm là 2.823 tỳ đồng, gấp hơn 10 lần so với danh mục DIS01.

Điều này phù hợp với kỳ vọng ban đầu của tác giả là các công ty địa phương có quy mô nhỏ hơn so với các công ty phân tán.

4.1.3. Tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trung bình của các danh mục theo ME và BE/ME theo ME và BE/ME

Bảng 4.5: Giá trị sổ sách trên giá thị trường trung bình của mỗi danh mục

Năm DIS01 DIS02 DIS03 Tất cả

2008 1.19 1.28 1.19 1.22 2009 0.75 0.78 0.68 0.74 2010 1.05 1.06 1.00 1.03 2011 2.12 2.06 2.01 2.07 2012 2.06 1.97 1.80 1.94 06.2013 1.81 1.90 1.68 1.80 2008 – 06.2013 1.47 1.47 1.37 1.44

Nhìn vào bảng 4.5 ta thấy tỷ số BE/ME của các danh mục trong giai đoạn từ năm 2008 đến tháng 06 năm 2013 thấp, thấp nhất là năm 2009,trong giai đoạn này giá trị

sổ sách của các cổ phiếu các danh mục hầu như thấp hơn thị trường. Đến năm 2010 tỷ số này tăng lên nhưng vẫn dao động xoay quanh 1, điều này chứng tỏ khi nhà

đầu tư nhận ra giá cổ phiếu đang được định giá quá cao so với giá trị thật thì nhà

đầu tư hành động để đưa giá về gần với giá trị thật và đây là giai đoạn điều chỉnh của thị trường cổ phiếu, vốn hóa thị trường giảm đáng kể trong khoảng thời gian này. Đến giai đoạn năm 2011 đến tháng 06 năm 2013 tỷ số BE/ME tăng lên đáng kể và đa phần tỷ số các danh mục lớn hơn 1, phải chăng các nhà đầu tư đã định giá quá thấp cổ phiếu khi mà giá trị thị trường của các danh mục các năm trước chưa bằng ½ giá trị sổ sách trong giai đoạn này. Tuy nhiên, sang đến sáu tháng đầu năm 2013 thì thị trường có khởi sắc hơn khi mà tỷ lệ BE/ME giảm, đó là do sự hỗ trợ

của các yếu tố vĩ mô, cụ thể là các cán cân vĩ mô đã dần trở nên cân bằng và có tính (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});

ổn định cao. Điều này được thể hiện qua nhiều mục tiêu điều hành vĩ mô mà Chính phủ kiên định theo đuổi đã bước đầu mang lại kết quả tích cực như: lạm phát được kiềm chế, mặt bằng lãi suất cho vay giảm xuống từ 11-15%, tỷ giá cơ bản ổn định, dự trữ ngoại hối tăng khá. Bên cạnh đó, nhiều chính sách hỗ trợ nền kinh tế được Chính phủ ban hành như: Gói giải pháp hỗ trợ công ty, khơi thông thị trường do Bộ

Tài chính đề xuất; Chính phủ quyết định thành lập Công ty Quản lý tài sản của các tổ chức tín dụng Việt Nam (VAMC); Gói tín dụng ưu đãi hỗ trợ thị trường bất động sản trị giá 30.000 tỷ đồng chính thức có hiệu lực ... ngoài ra, các chỉ số thị trường có mức tăng trưởng khá, dòng vốn ngoại chảy vào TTCK có diễn biến tích cực … Tất cả những yếu tố trên đã góp phần tác động tích cực đến tâm lý nhà đầu tư, tạo

4.1.4. Momentum và thanh khoản trung bình qua các năm

Bảng 4.6: Momentum và thanh khoản trung bình qua các năm

Năm MOM LIQ 2008 0.287712 0.015747 2009 0.249398 0.009998 2010 0.197027 0.001356 2011 0.202945 -0.010038 2012 0.258293 -0.019926 06.2013 0.257211 -0.015080

Nhìn vào bảng 4.6 ta thấy MOM và thanh khoản trung bình giai đoạn 2008 – 2010 giảm mạnh, đến giai đoạn năm 2011 – 06.2013 thì tăng trở lại, điều này cũng phù hợp với các phân tích phía bên trên về sự khủng hoảng của tài chính toàn cầu giai

đoạn năm 2008 và các gói chính sách hỗ trợ của chính phủ cuối năm 2009 nhưcuộc vận động "Người Việt Nam ưu tiên dùng hàng Việt Nam" vào ngày 31/07/2009 của Bộ Chính Trị, thực hiện chính sách miễn, giảm, giãn thuế cho các công ty … nên giúp các công ty dần dần ổn định và phục hồi lại được.

