GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI
Lý do nghiên cứu
Thị trường chứng khoán Việt Nam đang trên đà phát triển mạnh mẽ, thu hút nhiều nhà đầu tư chuyên nghiệp Tuy nhiên, do còn non trẻ và tiềm ẩn nhiều biến động, thị trường này cũng mang đến không ít rủi ro, đặc biệt cho những nhà đầu tư mới hoặc những người tham gia theo hình thức đám đông mà chưa có đủ kiến thức về chứng khoán.
Rủi ro là điều không thể tránh khỏi khi đầu tư, đặc biệt là rủi ro thanh khoản khi chuyển nhượng quyền sở hữu chứng khoán Do đó, tính thanh khoản trở thành yếu tố quan trọng trong quyết định đầu tư Nghiên cứu của Amihud và Meldenson (1986) đã chỉ ra mối liên hệ giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tính không thanh khoản.
Nhiều nhà nghiên cứu đã tiếp tục điều tra mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi và tính thanh khoản, tuy nhiên, các bằng chứng thu thập được trong thời gian qua thường không đồng nhất.
Mặc dù có nhiều nghiên cứu về mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi và tính thanh khoản, nhưng nghiên cứu trên thị trường mới nổi và đặc biệt là thị trường Châu Á còn hạn chế Kết quả thực nghiệm cho thấy sự khác biệt giữa thị trường mới nổi và thị trường phát triển Do đó, câu hỏi đặt ra là liệu mối quan hệ này có tương tự như những nghiên cứu trước đây tại thị trường chứng khoán Việt Nam hay không? Liệu tính thanh khoản có thực sự là yếu tố giải thích tốt cho sự biến động của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu? Nghiên cứu sẽ xem xét tác động của thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu khi kiểm soát các yếu tố như beta, quy mô, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, nhân tố momentum và moment bậc cao (coskewness) Đây là những vấn đề chính trong đề tài "Nghiên cứu ảnh hưởng của thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam" mà tác giả đã chọn cho luận văn của mình.
Mục tiêu nghiên cứu
Mục tiêu nghiên cứu là phân tích tác động của thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam Nghiên cứu sẽ xem xét vai trò của tính thanh khoản như một yếu tố quan trọng trong việc giải thích biến động của tỷ suất sinh lợi theo thời gian.
Phương pháp nghiên cứu
Tác giả áp dụng mô hình ba nhân tố của Fama và French (1993) để phân tích dữ liệu cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ tháng 10 năm 2007 đến tháng 06 năm 2013 Phương pháp hồi quy tuyến tính theo cách bình phương bé nhất (OLS) được sử dụng trong nghiên cứu này nhằm cung cấp cái nhìn sâu sắc về hiệu suất cổ phiếu.
Trong bài viết "Thanh khoản và định giá tài sản: Bằng chứng từ thị trường chứng khoán Hong Kong" của Keith S.K Lam và Lewis H.K Tam (2011), các tác giả đã kiểm tra mô hình định giá tài sản CAPM và mô hình ba nhân tố Fama-French (1993) Mô hình này bao gồm các yếu tố thị trường, quy mô và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường Họ cũng bổ sung hai yếu tố mới là thanh khoản và momentum để xem xét khả năng giải thích hầu hết biến động chuỗi thời gian trong tỷ suất sinh lợi chứng khoán.
Bố cục của bài nghiên cứu
Ngoài phần tóm tắt, danh mục bảng, danh mục hình, danh mục các chữ viết tắt, phụ lục, tài liệu tham khảo, đề tài gồm 5 chương, bao gồm:
Chương 1 Giới thiệu đề tài Trong chương này, tác giả tóm tắt các nội dung chính của đề tài như lý do, mục tiêu, phương pháp, ý nghĩa của nghiên cứu
Chương 2 Các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới về ảnh hưởng của thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi các cổ phiếu của các công ty niêm yết Trong chương này, tác giả tóm tắt các nghiên cứu trước đó về các nhân tố tác động đến tỷ suất sinh lợi và các nghiên cứu trên thế giới về ảnh hưởng của thanh khoản đến TSSL các cổ phiếu
Chương 3 Phương pháp nghiên cứu Ở chương này, tác giả trình bày phương pháp và nguồn dữ liệu để thực hiện nghiên cứu cũng như mô tả các biến sử dụng trong đề tài Các nội dung được trình bày ở chương này làm cơ sở cho các phân tích tiếp theo ở Chương 4
Chương 4 Nghiên cứu ảnh hưởng của thanh khoản đến TSSL các cổ phiếu của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán ở Việt Nam Trong chương này, tác giả sẽ ước lượng TSSL theo các biến độc lập Sau đó, tác giả sẽ tiến hành kiểm định mô hình và phân tích các kết quả hồi quy
Chương 5 Kết luận Ở chương này, tác giả tổng kết lại vấn đề nghiên cứu và các hạn chế của đề tài.
NHỮNG NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRÊN THẾ GIỚI VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA TÍNH THANH KHOẢN VÀ TỶ SUẤT SINH LỢI CỦA CHỨNG KHOÁN
Mô hình 3 nhân tố của Fama và French (1993)
William Sharpe (1964) đã phát triển lý thuyết thị trường vốn dựa trên lý thuyết danh mục, bổ sung giả định về sự tồn tại của tài sản phi rủi ro, cho phép nhà đầu tư vay và cho vay với lãi suất phi rủi ro Hạt nhân của lý thuyết này là mô hình định giá tài sản vốn (CAPM – Capital Asset Pricing Model), trong đó sự biến thiên của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu được giải thích bởi nhân tố thị trường (β) Mô hình CAPM đã thu hút sự quan tâm lớn từ giới nghiên cứu học thuật và các nhà thực hành.
Sau một thời gian, nhiều tác giả đã chỉ ra những hạn chế của mô hình CAPM, cho rằng nhân tố thị trường (β) không đủ để giải thích sự biến động trong tỷ suất sinh lợi của chứng khoán Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã phát hiện ra rằng cần có nhiều yếu tố khác tham gia vào quá trình định giá tài sản Các nhân tố như quy mô (Banz, 1981), đòn bẩy tài chính (Bhandari, 1988), E/P (Basu, 1983) và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường B/P (Stattman, 1980; Rosenberg, Reid, Lanstein) đã được xác định là có ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi.
Fama và French (1992) trong nghiên cứu “Cross-section of Expected Stock Returns” đã phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trên các thị trường NYSE, AMEX và NASDAQ Nghiên cứu chỉ ra rằng không có mối quan hệ giữa beta và tỷ suất sinh lợi trung bình, đồng thời nhấn mạnh rằng các yếu tố quy mô và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường có ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi Dựa trên kết quả này, Fama và French đề xuất mô hình ba nhân tố để giải thích tỷ suất sinh lợi, cho rằng nếu cổ phiếu được định giá hợp lý, cần xem xét nhiều yếu tố rủi ro khác nhau.
Mô hình định giá tài sản 3 nhân tố của Fama và French (1993) đã chỉ ra rằng CAPM không đủ hiệu quả trong việc giải thích tỷ suất sinh lợi, từ đó bác bỏ những giả thuyết của mô hình này.
Fama và French (1993) đã mở rộng nghiên cứu trước đó của họ về cổ phiếu và trái phiếu trong bài viết "Common risk factors in the returns on stocks and bonds" Họ áp dụng hồi quy chuỗi thời gian để phân tích tỷ suất sinh lợi tháng của các tài sản này dựa trên 5 nhân tố chính: tỷ suất sinh lợi vượt trội danh mục thị trường (Rm-Rf), chênh lệch tỷ suất sinh lợi giữa cổ phiếu quy mô nhỏ và lớn (SMB), và chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi của các danh mục có giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp và cao (HML), cùng với phần bù kỳ hạn và phần bù rủi ro mất khả năng thanh toán Kết quả cho thấy ba nhân tố đầu tiên có ảnh hưởng đáng kể đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu, trong khi hai nhân tố còn lại tác động đến tỷ suất sinh lợi trái phiếu Từ đó, họ đã phát triển mô hình định giá tài sản 3 nhân tố cho cổ phiếu, bao gồm nhân tố thị trường, quy mô và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, giúp giải thích phần lớn sự khác biệt về tỷ suất sinh lợi giữa các cổ phiếu trên thị trường vốn cổ phần Mỹ.
Nghiên cứu chỉ ra rằng tâm lý thị trường và tính thanh khoản là những yếu tố quan trọng mà mô hình này chưa xem xét Tuy nhiên, nhiều nghiên cứu khác đã chứng minh rằng sau khi kiểm soát các yếu tố thị trường, tỷ lệ BE/ME và các biến khác, tính thanh khoản vẫn đóng vai trò quan trọng trong việc xác định tỷ suất sinh lợi.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Phương pháp nghiên cứu
Trong các nghiên cứu gần đây, nhiều tác giả đã áp dụng mô hình hồi quy tuyến tính để phân tích mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi (TSSL) của cổ phiếu và các yếu tố trong mô hình Tiếp nối các nghiên cứu trước, bài viết này cũng sử dụng phương pháp tương quan và hồi quy theo phương pháp bình phương bé nhất (OLS) nhằm làm rõ các mục tiêu nghiên cứu đã đề ra.
Theo phương pháp này, tác giả sẽ kiểm định các giả thuyết của mô hình thông qua các phương pháp như kiểm định nghiệm đơn vị của Augmented Dickey-Fuller (ADF) để xác định tính dừng của chuỗi dữ liệu, kiểm định Dubin-Watson để phát hiện hiện tượng tự tương quan, và sử dụng thừa số tăng phương sai (Variance Inflation Factor - VIF) để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến.
Tác giả đã sử dụng Microsoft Excel 2010 để thực hiện các phép tính và lọc dữ liệu cần thiết Tiếp theo, phần mềm Stata 11.0 được áp dụng để ước lượng và kiểm định các hệ số trong các phương trình hồi quy.
Mô hình nghiên cứu
Tác giả áp dụng phương pháp nghiên cứu của Keith S.K.Lam, Lewis H.K.Tam
(2011) trong bài nghiên cứu „„Liquidity and asset pricing: Evidence from the Hong
Thị trường chứng khoán Kong cần kiểm tra mô hình định giá tài sản, bao gồm các yếu tố như quy mô, giá trị sổ sách so với giá trị thị trường và tính thanh khoản Việc này nhằm xem xét liệu các yếu tố này có thể giải thích hầu hết các biến động trong chuỗi thời gian của tỷ suất sinh lợi chứng khoán hay không Nếu tính thanh khoản được định giá đúng, các hệ số chặn sẽ bằng 0 khi đã kiểm soát các yếu tố thanh khoản.
Tác giả tiến hành kiểm tra mô hình CAPM ba khoảnh khắc, mô hình ba nhân tố Fama-French, và mô hình ba nhân tố mở rộng với các yếu tố thanh khoản và động lực Các hồi quy chuỗi thời gian OLS được thực hiện cho từng danh mục theo từng mô hình.