4.2. Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu và ma trận tương quan của các biến trong mô hình

Trong phân tích hồi quy bình phương bé nhất OLS, kiểm định tính dừng và hiện tượng đa cộng tuyến là những bước đầu tiên quan trọng cần phải tiến hành.

4.2.1. Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu

Vì bản chất của phân tích hồi quy là xây dựng những dự báo cho tương lai. Một chuỗi không dừng sẽ không có giá trị thực tiễn bởi tác giả không thể sử dụng những mẫu dữ liệu trong quá khứ để khái quát hóa cho các giai đoạn thời gian khác. Tác giả không thể dự báo được điều gì cho tương lai, từđó cũng sẽ không thể tìm kiếm

liệu luôn thay đổi. Do vậy kiểm định tính dừng là bước đầu tiên để có thể ra quyết

định có nên sử dụng chuỗi dữ liệu quá khứ hay không. Một chuỗi được gọi là dừng nếu kỳ vọng, phương sai và hiệp phương sai không đổi theo thời gian. Trong bài luận văn, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root Test) vì phương pháp này được sử dụng khá phổ biến để kiểm định một chuỗi thời gian dừng hay không.

Xét mô hình: Yt = δYt-1 + ut

Trong đó: ut là sai số nhiễu ngẫu nhiên, phương sai σ2 là hằng số và không tự

tương quan.

Nếu δ = 1: Yt có nghiệm đơn vị, chuỗi không dừng và do đó, chuỗi sai phân bậc nhất: ∆Yt = Yt – Yt-1 = ut là chuỗi dừng.

Trong đề tài, tác giả dùng tiêu chuẩn kiểm định Augmented Dickey – Fuller (ADF) trong stata để kiểm định tính dừng của các chuỗi tỷ suất sinh lợi độc lập và phụ

thuộc.

Giả thiết : H0 : δ = 1 chuỗi không dừng H1: δ≠ 1chuỗi dừng

Tác giả đọc kết quả dựa vào hệ số thống kê τ. Nếu τ > τα thì bác bỏ giả thiết H0 và chấp nhận giả thiết H1 là chuỗi dừng.

Trong các chuỗi thời gian của mỗi biến tác giả kiểm định tính dừng, theo kết quả

bảng 4.7 giá trị tuyệt đối của t tính toán đều lớn hơn giá trị tuyệt đối của t trong stata và t tra bảng ở tất cả các mức ý nghĩa (|t_statistic| > |t_critical|). Như vậy, các chuỗi kiểm định đều là chuỗi dừng và có mức ý nghĩa thống kê ngay cả mức ý nghĩa cao nhất 1% điều này tạo điều kiện thuận lợi để tác giả tiến hành các bước phân tích tiếp theo.

Bảng4.7:Cácthốngkêt-statisticdùngđể kiểmđịnh tínhdừng Các biến t-statistic p-value RptDIS01 – Rft RptDIS02 – Rft RptDIS03 – Rft Mkt-Rf SMB HML MOM LIQ -6.434 -6.679 -6.290 -6.409 -8.234 -6.701 -4.843 -7.978 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 Giá trị kiểm định tới hạn của thống kê t Mức ý nghĩa 1% 5% 10% Nguồn từ bảng thống kê với n điều chỉnh là 65 -3.559 -2.918 -2.594 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.

4.2.2. Ma trận tương quan của các biến trong mô hình

Các giả thuyết về mối tương quan giữa các nhân tố trong mô hình đến tỷ suấtsinh

Xây dựng nhân tố thanh khoản(LIQ)

Kiểmđịnh tínhdừng của chuỗi dữ liệu