Mô hình 3-moment CAPM, được đề xuất và kiểm tra thực nghiệm bởi Kraus và Litzenberger (1976), đã mở ra câu hỏi liệu rủi ro độ nghiêng có điều kiện có bao gồm tính thanh khoản hay không Để làm rõ vấn đề này, tác giả đã đưa nhân tố moment bậc cao, hay độ lệch điều kiện (coskewness), vào mô hình CAPM truyền thống Đồng thời, tác giả cũng kiểm tra mô hình ba nhân tố Fama và French, bao gồm tỷ suất sinh lợi thị trường vượt trội, nhân tố quy mô và nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, cùng với mô hình ba nhân tố bổ sung thêm nhân tố thanh khoản và nhân tố momentum Các mô hình này được trình bày qua các phương trình từ (3.1) đến (3.3).
– : là tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục
Tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường được tính bằng cách lấy tỷ suất sinh lợi thị trường trừ đi lãi suất phi rủi ro Nhân tố coskewness là trung bình chuỗi thời gian của MP t.
: Nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
, , , , , lần lượt là hệ số độ dốc của các nhân tố , ̅̅̅̅̅ , , ,
Tác giả áp dụng GRS F-test để kiểm tra tính đồng thời của các hệ số chặn anpha trong mô hình, nhằm xác định xem chúng có bằng 0 hay không Các nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng, một mô hình định giá tài sản được coi là hiệu quả khi các yếu tố trong mô hình phản ánh đầy đủ các ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu, và các hệ số chặn của các danh mục tỷ suất sinh lợi hồi quy theo chuỗi thời gian cũng đồng thời bằng 0.
Dữ liệu nghiên cứu
Theo nghiên cứu của Fama và French (1993), các tác giả đã lựa chọn những công ty cổ phần không thuộc lĩnh vực tài chính và có vốn cổ phần dương để đưa vào mẫu nghiên cứu của mình.
Trong nghiên cứu này, tác giả đã chọn lọc các công ty phi tài chính có vốn cổ phần dương trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP Hồ Chí Minh (HSX) và Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội (HNX) Đồng thời, nghiên cứu cũng loại bỏ các cổ phiếu không có báo cáo tài chính, cổ phiếu có giá trị sổ sách bằng 0, và những cổ phiếu nằm trong diện kiểm soát.
Các cổ phiếu trong nghiên cứu này phải được niêm yết ít nhất 2 năm trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP Hồ Chí Minh (HSX) và Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội (HNX), như đã được Fama và French (1993) chỉ ra Những cổ phiếu không đáp ứng tiêu chí này sẽ bị loại khỏi cơ sở dữ liệu của mô hình.
Tác giả đã lựa chọn cơ sở dữ liệu cổ phiếu bao gồm các công ty niêm yết trước ngày 01/10/2007 và vẫn tiếp tục giao dịch trên sàn cho đến tháng 06 năm nay.
Năm 2013, việc loại bỏ cổ phiếu quỹ và những cổ phiếu đã hủy niêm yết tính đến cuối năm 2012 đã diễn ra Đồng thời, các cổ phiếu bị đưa vào diện kiểm soát trong năm 2012 và những công ty không nộp báo cáo tài chính trong năm đó cũng bị đưa vào diện kiểm soát tài chính.
Nghiên cứu này được thực hiện từ năm 2013, tập trung vào dữ liệu trong khoảng thời gian từ ngày 01/10/2007 đến ngày 30/06/2013, với 156 quan sát giá cổ phiếu hàng tháng, tương ứng với 156 TSSL cổ phiếu trong giai đoạn này Danh sách chi tiết các công ty tham gia nghiên cứu có thể được tham khảo trong phụ lục 1 Tác giả đã thu thập các dữ liệu liên quan cho mỗi công ty trong mẫu nghiên cứu.
Giá đóng cửa của cổ phiếu vào cuối mỗi ngày giao dịch được điều chỉnh để phản ánh các yếu tố như cổ tức cổ phiếu, thưởng cổ phiếu và cổ tức tiền mặt Dữ liệu giá này được thu thập từ Công Ty Cổ Phần Tài Việt (VietStock) trong khoảng thời gian từ 01/10/2007 đến 30/06/2013.
Khối lượng cổ phần lưu hành vào cuối mỗi năm từ 01/10/2007 đến 31/12/2012 được ghi nhận, riêng năm 2013, số liệu được tính vào cuối ngày 30/06/2013 Dữ liệu này kết hợp với giá cổ phiếu để tính toán quy mô của từng công ty vào cuối mỗi tháng trong giai đoạn nghiên cứu.
Giá trị sổ sách của vốn cổ phần được ghi nhận vào ngày 31/12 hàng năm từ năm 2008 đến 2012, trong khi năm 2013, giá trị này được lấy vào ngày 30/06 Dữ liệu về khối lượng cổ phần đang lưu hành và giá trị sổ sách của vốn cổ phần được thu thập từ Công Ty Cổ Phần Tài Việt (Vietstock).
- Lãi suất phi rủi ro tác giả tổng hợp lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 2 năm từ 01/2008 đến 06/2013 nguồn từ:
Website: http://asianbondsonline.adb.org trái phiếu trực tuyến Châu Á của ngân hàng Phát Triển Châu Á
Website: http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx Công Ty Chứng Khoán Tân Việt.
Cách thức hình thành và phương pháp tính toán các biến trong mô hình
R p – R f : là TSSL vượt trội của từng danh mục cổ phần
- R p : là TSSL trung bình từng danh mục cổ phần
- R f : là TSSL trái phiếu chính phủ được tính theo tháng
Trong nghiên cứu năm 2011, Lam và Tam đã phát triển 25 danh mục cho từng năm trên thị trường chứng khoán Hồng Kông Tuy nhiên, trong nghiên cứu này, tác giả chỉ xây dựng 9 danh mục cho mỗi năm trên thị trường chứng khoán Việt Nam Fama và French chỉ ra rằng việc phân chia danh mục theo quy mô và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thành 5 hoặc 3 danh mục không ảnh hưởng đến kết quả kiểm định Hơn nữa, số lượng công ty được nghiên cứu trong mô hình trung bình là
156 công ty từ giai đoạn tháng 10/2007 đến tháng 06/2013 (chỉ khoảng 3,26% trong
Vào cuối năm 1991, có 4,791 công ty niêm yết trên NYSE theo nghiên cứu của Fama và French, trong khi khoảng 20,28% trong số 769 công ty trên thị trường chứng khoán Hồng Kông từ tháng 7/1981 đến tháng 6/2004 được ghi nhận trong nghiên cứu của Lam và Tam (2011) Do số lượng cổ phiếu hạn chế, tác giả đã phân chia chúng thành 3 nhóm và hình thành 2 danh mục dựa trên quy mô, biến đại diện thanh khoản, giá trị sổ sách so với giá trị thị trường Nghiên cứu sử dụng 8 biến đại diện cho thanh khoản, với chi tiết về cách tính sẽ được trình bày trong các phần tiếp theo.
Tác giả đã xây dựng 9 danh mục quy mô và thanh khoản bằng cách xếp hạng chứng khoán theo giá trị vốn hóa thị trường, chia thành 3 nhóm danh mục cân bằng theo quy mô Để đánh giá tính thanh khoản, tác giả tính toán biến đại diện hàng năm cho từng cổ phần và phân chia chúng thành 3 nhóm danh mục thanh khoản Kết quả là 9 danh mục được hình thành từ sự kết hợp giữa quy mô và tính thanh khoản Ngoài ra, tác giả cũng kết hợp giá trị sổ sách trên giá trị thị trường với biến đại diện cho thanh khoản để tái xây dựng danh mục Việc phân loại lại danh mục được thực hiện vào cuối mỗi năm từ năm 2008 đến tháng 6 năm 2013.
Tác giả đã tính toán tỷ suất sinh lợi trung bình cho từng danh mục cổ phiếu bằng cách lấy trung bình tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu trong từng danh mục, sử dụng khung thời gian hàng tháng để thực hiện các phép tính này.
- R p là TSSL trung bình của từng danh mục
- R it là tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu thứ i tại thời điểm trong tháng t
- Pi (t-1) là giá đóng cửa của cổ phiếu i tháng t-1 đã được điều chỉnh
- Pi (t) là giá đóng cửa của cổ phiếu i tháng t đã được điều chỉnh
Giá đóng cửa hàng tháng là giá của phiên giao dịch cuối cùng trong tháng, và nếu không có giao dịch vào phiên cuối tuần, giá sẽ được lấy từ phiên giao dịch tiếp theo Giá này được điều chỉnh để phản ánh các yếu tố như cổ tức cổ phiếu, cổ phiếu thưởng và cổ tức tiền mặt.
3.4.2 Hình thành biến độc lập
3.4.2.1 Nhân tố thị trường và nhân tố coskewness a Nhân tố thị trường
MP t là chỉ số thể hiện yếu tố thị trường, được tính bằng tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục thị trường, tức là chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi của danh mục thị trường và tỷ suất sinh lợi phi rủi ro.
R m : TSSL thị trường là TSSL trung bình của cổ phiếu gia quyền theo giá trị vốn hóa thị trường của cổ phiếu
Với R i là TSSL trung bình của các cổ phiếu w i là tỷ trọng theo giá trị thị trường của từng cổ phiếu
Lãi suất phi rủi ro được xác định dựa trên lãi suất của trái phiếu chính phủ kỳ hạn 2 năm, do không có dữ liệu về lãi suất tín phiếu kho bạc (T.Bill) 1 tháng, 3 tháng và 1 năm tại thị trường Việt Nam Trong nghiên cứu này, lãi suất phi rủi ro được tính là trung bình của MP t trong suốt thời gian nghiên cứu, đồng thời cũng xem xét yếu tố coskewness.
3.4.2.2 Nhân tố quy mô và nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
Năm 1993, Fama và French đã xây dựng 6 danh mục cổ phần, phân chia thành 2 nhóm quy mô (S và B) dựa trên trung vị vốn hóa thị trường Các cổ phần được phân loại độc lập theo tỷ số BE/ME, với 30% công ty có tỷ số BE/ME thấp nhất, 40% ở mức trung bình và 30% cao nhất Tuy nhiên, hai tác giả cho rằng việc phân loại này là tùy ý và không ảnh hưởng đến kết quả kiểm định Trong nghiên cứu này, tác giả chỉ phân cổ phiếu thành 2 nhóm quy mô dựa vào quy mô trung vị: nhóm S gồm các cổ phiếu có quy mô nhỏ hơn và nhóm B gồm các cổ phiếu có quy mô bằng hoặc lớn hơn quy mô trung vị.
Sau khi phân chia hai nhóm S và B theo quy mô trung vị, tác giả tiếp tục chia mỗi nhóm này theo BE/ME trung vị thành hai nhóm: nhóm có BE/ME thấp (ký hiệu là L) và nhóm có BE/ME cao (ký hiệu là H) Trong đó, 50% cổ phiếu thuộc về nhóm có BE/ME thấp hơn BE/ME trung vị, trong khi 50% còn lại thuộc về nhóm có BE/ME bằng hoặc cao hơn BE/ME trung vị.
Bài viết hình thành bốn danh mục chính: S/L, S/H, B/L và B/H Danh mục S/L bao gồm các công ty nhỏ (S) với giá trị BE/ME thấp (L), trong khi danh mục S/H tập hợp các công ty nhỏ (S) có giá trị BE/ME cao (H) Danh mục B/L chứa các công ty lớn (B) với giá trị BE/ME thấp (L), và danh mục B/H bao gồm những công ty lớn (B) có giá trị BE/ME cao (H) Nhân tố quy mô (SMB – Small Minus Big) là yếu tố quan trọng trong phân loại này.
Danh mục SMB được thiết lập để phản ánh rủi ro trong tỷ suất sinh lợi theo quy mô Tỷ suất sinh lợi hàng tháng của SMB được tính bằng cách lấy chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi trung bình của hai danh mục quy mô nhỏ (S/L và S/H) và tỷ suất sinh lợi trung bình của hai danh mục quy mô lớn (B/L và B/H).
Nhân tố SMB được tính bằng cách lấy tỷ suất sinh lợi trung bình của hai danh mục quy mô nhỏ trừ đi tỷ suất sinh lợi trung bình của hai danh mục quy mô lớn.
(3.7) b Nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (HML – High minus Low)
Danh mục HML được thiết lập nhằm phản ánh rủi ro trong tỷ suất sinh lợi liên quan đến BE/ME Tỷ suất sinh lợi hàng tháng của HML được tính bằng cách lấy chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi trung bình của hai danh mục BE/ME cao (S/H và B/H) và tỷ suất sinh lợi trung bình của hai danh mục BE/ME thấp (S/L và B/L).
Nhân tố HML được tính bằng cách lấy tỷ suất sinh lợi trung bình của hai danh mục có tỷ lệ BE/ME cao trừ đi tỷ suất sinh lợi trung bình của hai danh mục có tỷ lệ BE/ME thấp.
3.4.2.3 Nhân tố Momentum (WML - Winner minus Loser)
Danh mục WML được hình thành dựa trên bài nghiên cứu của L’Her và cộng sự
(2004), đó là dựa vào TSSL hàng tháng của các cổ phiếu, tác giả chia thành 03 nhóm danh mục, ký hiệu như sau:
- Nhóm danh mục WINNER (W): các công ty có TSSL từ phân vị thứ 70% trở lên
- Nhóm danh mục NEUTRAL (M): các công ty có TSSL từ phân vị thứ 30% đến phân vị thứ 70%
- Nhóm danh mục LOSER (L): các công ty có TSSL từ phân vị thứ 30% trở xuống
Tác giả đã kết hợp kết quả từ ba danh mục với phân nhóm S và B dựa trên quy mô trung vị, tạo ra sáu danh mục S/W, S/M, S/L, B/W, B/M, và B/L Danh mục S/W gồm các công ty quy mô nhỏ (S) với tỷ suất sinh lợi cao (W), trong khi danh mục B/W bao gồm các công ty quy mô lớn (B) cũng có tỷ suất sinh lợi cao (W) Ngược lại, danh mục S/L chứa các công ty quy mô nhỏ (S) với tỷ suất sinh lợi thấp (L), và danh mục B/L là các công ty quy mô lớn (B) có tỷ suất sinh lợi thấp (L).
Tổng hợp cách tính toán, nguồn gốc các chỉ tiêu và nhân tố trong mô hình
Giá đóng cửa của cổ phiếu vào cuối mỗi tháng
Là giá giao dịch của cổ phiếu vào thời điểm đóng cửa của mỗi tháng
Thông qua gói sản phẩm dữ liệu tài chính mà học viên mua từ Công ty cổ phần Tài Việt: www.vietstock.vn
Giá sổ sách của mỗi cổ phiếu vào cuối mỗi năm
Vốn chủ sở hữu của cổ phần thường/số lượng cổ phần đang lưu hành vào thời điểm cuối mỗi năm
Từ bảng báo cáo tài chính của công ty được cung cấp bởi Công Ty Cổ Phần Tài Việt
Khối lượng cổ phần đang lưu hành tại thời điểm cuối mỗi năm của các năm trong giai đoạn từ 01/10/2007 đến
31/12/2012 Riêng giai đoạn từ 01/01/2013 đến
Sổ lượng cổ phiếu niêm yết trừ (-) cổ phiếu quỹ
Từ bảng báo cáo tài chính của công ty được cung cấp bởi Công Ty Cổ Phần Tài Việt lượng cổ phần đang lưu hành tại thời điểm cuối
ME: quy mô hay vốn hóa thị trường của công ty
Số lượng cổ phiếu đang lưu hành * Giá thị trường cổ phiếu Tính toán của tác giả
BE/ME: giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
Vốn chủ sở hữu của cổ phần thường/giá trị vốn hóa thị trường
Tính toán của tác giả
SMB: nhõn tố quy mụ = ẵ(RS/H+RS/L) – ẵ(RB/H+RB/L) Tớnh toỏn của tỏc giả
HML: nhân tố giá trị sổ sỏch trờn giỏ trị thị trường = ẵ(RS/H+RB/H) – ẵ(RS/L+RB/L) Tớnh toỏn của tỏc giả
WML: nhõn tố momentum = ẵ(R S/W +R B/W ) – ẵ(RS/L+RB/L) Tớnh toỏn của tỏc giả
LIQ: nhõn tố thanh khoản = ẵ(R S/L1 +R B/L1 ) - ẵ(R S/L3 -
RB/L3) Tính toán của tác giả
R m : TSSL thị trường Tính toán của tác giả
R f : Lãi suất phi rủi ro Lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 2 năm
Ngân hàng Phát Triển Châu Á: http://asianbondsonline.adb.o rg 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/List ingBondsList.aspx
Mục Danh Sách Trái Phiếu Niêm Yết
R p : Đại diện cho TSSL của từng danh mục Tính toán của tác giả
R it : là TSSL của cổ phiếu tại thời điểm t Tính toán của tác giả
R p – R f : TSSL trung bình vượt trội của 18 danh mục quy mô – thanh khoản,
Tính toán của tác giả
PHÂN TÍCH VÀ THẢO LUẬN KẾT QUẢ
Thống kê mô tả và mối tương quan giữa các biến nghiên cứu
Trong nghiên cứu này, tác giả đã đo lường tính thanh khoản qua 8 phương pháp khác nhau, tương ứng với 8 biến đại diện Tuy nhiên, trong phần này, tác giả chỉ trình bày thống kê mô tả cho các danh mục và biến độc lập trong mô hình hồi quy, cùng với ma trận tương quan giữa các biến giải thích, nhằm kiểm tra tính độc lập của biến LIQ, được đại diện bởi tỷ lệ giao dịch (turnover ratio) Các biến đại diện tương tự khác sẽ được trình bày trong phần phụ lục.
Bảng 4.1 cung cấp thống kê mô tả cho 18 danh mục được tạo ra từ sự kết hợp giữa quy mô, giá trị sổ sách và giá trị thị trường, đồng thời xem xét tính thanh khoản của chứng khoán.
Trong Panel A bảng 4.1, các danh mục được phân loại theo quy mô và tính thanh khoản của chứng khoán, nhưng không có mối tương quan rõ ràng giữa biến động quy mô trung bình công ty và tính thanh khoản trung bình Tương tự, Panel B cũng không cho thấy mối liên hệ nào giữa quy mô, tính thanh khoản và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BE/ME) khi BE/ME được kiểm soát Điều này chỉ ra rằng nếu tính thanh khoản có ảnh hưởng đáng kể đến tỷ suất sinh lợi chứng khoán, thì tác động của nó không tương tự như mối quan hệ giữa quy mô và BE/ME.
Bảng 4.1 trình bày số lượng trung bình cổ phiếu trong các danh mục khác nhau, bao gồm 9 danh mục theo quy mô và thanh khoản Kết quả cho thấy danh mục quy mô lớn và thanh khoản lớn có số lượng công ty ít hơn so với danh mục quy mô nhỏ và thanh khoản lớn, cũng như danh mục quy mô trung bình và thanh khoản trung bình Tương tự, danh mục có tỷ lệ BE/ME thấp và thanh khoản cao cũng ít công ty hơn so với danh mục tỷ lệ BE/ME thấp và thanh khoản cao, danh mục tỷ lệ BE/ME cao và thanh khoản cao, cùng với danh mục tỷ lệ BE/ME trung bình.
Bảng 4.1 cung cấp thống kê mô tả về các nhóm danh mục xây dựng, được phân loại dựa trên quy mô và thanh khoản, cũng như tỷ lệ BE/ME và thanh khoản trong giai đoạn từ 01/01/2008 đến 30/06/2013.
Size Liquidity TB Quy Mô TB BE/ME TB LIQ
BE/ME Liquidity TB Quy Mô TB BE/ME TB LIQ
Liquidity rank BE/ME rank
Nguồn: Tác giả tính toán
Bảng 4.2: Thống kê mô tả các biến giải thích trong mô hình hồi quy theo chuỗi thời gian từ
Nhân tố Trung bình Trung vị Nhỏ nhất Lớn nhất Độ lệch chuẩn
LIQ 1 -TurnoverRatio 0.0015 0.0054 -0.2520 0.1401 0.0766 LIQ 2 -TradingVolume 0.0214 0.0285 -0.2010 0.1563 0.0702 LIQ 3 -STDEVTurnoverRatio -0.0062 0.0095 -0.3120 0.1093 0.0825 LIQ 4 -STDEVTradingVolume 0.0073 0.0271 -0.1746 0.1277 0.0640 LIQ 5 -CoefficientTurnover -0.0176 -0.0116 -0.2032 0.0674 0.0461 LIQ 6 -CoefficientTradingVolume -0.0094 -0.0066 -0.1965 0.0810 0.0450
Nguồn: Tác giả tính toán dựa vào kết quả ước lượng hệ số hồi quy bằng chương trình stata 11.0
Bảng 4.2 cung cấp thống kê mô tả về các biến giải thích trong mô hình hồi quy Tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường có giá trị trung bình là 0.54% mỗi tháng, thấp hơn so với 1.19% trong nghiên cứu của Lam và Tam (2011) tại thị trường Hồng Kông và 0.43% trong nghiên cứu của Fama-French (1993).
Trong nghiên cứu này, giá trị trung bình hàng tháng của phần bù quy mô (SMB) tại thị trường Việt Nam là 0.06%, thấp hơn so với 0.28% của Lam và Tam (2011) cũng như 0.27% của Fama-French (1993) Đối với phần bù nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (HML), trung bình là 2.21% mỗi tháng, cũng thấp hơn so với 0.83% và 0.40% trong các nghiên cứu trước Phần bù nhân tố momentum có trung bình hàng tháng là 22.37%, trong khi thị trường Hồng Kông và Mỹ lần lượt là -0.42% và 0.91%, cho thấy momentum tại Việt Nam cũng không có ý nghĩa rõ ràng Về phần bù thanh khoản, các giá trị trung bình hàng tháng của các biến đại diện như LIQ 1 (0.15%) và LIQ 2 (2.14%) đều thấp hơn so với nghiên cứu tại Hồng Kông, ví dụ, biến turnover ratio tại Hồng Kông là 1.28% Điều này cho thấy nhà đầu tư Việt Nam ít quan tâm đến tính thanh khoản hơn so với nhà đầu tư Hồng Kông, nhưng vẫn thể hiện sự quan tâm nhất định đến yếu tố này trong định giá chứng khoán.
Bảng 4.3 trình bày mối tương quan giữa các biến giải thích trong mô hình hồi quy
Bảng 4.4, Panel A, trình bày mối tương quan giữa 8 nhân tố thanh khoản (LIQ 1 - LIQ 8), trong khi Panel B tập trung vào mối tương quan của biến đại diện tính thanh khoản - tỷ lệ luân chuyển (LIQ 1) với các nhân tố còn lại trong mô hình Các mối tương quan giữa các biến đại diện tính thanh khoản còn lại và các nhân tố khác của mô hình hồi quy sẽ được trình bày trong phần phụ lục để tiết kiệm không gian.
Bảng 4.3: Mối tương quan giữa các biến đại diện tính thanh khoản và mối tương quan giữa các biến giải thích trong mô hình hồi quy
LIQ 1 LIQ 2 LIQ 3 LIQ 4 LIQ 5 LIQ 6 LIQ 7 LIQ 8
MP ̅̅̅̅̅ SMB HML WML LIQ 1
Nguồn: Tác giả tính toán dựa vào kết quả ước lượng hệ số hồi quy bằng chương trình stata 11.0
Theo bảng 4.3, Panel A cho thấy các phương pháp đo lường thanh khoản có sự tương quan cao với nhau, tương tự như nghiên cứu của Lam và Tam (2011) cũng như Keene và Peterson (2007) Hầu hết các mối tương quan đều thuận, ngoại trừ LIQ7 và LIQ8 có tương quan âm so với các biến đại diện cho tính thanh khoản khác Tất cả các mối tương quan này đều đạt ý nghĩa thống kê ở mức 1%.
Biến đo lường thanh khoản turnover ratio (LIQ 1) cho thấy mối tương quan âm với các biến MP, HML, WML và mối tương quan dương với biến SMB Mặc dù các mối tương quan này đều nhỏ, mối tương quan âm cao giữa MP và LIQ 1 ở mức -0.7764 có ý nghĩa ở mức 1%, tương tự như kết quả nghiên cứu của Lam và Tam (2011), cho thấy khả năng xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến Tuy nhiên, kết quả kiểm định các giả thiết của OLS trong phần phụ lục cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra, khẳng định rằng biến LIQ 1 có thể là một biến độc lập giải thích tốt cho tỷ suất sinh lợi của chứng khoán.
Phân tích dữ liệu và kết quả nghiên cứu
Tác giả trình bày kết quả hồi quy cho hai phương pháp xây dựng danh mục trong các mô hình định giá đã nêu Qua phân tích các kết quả này, bài viết nhằm xác định mô hình định giá tài sản phù hợp hơn cho việc định giá chứng khoán trên thị trường Việt Nam.
Tác giả sẽ trình bày kết quả hồi quy của mô hình bằng cách thay thế nhân tố thanh khoản bằng 8 biến đại diện tính thanh khoản được đo lường qua 8 phương pháp khác nhau Mục tiêu là xác định biến đại diện nào cho nhân tố thanh khoản mang lại kết quả tốt nhất và phù hợp nhất với thị trường Việt Nam Đồng thời, tác giả cũng sẽ kiểm tra tính bền vững của kết quả khi thay đổi các biến đại diện cho nhân tố thanh khoản.
4.2.1 Nhân tố thanh khoản (LIQ) đại diện bởi turnover ratio
Bảng 4.4 trình bày kết quả hồi quy cho mô hình 3 nhân tố (MP, SMB, HML) đối với hai nhóm danh mục, được xây dựng dựa trên quy mô - thanh khoản (Panel A) và BE/ME - thanh khoản (Panel B).
Theo Panel A bảng 4.4, có 2 trong 9 hệ số chặn không có ý nghĩa thống kê ở mức 10% Kiểm định GRS F-test cho thấy các hệ số chặn alpha không đồng thời bằng 0 với mức ý nghĩa thống kê 10% Hầu hết các hệ số của các nhân tố MP, SMB, HML đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, trong đó nhân tố MP có tất cả các hệ số hồi quy đều đạt ý nghĩa thống kê cao ở mức 1%.
Có 6 hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, trong khi 3 hệ số hồi quy không có ý nghĩa tập trung chủ yếu ở nhóm danh mục lớn Hệ số hồi quy có xu hướng giảm khi quy mô danh mục tăng, với các hệ số âm cho danh mục lớn và dương cho các danh mục nhỏ hơn Nhân tố HML cũng cho thấy 7 hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, chủ yếu ở danh mục quy mô vừa và nhỏ Trung bình hệ số hồi quy của MP gần bằng 1.0, phù hợp với nghiên cứu của Lam và Tam (2011) cùng với Fama và French (1993) trên thị trường chứng khoán Hồng Kông.
Kết quả hồi quy cho thấy các danh mục dựa trên tỷ lệ BE/ME và thanh khoản có hệ số chặn có ý nghĩa thống kê ở mức 5% Kiểm định GRS F-test xác nhận rằng tất cả các hệ số chặn alpha của mô hình đều bằng 0 Hầu hết các hệ số của các nhân tố MP, SMB, HML đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, trong đó hệ số MP gần bằng 1.0 và có ý nghĩa cao Nhân tố SMB và HML có hai hệ số hồi quy không có ý nghĩa, chủ yếu tập trung ở nhóm kém thanh khoản và tỷ lệ BE/ME thấp Hệ số hồi quy của nhân tố HML có xu hướng tăng khi tỷ lệ BE/ME gia tăng, trong khi hệ số hồi quy của nhân tố SMB không cho thấy xu hướng rõ ràng.
Bảng 4.4 trình bày kết quả hồi quy cho mô hình 3 nhân tố áp dụng cho 9 danh mục, được xây dựng dựa trên sự kết hợp giữa quy mô - thanh khoản và BE/ME - thanh khoản trong khoảng thời gian từ 01/01/2008 đến 30/06/2013.
Bảng trình bày các hệ số hồi quy và giá trị p-value tương ứng từ mô hình hồi quy 3 nhân tố Fama và French cho tỷ suất sinh lợi hàng tháng của 9 danh mục dựa trên quy mô – thanh khoản (Panel A) và BE/ME – thanh khoản (Panel B).
Phân vị thanh khoản Phân vị BE/ME
GRS test statistic: 1.8745715 ; p-value: 0.07580485 ( Pane A)
GRS test statistic: 1.2671203 ; p-value: 0.27600844 ( Panel B)
Nguồn: Tác giả tính toán dựa vào kết quả ước lượng hệ số hồi quy bằng chương trình stata 11.0
Hầu hết các giá trị R 2 điều chỉnh đều cao, dao động từ 81.31% đến 95.4%, tương đồng với nghiên cứu của Fama và French (1993) và vượt trội hơn so với nghiên cứu của Lam và Tam (2011).
Một số hệ số chặn trong các danh mục không có ý nghĩa, và một vài hệ số hồi quy của SMB, HML cũng không có ý nghĩa, cho thấy rằng các biến trong mô hình 3 nhân tố (thị trường, quy mô, tỷ lệ BE/ME) chưa đủ để giải thích biến động giá trên thị trường Việt Nam Kiểm định GRS F-test cho danh mục kết hợp giữa quy mô và thanh khoản chỉ ra rằng các hệ số chặn alpha không đồng thời bằng 0 với mức ý nghĩa thống kê 10%, bác bỏ giả thiết rằng thanh khoản không được định giá trên thị trường chứng khoán Việt Nam Do đó, tác giả xem xét mô hình 3 nhân tố với sự bổ sung của nhân tố thanh khoản và nhân tố momentum.
Bảng 4.5 trình bày kết quả hồi quy từ mô hình 5 nhân tố (MP, SMB, HML, WML và LIQ) cho 9 danh mục, được xây dựng dựa trên sự kết hợp giữa quy mô và thanh khoản trong Panel A, cùng với BE/ME và thanh khoản trong Panel B.
Trong phân tích tại Panel A, ba hệ số chặn không có ý nghĩa thống kê đã được ghi nhận, tăng một so với kết quả của mô hình hồi quy ba nhân tố Kết quả cho thấy, trong mô hình hồi quy ba nhân tố (bảng 4.4 Panel A), hầu hết các hệ số hồi quy của các nhân tố SMB, HML và LIQ đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% Hệ hồi quy trung bình của nhân tố MP gần bằng 1.0 và tất cả đều đạt mức ý nghĩa thống kê cao 1% Đối với nhân tố LIQ, có hai hệ số hồi quy không có ý nghĩa, nằm trong nhóm danh mục quy mô trung bình, lớn và tính thanh khoản trung bình, trong khi bảy hệ số hồi quy còn lại có ý nghĩa thống kê cao 1% Các hệ số hồi quy này thường có giá trị dương đối với danh mục kém thanh khoản và âm đối với danh mục thanh khoản cao Cuối cùng, nhân tố WML chủ yếu không có ý nghĩa, với chỉ hai trong tổng số chín hệ số hồi quy có ý nghĩa.
Tại Panel B, số lượng các hệ số chặn khác không có ý nghĩa giảm xuống còn 1 Kết quả cho thấy hầu hết các hệ số hồi quy liên quan đến các nhân tố MP, SMB, HML, và LIQ đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, trong khi các hệ số hồi quy đối với nhân tố WML không có ý nghĩa.
Theo bảng 4.5, hầu hết các hệ số hồi quy của các nhân tố đều có ý nghĩa, trong đó MP là mạnh nhất với mức ý nghĩa 1% Các hệ số hồi quy của SMB, HML và LIQ cũng có ý nghĩa thống kê, chủ yếu ở mức 1%, một số ở mức 5% Kết quả cho thấy hệ số hồi quy của MP gần bằng 1.0, trong khi hệ số của SMB giảm theo quy mô công ty Hệ số hồi quy của HML tăng khi tỷ lệ BE/ME tăng, và LIQ có xu hướng dương đối với công ty nhỏ, kém thanh khoản, nhưng âm đối với công ty lớn, thanh khoản cao Chỉ có một vài hệ số của WML có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, cho thấy WML không quan trọng trong định giá cổ phiếu tại thị trường chứng khoán Việt Nam.
Bảng 4.5 trình bày kết quả hồi quy cho mô hình 3 nhân tố, bao gồm nhân tố thanh khoản và nhân tố momentum, đối với 9 danh mục được xây dựng từ sự kết hợp giữa quy mô - thanh khoản và BE/ME - thanh khoản trong giai đoạn từ 01/01/2008 đến 30/06/2013 Kết quả hồi quy thể hiện các hệ số hồi quy cùng với giá trị thống kê p-value tương ứng cho tỷ suất sinh lợi hàng tháng của 9 danh mục quy mô - thanh khoản (Panel A) và BE/ME - thanh khoản (Panel B).
Phân vị thanh khoản Phân vị quy mô
Phân vị thanh khoản Phân vị BE/ME
GRS test statistic: 3.0130092 ; p-value: 0.00572698 (Panel A)
GRS test statistic: 1.3690171 ; p-value: 0.22621615 (Panel B)
Nguồn: Tác giả tính toán dựa vào kết quả ước lượng hệ số hồi quy bằng chương trình stata 11.0
